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第三節 假說3 之實證結果分析
一、 簽約後效率之基本敘述統計及單變量統計
假說三與假說一類似，都是探究有激勵條款與否，球員績效是否有差異，
假說三主要探究，是否有激勵條款之球員，績效果真較沒有激勵性合約之球員好，
以驗證激勵條款真的有激勵效果；假說三除了比較球員簽約年後之DEA績效，也 比較球員簽約前後之生產力效率變動，以瞭解簽有激勵條款之球員績效是否因有 激勵條款而較無激勵條款球員佳。
表4.3.1、表4.3.2 及 表4.3.3為野手、先發投手及非先發投手簽約後效率 及簽約前後期間麥氏生產力之基本敘述統計量。
表 4.3.1 選手簽約後效率之基本敘述統計表 選手 變數 樣本
數 平均數 標準差 最小值 最大值 野手 Crste 571 0.6304 0.1251 0.376 1.000
Vrste 571 0.9857 0.0118 0.937 1.000 先發投手 Crste 291 0.6172 0.1487 0.178 1.000 Vrste 291 0.7668 0.1153 0.451 1.000 非先發投手 Crste 425 0.3288 0.1560 0.044 0.818 Vrste 425 0.6116 0.1522 0.277 1.000 Crste：整體效率；Vrste：純技術效率
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表 4.3.6 有無激勵條款之野手簽約前後效率之單變量統計檢定表
變數 TxB 樣本數 平均數 標準差 最小值 最大值
Crste 0 990 0.6369 0.1323 0.376 1.000 1 152 0.6666 0.1242 0.386 1.000 Vrste 0 990 0.9849 0.0130 0.911 1.000 1 152 0.9871 0.0103 0.947 1.000 變異數同質性檢定(Ftest) T-test 兩樣本檢定
方法 F 值 Pr>F 方法 變異數 T 值 Pr>|t|
Crste F 檢定 1.13 0.3283 Pooled 相同 2.60*** 0.0095 Vrste F 檢定 1.59 0.0004 Satterthwaite 不相同 2.34** 0.0201 TxB：附有(1)與否(0)激勵條款合約 x 簽約球季前(0)後(1)
Crste：整體效率；Vrste：純技術效率
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
表 4.3.7 有無激勵條款之先發投手簽約前後效率之單變量統計檢定表
變數 TxB 樣本數 平均數 標準差 最小值 最大值
Crste 0 519 0.6106 0.1633 0.178 1.000 1 63 0.6365 0.1328 0.308 1.000 Vrste 0 519 0.7706 0.1194 0.431 1.000 1 63 0.7916 0.1074 0.578 1.000 變異數同質性檢定(Ftest) T-test 兩樣本檢定
方法 F 值 Pr>F 方法 變異數 T 值 Pr>|t|
Crste F 檢定 1.51 0.0450 Satterthwaite 不相同 1.42 0.1596 Vrste F 檢定 1.24 0.3005 Pooled 相同 1.33 0.1830 TxB：附有(1)與否(0)激勵條款合約 x 簽約球季前(0)後(1)
Crste：整體效率；Vrste：純技術效率
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
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顯著關係；非先發投手之績效與合約長度顯著正向關係，Krautmann 和 Solow(2009)認為長約降低選手努力，造成”抑制效果”、Stankiewicz(2008)Intercept 0.5650 <.0001 0.9852 <.0001 Bonus 0.0293** 0.0499 0.0011 0.4721 此處之Efficiency為整體技術效率 (Crste) 、純技術效率(Vrste)
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
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此處之Efficiency為整體技術效率 (Crste) 、純技術效率(Vrste)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著 此處之Efficiency為整體技術效率 (Crste) 、純技術效率(Vrste)
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
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Intercept 0.6493 <.0001 0.9815 <.0001 TxB 0.0153 0.2530 0.0010 0.4446 此處之Efficiency為整體技術效率 (Crste) 、純技術效率(Vrste)
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
Intercept 0.4567 0.0003 0.5377 <.0001 TxB -.0024 0.9924 -.0049 0.7881 此處之Efficiency為整體技術效率 (Crste) 、純技術效率(Vrste)
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
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表 4.3.17 迴歸模型有無激勵條款之非先發投手效率與激勵性合約關聯結果表 Efficiency ＝γ0＋γ１TxB＋γ2Exp＋γ3Long＋γ4lnf_s＋γ5Y2_a
＋γ6Y2_long ＋ε
Crste Vrste
變數 γ Pr>|t| γ Pr>|t|
Intercept -.7717 <.0001 -.2669 0.0393 TxB 0.0279 0.2339 0.0325 0.1582 Exp -.0193*** <.0001 -.0195*** <.0001 Lny2_a 0.0486*** <.0001 0.0410*** 0.0002 Y2_long -.0095 0.4564 0.0067 0.5941 long 0.0484*** 0.0027 0.0311** 0.0491 Lnf_s 0.0348*** 0.0063 0.0261** 0.0371 此處之Efficiency為整體技術效率 (Crste) 、純技術效率(Vrste)
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
假說三假定激勵條款具有激勵效果，能提升選手之生產力，使選手能有誘 因更努力以爭取激勵獎金，因此，本研究進一步探討加入其他控制變數後，有無 激勵條款對總技術生產力之影響，表4.3.18、表4.3.19及表4.3.20 發現非先發 投手激勵合約有無與生產力為負相關，而野手及先發投手激勵合約有無與生產力 為正相關，但皆不顯著，顯示選手簽訂激勵合約並無提升其生產力，激勵合約並 無激勵效果。且發現投手，其生產力皆當期合約固定薪資顯著負相關，與下期合 約平均薪資呈顯著正相關，推論本期固定薪資較低選手較有誘因提升其生產力，
以為未來爭取較高薪資。
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表 4.3.20 迴歸模型非先發投手簽約後生產力與激勵性合約之關聯結果表 Malmquist＝θ0＋θ1Bonus＋θ2 Exp＋θ3Long＋θ4lnf_s＋θ5lnY2_a
＋θ6Y2_long ＋ε
Effch Techch Tfpch
變數 θ Pr>|t| θ Pr>|t| θ Pr>|t|
Intercept 6.3238 <.0001 -.7946 <.0001 0.8858 0.1027 Bonus -.0308 0.8662 -.0191 0.4570 -.0383 0.6284 Exp 0.0664* 0.0612 -.0027 0.5924 0.0252 0.1005 Lnf_s -.2930** 0.0168 0.0062 0.7197 -.1546*** 0.0037 long -.0781 0.6207 0.0372* 0.0949 -.0163 0.8120 lnY2_a -.0671 0.5227 0.0948*** <.0001 0.1471*** 0.0013 Y2_long 0.1000 0.4179 -.0232 0.1831 0.0471 0.3781 此處之Malmaquist為效率變動(Effch)；純技術效率變動(Techch)
總效率變動(Tfpch)
***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水準下為顯著
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Y2_ave 113 7,875,285 6,561,346 414,120 25,000,000 Y2_total 113 33,458,254 54,178,778 414,120 24,0000,000 先發
投手
Y2_long 48 2.708 1.967 1 7 Y2_ave 48 10,812,586 7,448,495 371,700 25,714,286 Y2_total 48 41,361,334 50,248,391 371,700 180,000,000 非先發
投手
Y2_long 52 1.365 0.595 1 4 Y2_ave 52 4,183,317 3,199,010 415,000 13,000,000 Y2_total 52 6,586,442 8,004,822 415,000 52,000,000 Y2_long：下份合約長度；Y2_ave：下份合約平均薪資； 有達成激勵條件，其下份合約之內容並無顯著差異，Mondello和Maxcy (2009) 研 究NFL時提及，部分球隊訂定激勵條款用意為提高球隊薪資上限，故預設激勵條 件並非球員可以達到，故本研究認為球員下份合約內容與是否有達成激勵條件無 直接關係。