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狀況，即使本研究改為詢問其任務目標完成度，但該類遊戲中其實大部分的遊戲 任務或副本等戰鬥，都能夠一再嘗詴直至達成任務目標或滿足玩家的需求；因此，
除了填答者因感到困惑而隨意填寫的可能性極高之外，該變項所得之數據個體差 異其實是較大的，加上此題又是單題項量表，考量到其可信度偏低，後續分析將 不再將之納入考量範圍。
圖四：修改後之兩項調節中介假設模型整合圖
三、模型修正與檢驗
（一）受網路言論攻擊頻率為自變項之調節中介模型
首先檢視以受網路言論攻擊頻率為自變項、堅毅人格特質為調節變項之調節中介 模型，同樣地，採用 Hayes（2017）所設計之「Process」分析模組（ver.3），其 中的調節中介模型「模型 59」檢視之，並為使樣本更趨近於常態分配，以拔靴 法（Bootstrapping）重複抽樣 5000 次進行分析。
結果統整如圖五及表十四所示，除去控制變項遊戲獲勝頻率後，玩家受網路言論 受到網路言論攻擊頻率
感知社會支持
堅毅人格特質
未來持續遊玩意願 遊戲自我效能感
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攻擊頻率確實能夠顯著負向預測其遊戲自我效能感（B= -.075, p < .001）；其遊戲 自我效能感也能顯著正向預測未來持續遊玩意願（B= .313, p < .001）。
而玩家遊戲自我效能感交互堅毅人格特質對其未來持續遊玩意願亦呈現顯著正 向的影響關係（B= .178, p < .001），表示玩家的堅毅人格特質高低，確實能夠對 於其遊戲自我效能感與未來持續遊玩意願之間的關係發揮正向之調節效果，其效 果關係如圖六所示。然玩家受網路言論攻擊頻率交互堅毅人格特質，對其遊戲自 我效能感以及未來持續遊玩意願，均未有顯著之影響效果。
直接與間接效果的部分，將堅毅人格特質依據其帄均值增、減一個標準差的方式 區分程度後，由表十四可以看出，無論在堅毅人格特質為低（B= -.196, p < .001, 95% CI[-.282, -.110]）、中（B= -.153, p < .001, 95% CI[-.216, -.090]）、高程度（B=
-.109, p=.012, 95% CI[-.195, -.024]）的情形下，信賴區間皆不包含 0，表示此直接 效果存在；玩家受網路言論攻擊頻率對於未來持續遊玩意願，能產生顯著的負陎 影響。
而在玩家堅毅人格特質為低（95% CI[-.028, -.001]）、中（95% CI[-.041, -.009]）、
高程度（95% CI[-.066, -.010]）的情形下，其受網路言論攻擊頻率，經由遊戲自 我效能感，對於未來持續遊玩意願的間接效果，信賴區間皆不包含 0，表示存在 此中介效果，但因直接效果亦存在，故應為部分中介。也尌是說，在除去控制變 項的情形下，本研究之假設二其實是成立的。
且由表十四中可以看出，由於針對第二階段中介的正向調節效果之緣故，隨著堅 毅人格特質程度升高，該中介效果會愈強烈，即此調節中介效果成立，而效果比 較則顯示，僅有當玩家堅毅人格特質程度為中、低之時，中介效果才有顯著差異
（95% CI[-.022, -.001]）。
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圖五：受網路言論攻擊頻率為自變項之調節中介模型
圖六：堅毅人格特質與遊戲自我效能感對持續遊玩意願之交互效果
受到網路言論攻擊頻率 未來持續遊玩意願
遊戲自我效能感
堅毅人格特質
B= -.153***
B= .313***
B= -.075***
B= .178***
B= .006
B= .054
（直接與間接效果詳見表十四；*** p < .001，** p < .01，* p < .05）
低程度 中程度 高程度
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表十四：受網路言論攻擊頻率為自變項之調節中介模型數據