第四章 研究結果
第四節 假設檢驗
會產生較高的自主性（H1a）、勝任感（H1b），以及連結感（H1c）。
假設一透過獨立樣本t 檢定（T-test）進行檢驗。首先檢定的是 H1a，由下表 11 的分析數據可以得知，不同目標結構：合作（M＝5.33, SD＝1.10）與團隊間競 爭（M＝5.42, SD＝1.30）在自主性（H1a）上是沒有達到顯著差異的，t (172)＝
-.48，p＝.63，d＝.08，也就是說，目標結構對於自主性沒有顯著效果，因此本研
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沒有達到顯著差異的，t (163.12)＝.75，p＝.46，d＝-.11，也就是說，目標結構對 於勝任感是沒有顯著效果的，因此本研究的H1b 不成立。
的，t (172)＝.52，p＝.60，d＝-.08，也就是說，目標結構對於連結感是沒有顯著 效果的，因此本研究的H1c 不成立。
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non-gamer &non-gamer 28 5.26 (1.06) 32 5.08 (1.36)
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non-gamer &non-gamer 28 3.61 (1.62) 32 3.27 (1.72)
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交互作用效果仍是沒有顯著的，F(2,168)＝1.73，p＝.18，因此本研究之 H5 不成 立。 non-gamer &non-gamer 28 5.54 (.96) 32 5.73 (.77)
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六、 假設六驗證
H6：參與者的享樂感會正向影響其未來與他人合作的意願。
假設六使用一般線性迴歸分析（regression）進行檢驗。詳細的分析數據如表 21，檢驗結果發現：享樂感和未來合作意願具有顯著正相關，𝛽 ＝.268, p <.001，
因此本研究H6 成立，表示參與者的享樂感會正向的影響他未來與其他人合作的 意願。
表 21：享樂感與未來合作意願之線性迴歸檢定結果 未來合作意願
B SE B 𝛽
享樂感 .296*** .081 .268***
R² .072 Adj R² .066
F 13.257***
df (1,172) 註1：N＝174
註2：*p <.05 **p <.01 *** p <.001
七、 假設七驗證
H7：目標結構中的團隊間競爭與合作會受到不同玩家類型組合的調節，而有不同 的自主性（a）、勝任感（b）、連結感（c），並導致參與者的享樂感有所差異。
本研究調節中介模型欲探討的是「目標結構」對於「享樂感」的影響是否會
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體分配，並使分析結果相較於單次分析更具統計上的代表性，以驗證本研究之調 節中介效果是否顯著。本研究將調節變項「玩家類型組合」分為：「遊戲玩家與 遊戲玩家」編碼為1、「遊戲玩家與非遊戲玩家」編碼為 2、「非遊戲玩家與非 遊戲玩家」編碼為3，並使用 Hayes（2018）學者所發表的巨集（macro）PROCESS Version 3.4 中之 Model 7 進行分析，在控制參與者的生理性別、參與者與隊友的 關係，以及遊戲分數這三個變項後，以拔靴法重複抽樣5000 次，檢驗本研究的 調節中介效果。
首先檢驗H7a，想了解參與者在不同目標結構下遊玩的享樂感是否會由自主 性與不同玩家類型組合的交互作用所中介。從下圖 4 可以得知，目標結構無法 顯著地預測自主性（B＝.609, p＝.197），自主性則可以顯著預測享樂感（B＝.332, p＝.000）。然而，下表 22 的數據顯示，當中介變項為自主性時，調節中介效果
的信賴區間[-.205, .065]包含 0，意即整體而言調節中介效果並不顯著，表示 H7a 不成立，目標結構和玩家類型組合對於自主性並不具有交互作用，也就是說，玩 家類型組合並不會調節目標結構對自主性的效果。
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H7b 如同上面的檢驗方式，採用拔靴法驗證本假設之調節中介效果是否顯著。
一樣使用Hayes（2018）學者所發表的巨集（macro）PROCESS Version 3.4 中之 Model 7 進行分析，在控制參與者的生理性別、參與者與隊友的關係，及遊戲分 數這三個變項後，以拔靴法重複抽樣5000 次，檢驗本假設的調節中介效果。
本假設想了解參與者在不同目標結構下遊玩的享樂感是否會由勝任感與不 同玩家類型組合的交互作用所中介。從下圖 5 可以得知，目標結構無法顯著地 預測勝任感（B＝-.255, p＝.621），勝任感則可以顯著預測享樂感（B＝.285, p
＝.000）。然而，下表 23 的數據顯示，當中介變項為勝任感時，調節中介效果 的信賴區間[-.092, .201]包含 0，意即整體而言調節中介效果並不顯著，表示 H7b 不成立，也就是說，目標結構和玩家類型組合對於勝任感並不具有交互作用，因 此本研究就不再進一步檢驗玩家類型組合各組的變項關係。
圖 5：依變項為享樂感之調節中介模型
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H7c 同樣亦是採用拔靴法驗證此假設之調節中介效果是否顯著。透過 PROCESS Version 3.4 中之 Model 7 進行分析，在控制參與者的生理性別、參與 者與隊友的關係，及遊戲分數這三個變項後，以拔靴法重複抽樣5000 次，檢驗 本假設的調節中介效果。
圖 6：依變項為享樂感之調節中介模型
本假設想了解參與者在不同目標結構下遊玩的享樂感是否會由連結感與不 同玩家類型組合的交互作用所中介。從上圖 6 可以得知，目標結構無法顯著地 預測連結感（B＝-.612, p＝.074），連結感則可以顯著預測享樂感（B＝.375, p
＝.000）。然而，下表 24 的數據顯示，當中介變項為連結感時，調節中介效果 的信賴區間[.003, .240]不包含 0，意即整體而言調節中介效果呈現顯著，表示 H7c
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參與者的享樂感有所差異，因此本研究將進一步檢驗不同玩家類型組合各組的變 項關係。
表 24：中介變項為連結感之調節中介模型數據 中介變項：連結感
B se t p LLCI ULCI
目標結構 -.612 .340 -1.799 .074 -1.283 .060 玩家類型組合 -.239 .244 -.977 .330 -.721 .244 目標x 玩家 .303 .158 1.923 .056 -.008 .614 生理性別 -.154 .147 -1.052 .294 -.444 .135 隊友關係 -.337 .164 -2.053 .042 -.660 -.013 遊戲分數 .002 .001 2.605 .010 .000 .003
依變項：享樂感
B se t p LLCI ULCI
目標結構 .057 .121 .475 .636 -.181 .296 連結感 .375 .071 5.283 .000 .235 .515 生理性別 -.371 .132 -2.810 .006 -.632 -.110 隊友關係 .372 .155 2.404 .017 .067 .678 遊戲分數 .002 .001 3.135 .002 .001 .003
間接效果分析：玩家類型組合
B Boot SE Boot LLCI Boot ULCI 遊戲&遊戲 -.116 .075 -.277 .024 遊戲&非遊戲 -.002 .049 -.103 .094
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調節中介效果
B Boot SE Boot LLCI Boot ULCI
連結感 .114 .060 .003 .240
註1：B＝未標準化係數，拔靴法重複抽樣 5000 次
註 2：目標結構：1＝合作、2＝團隊間競爭；玩家類型組合：1＝遊戲&遊戲、2＝遊戲&非 遊戲、3＝非遊戲&非遊戲；生理性別：1＝女、2＝男；隊友關係：1＝朋友、2＝陌生人
由上表 24 的數據可以發現，在「遊戲玩家與遊戲玩家」配對遊玩的組別中，
其間接效果（B＝-.116, SE＝.075, 95% CI＝[-.277, .024]）包含 0，呈現不顯著，
表示當「遊戲玩家與遊戲玩家」配對遊玩時中介效果並不存在。意即，在團隊間 競爭的模式下讓「遊戲玩家與遊戲玩家」配對遊玩，此組別的整體連結感與在合 作模式下相比是沒有顯著差異的。
再來要檢驗的是「遊戲玩家與非遊戲玩家」，如上表 24 所示，當「遊戲玩 家與非遊戲玩家」配對遊玩時，其間接效果（B＝-.002, SE＝.049, 95% CI＝
[-.103, .094]）包含 0，一樣未達顯著，表示「遊戲玩家與非遊戲玩家」配對遊玩 的組合並不會造成中介效果，換句話說，在團隊間競爭的模式下讓「遊戲玩家與 非遊戲玩家」配對遊玩，此組別的整體連結感與在合作模式下相比沒有顯著差異。
最後檢定的是「非遊戲玩家與非遊戲玩家」，參照上表 24 的數據可以得知，
在「非遊戲玩家與非遊戲玩家」配對遊玩的組合中，間接效果（B＝.111, SE＝.080, 95% CI＝[-.042, .274]）包含 0，沒有達到顯著，意即當「非遊戲玩家與非遊戲玩 家」配對遊玩時，中介效果是不存在的，也就是說，在團隊間競爭的模式下讓「非 遊戲玩家與非遊戲玩家」配對遊玩，此組別的整體連結感與在合作模式下相比沒