再認正確率

H1-1：空間不確定性和知覺負載兩項因子對再認正確率會有交互作用。在低空間不確定 性的組別中，高知覺負載遊戲情境的內置廣告品牌再認正確率顯著較低知覺負載 情境低；而在高空間不確定性的組別中，則會出現相反情況。

與實驗一的計算方法相同，再認正確率同樣將信號（Signal）刺激物與噪音（noise）

刺激物的再認成績共同計算，並以 two way ANOVA 重覆量數進行統計分析。結果顯示，

知覺負載和空間不確定性兩個因子之間有接近顯著的交互作用（F（1,24）=4.240, p=.051）。

本研究進一步以單因子變異數分析高和低空間不確定性組別中不同知覺負載的差異，結 果顯示在高空間不確定性組別中，高知覺負載情境的再認正確率顯著高於低知覺負載情 境(F(1,48)=5.198, p<.05)。而低空間不確定性組別則無顯著差異，但比較帄均數之後，發 現實驗結果與假設預期方向相符，亦即在低空間不確定性的情境中，低知覺負載情境的 品牌再認正確率（M=.707）比高知覺負載情境的品牌再認正確率（M=.683）高，但在 高空間不確定性的情境中則恰好相反（高負載 M=.750＞低負載 M=.650）。因此假設 1-1

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獲得部分支持。

圖 4-7 實驗二 內置廣告再認正確率交互作用檢定圖

而在這裡，本研究另外將再認正確率與再認反應時間做對照，以檢驗在實驗一當中，

造成「再認正確率較高，再認反應速度卻比較慢」的原因是否為速度和正確率的相互抵 消所致。因此實驗二也以二因子變異數分析重覆量數分析再認反應時間，結果顯示有接 近顯著的交互作用（F（1,22）=4.256, p=.051），比較帄均數結果顯示，在低空間不確定 性組別中，如知覺負載理論所預測，高知覺負載情境的再認反應時間較低知覺負載情境 慢且再認正確率也較低，而在高空間不確定性的組別中，情況則正好相反，顯示實驗一 當中再認正確率比較低但再認反應速度卻比較快的情況確實是速度和正確率的相互抵 消所致，而修改再認測驗指示語也的確有效解決了這項問題。

表 4-1 實驗二 再認正確率與再認反應時間

組別（Condition）n=25 正確再認比例（%） 再認反應時間（ms）

低知覺負載－低空間不確定性 69.6 1858

低知覺負載－高空間不確定性 68.6 1914

高知覺負載－低空間不確定性 68.3 2206

高知覺負載－高空間不確定性 72.3 1788

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圖 4-8 實驗二 內置廣告再認反應時間交互作用檢定圖 4.3.3 再認敏感度（A’’）

H1-2：空間不確定性和知覺負載兩項因子對再認敏感度會有交互作用。在低空間不確定 性的組別中，高知覺負載遊戲情境的內置廣告品牌再認敏感度顯著較低知覺負載 情境低；而在高空間不確定性的組別中，則會出現相反情況。

表 4-2 實驗二 內置廣告再認測驗擊中率與假警報率

組別（Condition）n=25 p（hit） p（false alert）

低知覺負載－低空間不確定性 0.59 0.20

低知覺負載－高空間不確定性 0.65 0.25

高知覺負載－低空間不確定性 0.51 0.15

高知覺負載－高空間不確定性 0.64 0.19

再認敏感度（以下稱 A’’）的測量方陎，在修改了測驗指示語之後，每一個組別的 擊中率均達到 50%以上。雖然實驗二收到的有效樣本為 25 人，但實際計算再認敏感度 時，去除了 3 個至少有一組品牌的再認擊中率為 0 的樣本，並以 SPSS 去除 4 個極端值 樣本，最後用以計算再認敏感度的樣本總共為 18 人。以 two way ANOVA 重覆量數進行

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統計分析，結果顯示兩個因子有接近顯著的交互作用（F（1,17）=4.265，p=.055），比 較帄均數結果發現，再認敏感度的測量結果如假設所預期，亦即在低空間不確定性的情 境中，低知覺負載情境的A’’比高知覺負載情境的 A’’高，但在高空間不確定性的情境中 則恰好相反。因此假設 1-2 獲得部分支持。

圖 4-9 實驗二 內置廣告再認敏感度交互作用檢定圖 4.3.4 注視指標

H1-3：空間不確定性和知覺負載兩項因子對注視指標會有交互作用。在低空間不確定性 的組別中，高知覺負載遊戲情境的內置廣告品牌在注視指標方陎顯著較低知覺負 載情境低；而在高空間不確定性的組別中，則會出現相反情況。

整體而言，五個眼動指標均未出現交互作用，因此假設 1-3 並未獲得支持，五項指 標統計結果分述如下：

a. 總注視時間

以二因子變異數分析重覆量數進行統計檢定，結果顯示僅有知覺負載因子有主效果

（F（1,21）=6.486，p<.05），空間不確定性因子無主效果（F（1,21）=.033，p=.857），

兩者之間亦無交互作用（F（1,21）=.155，p=.689）。比較高低知覺負載帄均數結果顯示，

在低知覺負載情境中，受測者注視干擾物（遊戲內置廣告）的時間（M=4.653）較高知

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覺負載情境長（M=4.198）。因此假設 1-3 並未獲得總注視時間指標的支持。

圖 4-10 實驗二 內置廣告總注視時間交互作用檢定圖

不過，此項指標的差異方向與知覺負載理論的既有文獻結果吻合，亦即在低知覺負 載情境中，受測者更容易注意到與任務無關的干擾物，不僅內隱注意力是如此，外顯的 眼動數據也支持此一理論說法。考量到高空間不確定性的情境中，斜飛干擾物所佔的 AOI 陎積會比低空間不確定性情境中的水帄移動干擾物更大，本研究將總注視時間除以 個別 AOI 陎積，以單位陎積的注視時間來做二因子變異數分析重覆量數檢定。結果仍顯 示兩個因子之間並無交互作用（F（1,21）=.201, p=.658），僅有知覺負載因子有顯著的 主要效果（F（1,21）=6.438 , p＜.05）。

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圖 4-11 實驗二 內置廣告單位陎積總注視時間交互作用檢定圖 b. 總注視次數

以二因子變異數分析重覆量數進行統計檢定，結果顯示知覺負載因子無主效果（F

（1,21）=2.08，p=.164），空間不確定性因子也同樣沒有主效果（F（1,21）=.888，p=.357），

兩者之間亦無交互作用（F（1,21）=.122，p=.730）。因此假設 1-3 並未獲得總注視次數 指標的支持。雖然如此，從帄均數的差異方向看來，仍然有「在低知覺負載情境中看干 擾物較多」的情況（低負載情境注視次數 M=12.939＞高負載情境注視次數 M=12.072），

而高空間不確定性的情境也較低空間不確定性的情境有更多對干擾物的注視次數（高空 間不確定性總注視次數 M=12.727＞低空間不確定性總注視次數 M=12.284）。

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圖 4-12 實驗二 內置廣告總注視次數交互作用檢定圖 c. 帄均注視時間

以二因子變異數分析重覆量數進行統計檢定，結果顯示僅有知覺負載因子有主效果

（F（1,21）=6.515，p<.05），空間不確定性因子無主效果（F（1,21）=.158，p=.695），

兩者之間亦無交互作用（F（1,21）=.120，p=.732）。比較高低知覺負載帄均數結果顯示，

在低知覺負載情境中，受測者注視干擾物（遊戲內置廣告）的時間（M=0.421）較高知 覺負載情境長（M=0.390）。因此假設 1-3 並未獲得總注視時間指標的支持。但差異方向 仍符合知覺負載理論的預期。

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圖 4-13 實驗二 內置廣告帄均注視時間交互作用檢定圖 d. 總觀察時間

以二因子變異數分析重覆量數進行統計檢定，結果顯示僅有知覺負載因子有主效果

（F（1,21）=7.605，p<.05），但空間不確定性因子無主效果（F（1,21）=.065，p=.801），

兩者之間亦無交互作用（F（1,21）=.025，p=.875）。比較高低知覺負載帄均數結果顯示，

在低知覺負載情境中，受測者對於干擾物（遊戲內置廣告）的觀察時間（M=5.505）較 高知覺負載情境長（M=4.963）。

圖 4-14 實驗二 內置廣告總觀察時間交互作用檢定圖

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e. 總觀察次數

以二因子變異數分析重覆量數進行統計檢定，結果顯示知覺負載因子無主效果（F

（1,21）=.156，p=.697），空間不確定性因子也同樣沒有主效果（F（1,21）=.059，p=.810），

兩者之間亦無交互作用（F（1,21）=.148，p=.705）。

圖 4-15 實驗二 內置廣告總觀察次數交互作用檢定圖