在測量模式檢測衡量問項與研究構念之關係後，接著，進行結構模式分析研 究構念間的關係。進行結構模式分析時，本研究採用bootstrapping 重新抽樣方法 (模擬 500 筆樣本)來檢測模型中路徑的顯著程度(Chin, 1998)。另外，由於本研究 所提出之假說關係皆為單向的，故採用單尾統計檢定來驗證路徑係數的顯著性 (Bassellier & Benbasat, 2004)。在此節將依序說明結構模式分析結果、獨立變項對 依變項的解釋預測力、總效果分析。
一、結構模式分析結果
本研究將於下逐一陳述總樣本(N=396)、自願創作者(創意市集樣本)(N=241) 和半自願創作者(系統開發樣本)(N=155)之模型驗證結果。
(一)、總樣本(N=396)
註:*p<0.1;**p<0.05; ***p<0.01
沉浸 響任務自我效能(β=0.626, p 值<0.01)和情緒自我效能(β=0.342, p 值<0.01)；恢復力 自我效能亦會正向影響任務自我效能(β=0.117, p 值<0.05)和情緒自我效能 (β=0.472, p 值<0.01)。任務自我效能(β=0.311, p 值<0.01)和情緒自我效能(β=0.513, p 值<0.01)都會正向影響創意自我效能，故本研究之假說 8、9 和假說 10、11 都
成作品的行動方案，因而較能提昇他們有效完成任務的信心，以及處理負向情緒 的信心。而恢復力自我效能較高的創作者，當別人不認同他的構想、或遇到打擊 等不利事件時，較能使自己冷靜下來，回復平時的表現水準，面對眼前碰上的挑 戰，使他們在創作時，較不會被不如意的事項羈絆，較能專注於達成任務的行動 上，或應付負向感受，因此，也能提昇個人的任務自我效能和情緒自我效能。不 過，由於恢復力自我效能是個人面對負向情境的能力信心，這種能力信念與處理 負向情緒的信心關連性較大，對有效完成任務的能力信心之影響較間接，所以與 察解問題自我效能相比，恢復力自我效能對任務自我效能的影響力弱，對情緒自 我效能的影響效果較高。此外，任務自我效能、情緒自我效能愈高，愈能提昇個 人的創意自我效能。這意謂著，愈是有信心能把作品做好的人，較有可能求新求 變，產生有創意的成果。愈是有自信妥善管理負向情緒的人，愈不會被負向情緒 困阻，愈能激發構想，有創意地完成作品。而且，從路徑係數值可知，在創作時，
處理情緒的能力信念比起完成作品的能力信心，更能影響個人對自己創意的信 心。
在創意自我效能對依變項的關係部份，創意自我效能會正向影響創意表現 (β=0.363, p 值<0.01)、創作滿意度(β=0.138, p 值<0.05)、再創作意圖(β=0.183, p 值<0.01)，且創意自我效能對創意表現之影響效果最高，因此，本研究假說 3~5 獲得支持。表示創意能力信心愈高的人，他們相信自己有能力創作，因此愈有可 能去產生新穎構想、嚐試獨特的行事方法等創意表現產生，使他們會較願為了創 作而努力，較能克服創作時所遇到的瓶頸，儘可能去達成自己創作的理念，所以，
他們對創作的滿意度也會較高。此外，憑藉著相信自己「能夠」有創意的信念，
也使他們在未來較願意持續從事創作的活動。
心情對依變項之關係的部份，正向心情會會正向影響創意表現(β=0.369, p 值
<0.01)、創作滿意度(β=0.342, p 值<0.01)、再創作意圖(β=0.251, p 值<0.01)，支持 假說12~14。負向心情會負向影響創作滿意度(β=-0.097, p 值<0.01)，對創意表現 (β=-0.011)、再創作意圖(β=-0.056)的負向影響效果則不顯著，故假說 15 支持，而
假說16 和 17 未獲支持。由此可知，在創作過程中，愈有正向心情感受的人，愈 能產生有創意的點子，思維較開放，較有活力，較勇於嚐試，因此，較能有創意 表現產生。再者，由於他們在創作時的良好感受，會提昇他們對創作的評價，覺 得創作是一件有意義且重要的事，也會使他們未來較願意再創作。至於，負向心 情是否會削弱個人的創意表現及再創作意願，則無法證實，但可確定的是，若創 作過程中，有不愉快、負向的心情產生時，會使個人對創作感到不滿意，產生負 面的評價。
而沉浸體驗對創意表現、正向和負向心情之關係也獲支持。沉浸體驗會正向 影響創意表現(β=0.182, p 值<0.01)、正向心情(β=0.631, p 值<0.01)，和負向心情之 間的關係為負(β= -0.336, p 值<0.01)，支持假說 18~20。表示愈能沉浸於創作的 人，愈能專注在創作的每個細節中，心無旁騖，因此，也愈能有創意表現產生，
和正向心情體驗，愈能降低負向心情感受的產生。
在依變項的部份，創意表現會正向影響創作滿意度(β=0.280, p 值<0.01)，亦 會正向影響再創作意圖(β=0.303, p 值<0.01)，支持假說 1 和假說 2。是以，愈是 覺得自己有創意的人，對於創作的正向評價會愈高，愈會覺得這是一件很棒的工 作，因此，未來也愈有可能持續去從事創作工作。
表4 -17、所有樣本(N=396)之結構模型分析結果
路徑模式 假說 路徑係數 t 值 檢定結果
CPÆSat H1 0.280 4.516*** 成立 CPÆINT H2 0.303 4.226*** 成立 SE_creatÆCP H3 0.363 6.668*** 成立 SE_creatÆSat H4 0.138 2.306** 成立 SE_creatÆINT H5 0.183 2.935*** 成立 SE_taskÆSE_creat H6 0.311 5.460*** 成立 SE_emotÆSE_creat H7 0.513 9.788*** 成立 SE_probÆSE_task H8 0.626 12.389*** 成立 SE_resilÆSE_task H9 0.117 1.830** 成立 SE_probÆSE_emot H10 0.342 6.130*** 成立 SE_resilÆSE_emot H11 0.472 8.179*** 成立 PAÆCP H12 0.369 6.956*** 成立 PAÆSat H13 0.342 6.129*** 成立 PAÆINT H14 0.251 3.840*** 成立 NAÆ CP(負向) H15 -0.011 0.268 不成立 NAÆSat(負向) H16 -0.097 2.40*** 成立 NAÆINT(負向) H17 -0.056 1.219 不成立 FlowÆCP H18 0.182 3.159*** 成立
FlowÆPA H19
(二)、自願創作者(創意市集樣本)(N=241)
在自願創作者(創意市集樣本)中，除了負向心情對依變項(創意表現、創作滿 意度、再創作意圖)的影響效果，以及創意自我效能對創作滿意度、再創作意圖 的影響關係不顯著之外(H4、H5 和 H15~H17 未獲支持)，其他假說皆獲支持(請 參見圖4 -2 和表 4 -18)。即察解問題自我效能會正向影響任務自我效能(β=0.636, p 值<0.01)和情緒自我效能(β=0.363, p 值<0.01)；恢復力自我效能亦會正向影響任 務自我效能(β=0.162, p 值<0.05)和情緒自我效能(β=0.437, p 值<0.01)。任務自我效
0.631 16.026*** 成立 FlowÆNA H20 -0.336 7.078*** 成立
註1：Flow 為沉浸體驗；SE_creat 為創意自我效能；SE_emot 為情緒自我效能；SE_prob 為察解 問題自我效能；SE_resil 為恢復力自我效能；SE_task 為任務自我效能；CP 為創意表現；INT 為 再創作意圖；NA 為負向心情；PA 為正向心情；Sat 為創作滿意度。
註2：＊為p<0.1，＊＊為p<0.05，＊＊＊為p<0.01。
能(β=0.411, p 值<0.01)和情緒自我效能(β=0.411, p 值<0.01)都會正向影響創意自 我效能，假說 6~11 都獲得支持。創意自我效能會正向影響創意表現(β=0.336, p 值<0.01)，支持假說 3。心情對依變項之關係的部份，正向心情會正向影響創意 表現(β=0.316, p 值<0.01)、創作滿意度(β=0.355, p 值<0.01)、再創作意圖(β=0.25, p 值<0.01)，支持假說 12~14。沉浸體驗會正向影響創意表現(β=0.276, p 值<0.01)、
正向心情(β=0.596, p 值<0.01)，和負向心情之間的關係為負(β= -0.226, p 值
<0.01)，支持假說 18~20。創意表現會正向影響創作滿意度(β=0.324, p 值<0.01)，
亦會正向影響再創作意圖(β=0.396, p 值<0.01)，支持假說 1 和假說 2。
註:*p<0.1;**p<0.05; ***p<0.01
沉浸 0.276*** 體驗
不顯著
表4 -18、自願創作者(創意市集樣本)(n=241)之結構模型分析結果
路徑模式 假說 路徑係數 t 值 檢定結果
CPÆSat H1 0.324 3.982*** 成立 CPÆINT H2 0.396 3.972*** 成立 SE_creatÆCP H3 0.336 4.645*** 成立 SE_creatÆSat H4 0.071 0.943 不成立 SE_creatÆINT H5 0.009 0.104 不成立 SE_taskÆSE_creat H6 0.411 5.705*** 成立 SE_emotÆSE_creat H7 0.411 5.348*** 成立 SE_probÆSE_task H8 0.636 10.739*** 成立 SE_resilÆSE_task H9 0.162 2.4391** 成立 SE_probÆSE_emot H10 0.363 4.854*** 成立 SE_resilÆSE_emot H11 0.437 5.626*** 成立 PAÆCP H12 0.316 4.672*** 成立 PAÆSat H13 0.355 5.132*** 成立 PAÆINT H14 0.250 2.933*** 成立 NAÆ CP(負向) H15 -0.016 0.290 不成立 NAÆSat(負向) H16 -0.051 0.979 不成立 NAÆINT(負向) H17 -0.056 0.846 不成立 FlowÆCP H18 0.276 3.749*** 成立 FlowÆPA H19 0.596 11.196*** 成立 FlowÆNA H20 -0.236 3.966*** 成立
註1：Flow 為沉浸體驗；SE_creat 為創意自我效能；SE_emot 為情緒自我效能；SE_prob 為察解 問題自我效能；SE_resil 為恢復力自我效能；SE_task 為任務自我效能；CP 為創意表現；INT 為 再創作意圖；NA 為負向心情；PA 為正向心情；Sat 為創作滿意度。
註2：＊為p<0.1，＊＊為p<0.05，＊＊＊為p<0.01。
(三)半自願創作者(系統開發樣本)(N=155)
註:*p<0.1;**p<0.05; ***p<0.01
沉浸 會正向影響任務自我效能(β=0.548, p 值<0.01)和情緒自我效能(β=0.214, p 值
<0.01)；恢復力自我效能會正向影響情緒自我效能(β=0.522, p 值<0.01)。任務自 我效能(β=0.200, p 值<0.01)和情緒自我效能(β=0.521, p 值<0.01)都會正向影響創 意自我效能，假說8 和假說 10~11 都獲得支持。創意自我效能會正向影響創意表 現(β=0.378, p 值<0.01)和再創作意圖(β=0.250, p 值<0.01)，支持假說 3 和 5。正向 心情會會正向影響創意表現(β=0.465, p 值<0.01)、創作滿意度(β=0.358, p 值
<0.01)、再創作意圖(β=0.277, p 值<0.01)，支持假說 12~14。沉浸體驗會正向影響 正向心情(β=0.591, p 值<0.01)，和負向心情之間的關係為負(β= -0.306, p 值
<0.01)，支持假說 19、20。創意表現會正向影響創作滿意度(β=0.202, p 值<0.05)，
亦會正向影響再創作意圖(β=0.194, p 值<0.05)，支持假說 1 和假說 2。
表4 -19、半自願創作者(系統開發樣本)(n=155)之結構模型分析結果
SE_probÆSE_emot H10 0.214 2.505*** 成立 H11 0.522 7.341*** 成立
註1：Flow 為沉浸體驗；SE_creat 為創意自我效能；SE_emot 為情緒自我效能；SE_prob 為察解 問題自我效能；SE_resil 為恢復力自我效能；SE_task 為任務自我效能；CP 為創意表現；INT 為 再創作意圖；NA 為負向心情；PA 為正向心情；Sat 為創作滿意度。
註2：＊為p<0.1，＊＊為p<0.05，＊＊＊為p<0.01。
二、獨立變項對依變項的解釋預測力
本研究模型在不同樣本間，對依變項(創意表現、創作滿意度、再創作意圖)、
心情、特定自我效能(任務自我效能、情緒自我效能、創意自我效能)皆有良好的 預測力(見表 4 -20)。以總樣本(N=396)來看，察解問題自我效能、恢復力自我效 能對任務、情緒自我效能的解釋力分別為 0.511 和 0.571。任務和情緒自我效能 對創意自我效能的解釋力為0.569。沉浸體驗對正向心情的預測力為 0.398，對負 向心情為 0.113。創意自我效能、正向心情、沉浸體驗對創意表現的預測解釋力 為 0.623。創意自我效能、正向心情、負向心情、創意表現對創作滿意度的解釋 力為0.514，創意自我效能、正向心情、創意表現對再創作意圖的解釋力為 0.455。
在自願創作者(創意市集樣本)(N=241)中，察解問題、恢復力自我效能對任 務、情緒自我效能的解釋力分別為 0.571 和 0.537。任務自我效能、情緒自我效 能對創意自我效能的解釋力為 0.56。沉浸體驗對正向心情的預測力為 0.355，對 負向心情為 0.051。創意自我效能、正向心情、沉浸體驗對創意表現的預測解釋 力為0.607。正向心情、創意表現對創作滿意度的解釋力為 0.466，對再創作意圖 的解釋力為0.379。
在半自願創作者(系統開發樣本)(N=155)中，察解問題、恢復力自我效能對 情緒自我效能的解釋力為 0.469。察解問題自我效能對任務自我效能的解釋力為 0.3，表示對系統開發者而言，察解問題自我效能是任務自我效能的重要影響因 素。任務和情緒自我效能對創意自我效能的解釋力為 0.412。沉浸體驗對正向心 情的預測力為0.349，對負向心情為 0.094。創意自我效能、正向心情對創意表現 的預測解釋力為0.552。正向心情、創意表現對創作滿意度的解釋力為 0.386，對 再創作意圖的解釋力為0.372。
綜合而言，不論在哪一個樣本中，問題自我效能和恢復力自我效能是情緒自 我效能的良好預測因子。任務自我效能和情緒自我效能都是創意自我效能的重要 預測因素。創意自我效能、正向心情為創意表現的重要影響因素。正向心情、創 意表現為創作滿意度、再創作意圖之重要影響因素。沉浸體驗為心情的重要預測
因子。
表4 -20、研究構念之解釋變異量(R Square 值)
研究構念 總樣本(N=396)
自願創作者 (創意市集樣本)
(N=241)
半自願創作者
半自願創作者