假設驗證

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第三節 假設驗證

本研究主要探討「內外向人格特質」、「Facebook 使用動機」與「Facebook 使用行為」之間的關係，本節將一一驗證本研究之研究假設。

一、 內外向人格特質與 Facebook 使用動機的假設驗證

本研究認為，人格特質越趨近外向的 Facebook 使用者，其使用 Facebook 的

「社交維持動機」（H1a）與「社交娛樂動機」（H3a）就越強；而人格特質越趨 近內向的 Facebook 使用者，其使用 Facebook 的「社交補償動機」（H2a）就越強。

透過線性迴歸（Linear Regression）的方式來檢視內外向人格特質與 Facebook 使用動機之間的關係。

（一）內外向人格特質與「社交維持動機」之線性迴歸結果

從內外向人格特質與「社交維持動機」的線性迴歸結果得知，其 p 值小於.01，

表示內外向人格特質對「社交維持動機」有顯著的相關；且β 值為正值（.25），

顯示人格特質越趨近外向的使用者，其使用 Facebook 的「社交維持動機」就越 強。假設 1a 獲得支持。

表 4.3.1 假設 1a 之線性迴歸分析結果

H1a 預測變項 效標變項 R² F β p 人格特質

→ 社交維持動機

人格特質 社交維持動機 .06 44.41 .25 .01

（二）內外向人格特質與「社交補償動機」之線性迴歸結果

假設 2a 主張，人格特質越趨近內向的使用者，其使用 Facebook 的「社交補 償動機」就越強，統計結果顯示 p 值小於.01，然β 值為正值（.23）顯示，人格

內外向人格特質 Facebook 使用動機

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特質越趨近外向的使用者，其使用 Facebook 動機就越趨近「社交補償動機」與 假設 2a 相反，故假設 2a 未獲得支持。

表 4.3.2 假設 2a 之線性迴歸分析結果

H2a 預測變項 效標變項 R² F β p 人格特質

→ 社交補償動機

人格特質 社交補償動機 .05 38.12 .23 .01

（三）內外向人格特質與「社交娛樂動機」之線性迴歸結果

假設 3a 認為人格特質越趨近外向的使用者，其使用 Facebook 的「社交娛樂 動機」越強，透過線性迴歸方式檢視內外向人格特質與「社交娛樂動機」之間關 係，所得之 p 值小於.01，且β 值為正值（.30），顯示人格特質越趨近外向的使用 者，其使用 Facebook 動機就越趨近「社交娛樂動機」。假設 3a 獲得支持。

表 4.3.3 假設 3a 之線性迴歸分析結果

H3a 預測變項 效標變項 R² F β p 人格特質

→ 社交娛樂動機

人格特質 社交娛樂動機 .09 67.6 .30 .01

二、 內外向人格特質、Facebook 使用動機與 Facebook 使用行為的假設驗證

本研究假設內外向人格特質會因使用動機不同的影響下，而有不同的使用行 為。在外向人格特質部分，本研究認為外向人格特質有較強的「社交維持」使用 動機，並進而有較頻繁的「回應式參與」行為。（H1b）；而內向人格特質會有較 強的「社交補償」使用動機，並進而有較頻繁的「主動分享」的行為（H2b）。

而在 Facebook 特有的「社交娛樂動機」部分，本研究認為外向人格特質會有較 強的「社交娛樂」使用動機，並進而提升 Facebook 上「遊戲參與」的行為（H3b）。

內外向人格特質 Facebook 使用動機 Facebook 使用行為

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社交維持動機

為 .54 .01

（二）內外向人格特質、社交補償動機與主動分享行為之線性迴歸結果

假設 2b 認為內向人格特質有較強的社交補償使用動機，並進而有較頻繁的 主動分享的行為。透過相同方式檢定社交補償動機的中介效果，從表 4.3.6 可得 知，內外向人格特質與社交補償動機達到顯著標準（β =.23，p＜.01）；內外向人 格特質與主動分享行為亦達到顯著標準（β =.27，p＜.01）。而 β 值皆為正，顯示 外向人格特質會增加社交補償動機與主動分享行為，與假設 2 認為是內向人格特 質使用者的使用動機與行為不相符。

在社交補償動機與主動分享行為部分，統計結果也達到顯著水準（β =.48，

p＜.01）。而在將內外向人格特質與社交補償動機放入同一迴歸模式中觀察兩變

項對主動分享行為的影響，可發現中介變項的社交補償動機對主動分享行為達顯 著水準（β =.44，p＜.01），但自變項的內外向人格特質對主動參與行為的預測效 果亦達顯著水準（β =.17，p＜.01），雖然內外向人格特質在此方程式中的 β 值低 於社交補償動機的β 值，但達顯著水準的結果表示社交維持動機在內外向人格特 質與主動分享行為間僅有部分中介效果，又因假設 2 原先設立內向人格特質會增 加社交補償動機，進而提升主動分享行為與此迴歸結果顯示為外向人格特質不相 符，故假設 2b 不成立。

表 4.3.6 假設 2b 之線性迴歸分析結果

H2b 預測變項 效標變項 R² F β p 內外向人格特質

→ 社交補償動機

→ 主動分享行為

內外向人格特質 社交補償動機 .05 38.12 .23 .01 社交補償動機 主動分享行為 .23 208.43 .48 .01 內外向人格特質 主動分享行為 .07 54.13 .27 .01 內外向人格特質

主動分享行為 .26 118.81 .17 .01

社交補償動機 .44 .01

（三）內外向人格特質、社交娛樂動機與遊戲參與行為之線性迴歸結果

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假設 3b 認為，外向人格特質有較強的社交娛樂使用動機，並進而有較頻繁 的遊戲參與的行為。。透過上述檢定步驟發現內外向人格特質與社交娛樂動機達 到顯著相關（β =.23，p＜.01）；又內外向人格特質與遊戲參與行為也達到顯著相 關（β =.11，p＜.01）。在 β 值皆為正的狀況下可知，外向人格特質會增加社交娛 樂動機與遊戲參與行為。

而在社交娛樂動機與遊戲參與行為部分，統計結果顯示 p 值小於.01，β 值為 正值（.30），顯示兩者之間有顯著相關。進入檢定社交娛樂動機是否為內外向人 格特質與遊戲參與行為的中介變項部分，本研究將內外向人格特質與社交娛樂動 機放入同一迴歸模式中，並觀察兩變項對遊戲參與行為的影響。檢定結果顯示，

中介變項的社交娛樂動機對遊戲參與行為有顯著影響 （β =.29，p＜.01），而自 變項內外向人格特質對遊戲參與行為則無（β =.02，p＜.58），證明社交娛樂動機 確實在內外向人格特質與遊戲參與行為中扮演中介變項的角色，外向人格特質會 加強社交娛樂使用動機，進而提升遊戲參與行為，假設 3b 成立。

表 4.3.7 假設 3b 之線性迴歸分析結果

H3b 預測變項 效標變項 R² F β p 內外向人格特質

→ 社交娛樂動機

→ 遊戲參與行為

內外向人格特質 社交娛樂動機 .05 38.12 .23 .01 社交娛樂動機 遊戲參與行為 .09 69.42 .30 .01 內外向人格特質 遊戲參與行為 .01 8.28 .11 .01 內外向人格特質

遊戲參與行為 .09 34.29 .02 .58

社交娛樂動機 .29 .01

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