第四章 資料分析
第四節 電視新聞採用網路影音整體可信度分析
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第四節 電視新聞採用網路影音整體可信度分析
這部分欲回答問題三：「網路影音注意程度」、「網路使用程度」、「電視 新聞採用網路影音素材認知」對「電視新聞採用網路影音整體可信度」關聯 性與預測力，本研究採用 Pearson 相關係數與階層迴歸進行分析，結果整理 如下：
一、 網路影音注意程度、電視新聞可信度之相關分析
這部分將檢視大學生在「網路影音注意程度」與「專業可信度」、「參與 可信度」之關連性，本研究以 Pearson 相關係數進行分析。
統計結果發現「網路影音注意程度」與「專業可信度」（r = .161, p< .001）
呈現顯著關聯性（見表 4-4.1）；「網路影音注意程度」與「參與可信度」
（r = .146, p< .001）亦呈現顯著關聯性（見表 4-4.1）。結果顯示大學生 越注意電視新聞採用網路影音作為新聞題材的新聞，便有愈高的專業可信度 與參與可信度。
表 4-4.1 網路影音注意程度、電視新聞可信度之相關分析
變項 專業可信度 變項 參與可信度
網路影音注意 .161*** 網路影音注意 .146***
註：*p < .05, **p < .01, ***p < .001
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二、 網路使用、電視新聞可信度之相關分析
這部分將檢視大學生在「網路使用」與「專業可信度」、「參與可信度」
之關連性，本研究以 Pearson 相關係數進行分析。
統計結果發現「網路使用」與「專業可信度」及「參與可信度」皆無關 聯性（見表 4-4.2）。顯示大學生上網時間長短，不影響電視新聞採用網路 影音作為報導題材的專業可信度與參與可信度。
表 4-4.2 網路使用、電視新聞可信度之相關分析
變項 專業可信度 變項 參與可信度
網路使用 .040 網路使用 .013
註：*p < .05, **p < .01, ***p < .001
三、 電視新聞採用網路影音素材認知與電視新聞可信度之相關分析 此部分將檢視大學生在「電視新聞採用網路影音素材認知」與「專業可 信度」、「參與可信度」之關連性，本研究以 Pearson 相關係數進行分析。
首先，在「專業可信度」研究中發現，「公民新聞」（r = .319,p < .001）
與「娛樂性質」（r = .547,p < .001）皆有顯著關聯性（見表 4-4.3）。研 究顯示大學生對電視新聞採用公民新聞、娛樂性質素材越認同，對電視採用 網路影音作為報導題材的專業可信度評分也就越高。
其次，在「參與可信度」研究中發現，「公民新聞」（r = .277,p < .001）
與「娛樂性質」（r = .330,p < .001）皆有顯著關聯性（見表 4-4.3）。研 究顯示大學生對電視新聞採用公民新聞、娛樂性質素材越認同，對電視採用
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網路影音作為報導題材的參與可信度評分也就越高。
表 4-4.3 網路影音素材認知、電視新聞可信度之相關分析
變項 專業可信度 變項 參與可信度
公民新聞 .319*** 公民新聞 -.277***
娛樂性質 .547*** 娛樂性質 -.330***
註：*p < .05, **p < .01, ***p < .001
四、 網路使用動機與電視新聞可信度之相關分析
此部分將檢視大學生在「網路使用動機」與「專業可信度」、「參與可信 度」之關連性，本研究以 Pearson 相關係數進行分析。
首先，在「專業可信度」研究中發現，「社交動機」（r = .166,p < .001）
與「娛樂動機」（r = .091,p < .05）皆有顯著關聯性（見表 4-4.4），但「求 知動機」則沒有關聯性。研究顯示大學生上網動機越偏向「社交動機」與「娛 樂動機」，對電視採用網路影音作為報導題材的專業可信度評分也就越高。
其次，在「參與可信度」研究中發現，「求知動機」（r =.120,p <.01）、
「社交動機」（r = .236,p < .001）與「娛樂動機」（r = .096,p < .05 皆 有顯著關聯性（見表表 4-4.4）。研究顯示大學生上網動機越偏向「求知動 機」、「社交動機」與「娛樂動機」，對電視採用網路影音作為報導題材的參與 可信度評分也就越高。
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表 4-4.4 網路使用動機、電視新聞可信度之相關分析
變項 專業可信度 變項 參與可信度
求知動機 -.001 求知動機 .120**
社交動機 .166*** 社交動機 .236***
娛樂動機 .091* 娛樂動機 .096*
註：*p < .05, **p < .01, ***p < .001
五、 電視新聞採用網路影音整體可信度之多階層迴歸分析
這部分欲回答問題三：「網路使用動機」、「網路影音注意程度」、「網 路使用程度」、「電視新聞採用網路影音素材認知」分別對「電視新聞採用 網路影音整體可信度」預測力為何？本研究採用階層迴歸分析。
（一）、 電視新聞採用網路影音專業可信度之階層迴歸分析
首先，在電視新聞採用網路影音專業可信度階層迴歸分析結果顯示，在 第一次階層迴歸分析中（見表 4-4.5），「求知動機」變項的影響達顯著，
其中「求知動機」（β = -0.092,p < .05）之β值為負數，顯示對依變項「專 業可信度」的影響為負向，即大學生愈使用網路求知動機越低時，會有傾愈 高的專業可信度。另外，「社交動機」變項的影響亦達顯著，「社交動機」
（β = 0.188,p < .001）之β值為正數，顯示對依變項「專業可信度」的影 響為正向，即大學生愈使用網路社交動機越高時，會有傾愈高的專業可信度。
第二階層的迴歸分析中（見表 4-4.5），「求知動機」、「社交動機」
變項的影響亦達顯著，「電視採用網路影音注意程度」（β = 0.161,p < .001）
之β值為正數，顯示對依變項「專業可信度」的影響為正向，即大學生愈注 意電視新聞採用網路影音，會有傾愈高的專業可信度。
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第三階層的迴歸分析中（見表 4-4.5），「求知動機」、「社交動機」
與「電視採用網路影音注意程度」依舊達顯著，「公民影音素材認知」
（β = 0.085,p < .05）；「娛樂影音素材認知」（β = 0.484,p < .001），
顯示對依變項「專業可信度」影響皆為正向。即大學生愈認同「公民影音素 材認知」與「娛樂影音素材認知」，會有愈高的專業可信度。
整體看來，在第一階層中，「網路使用動機」所能解釋的變異量為 3％。
第二階層再加上「電視採用網路影音注意程度」變項，整體解釋變異量增加 為 6％。第三階層除了原來的「網路使用動機」、「電視採用網路影音注意 程度」變項外，再加上「網路影音素材認知」亦為預測變項，解釋變異量增 為 33％，除此之外，經過共線性檢測，所得之 VIF 值在所有的預測變項上皆 達小於 2 之標準，顯示沒有共線性之問題。
資料顯示，大學生使用網路動機上愈偏離求知動機且重視社交動機；愈 注意電視採用網路影音作為素材的新聞，以及愈認同「公民影音素材認知」
與「娛樂影音素材認知」會有傾向愈高的電視新聞採用網路影音專業可信度。
另外，「娛樂動機」沒有辦法成為專業可信度的有效變項。
（二）、 電視新聞採用網路影音參與可信度之階層迴歸分析
首先，在電視新聞採用網路影音參與可信度階層迴歸分析結果顯示，第 一次階層迴歸分析中（見表 4-4.5），「社交動機」變項的影響達顯著，「社 交動機」（β = 0.219,p< .001）之β值為正數，顯示對依變項「參與可信 度」的影響為正向，即大學生愈使用網路社交動機越高時，會有傾愈高的參 與可信度。
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第二階層的迴歸分析中（見表 4-4.5），「社交動機」變項的影響亦達 顯著，「電視採用網路影音注意程度」（β = 0.136,p <.001）之β值為正 數，顯示對依變項「參與可信度」的影響為正向，即大學生愈注意電視新聞 採用網路影音，會有傾愈高的參與可信度。
第三階層的迴歸分析中（見表 4-4.5），「社交動機」與「電視採用網 路影音注意程度」依舊達顯著，除此之外，「公民影音素材認知」
（β = 0.123,p< .01）；「娛樂影音素材認知」（β = 0.243,p< .001），
顯示對依變項「參與可信度」影響皆為正向。即大學生愈認同「公民影音素 材認知」與「娛樂影音素材認知」，會有愈高的參與可信度。
整體看來，在第一階層中，「網路使用動機」所能解釋的變異量為 5％。
第二階層再加上「電視採用網路影音注意程度」變項，整體解釋變異量增加 為 7％。第三階層除了原來的「網路使用動機」、「電視採用網路影音注意 程度」變項外，再加上「網路影音素材認知」亦為預測變項，解釋變異量增 為 16％，除此之外，經過共線性檢測，所得之 VIF 值在所有的預測變項上皆 達小於 2 之標準，顯示沒有共線性之問題。
資料顯示，大學生使用網路動機上愈重視社交動機；越注意電視採用網 路影音作為素材的新聞，以及愈認同「公民影音素材認知」與「娛樂影音素 材認知」會有傾向愈高的電視新聞採用網路影音參與可信度。另外，「求知 動機」、「娛樂動機」沒有辦法成為專業可信度的有效變項。
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