本研究以多元迴歸進行各預測變項對滿意度各構面之預測分析，結果如表 4-19、表 4-20 所示：
一、各變項對整體滿意度的迴歸分析
從表 4-19 的迴歸分析結果可以發現，在整體滿意度模式 (1) 的控制變項 中，僅有婚姻 (β = -.15, p < .05) 對整體滿意度的預測達到顯著，其餘皆未達到顯 著，整體解釋變異量為 2.4% (p > .05)；其中，未婚者對整體滿意度越差，與莊貽 寧 (2010)、宋國偉 (2010)「已婚」者的滿意度高於「未婚」者是符合。在整體滿 意度模式 (2) 加入情緒愉悅感、覺醒、優越等預測變項，發現婚姻 (β = -.28, p < .05) 依然有預測力；愉悅感 (β = .23, p < .05) 與洪達麒 (2013) 情緒高漲影響了賽事滿 意度是符合的、覺醒 (β = .22, p < .05) 皆達顯著，整體解釋變異量提高為 18.2%。
再藉由整體滿意度模式 (3) 可以發現，加入品牌個性真誠、興奮、能幹、雅緻、
粗獷等變項，發現控制變項中的婚姻 (β = -.23, p < .05) 具有預測力。與陳思妤 (2013) 不同婚姻在品牌個性均未達顯著差異是不符合的。愉悅感 (β = .30, p < .05) 依然具有預測力。而且，年齡 (β= .13, p < .05) 具有影響力，但與陳雅芳 (2012) 不 同年齡層沒有顯著影差異是不符合的；能幹 (β= .41, p < .05) 具有影響力，整體解 釋變異量提高為 44.4%。
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表4-19 各變項對整體滿意度的迴歸分析表
預測變項 整體滿意度
模式(1) 模式(2) 模式(3) b β b β b β 控制變項
性別 (女性參照)
男 -.01 -.01 .04 .03 -.01 -.01 年齡 .06 .06 .11 .13 .12* .13 學歷 -.02 -.02 -.02 -.01 -.02 -.02 婚姻 (已婚參照)
未婚 -.22* -.15 -.40* -.28 -.33* -.23 收入 .01 .02 .05 .08 .03 .04 情緒
愉悅感 .11* .23 .14* .30 覺醒 .10* .22 .07 .15 優越 -.01 -.01 -.06 -.14 品牌個性
真誠 .04 .04
興奮 -.04 -.04
能幹 .39* .41
雅緻 .17 .17
粗獷 .00 .00
常數 4.271* 2.681* .869*
R square .024 .182* .444*
*p < .05
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二、各變項對周邊滿意度的迴歸分析
從表 4-20 的迴歸分析結果可知，在周邊滿意度模式 (1) 的控制變項中，僅 有婚姻 (β = -.21, p < .05) 對周邊滿意度的預測達到顯著，其餘皆未達到顯著，周 邊解釋變異量為 6.2%；其中，未婚者對周邊滿意度越差。與莊貽寧 (2010) 、宋 國偉(2010)「已婚」者的滿意度高於「未婚」者符合。在周邊滿意度模式 (2)加入 情緒愉悅感、覺醒、優越等預測變項，發現婚姻依然有預測力；而愉悅感 (β = .22, p < .05) 與洪達麒 (2013) 情緒高漲影響了賽事滿意度是符合的、優越 (β = .22, p
< .05) 皆達顯著，而且，性別 (β = .12, p < .05) 、最支持球隊為兄弟 (β = -.15, p
< .05) 具有影響力，周邊解釋變異量提高為 26.4%。再藉由周邊滿意度模式 (3) 可 以發現，加入品牌個性真誠、興奮、能幹、雅緻、粗獷等變項，發現控制變項中 的婚姻 (β = -.30, p < .05) 具有預測力。與陳思妤 (2013) 不同婚姻在品牌個性均未 達顯著差異是不符合的、愉悅感 (β = .27, p < .05) 依然具有預測力。而且，興奮 (β
= -.30, p < .05)、能幹 (β = .42, p < .05)、雅緻 (β = .27, p < .05) 也具有影響力，周 邊解釋變異量提高為 45.1%。
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表4-20 各變項對周邊滿意度的迴歸分析表 預測變項 周邊滿意度
模式(1) 模式(2) 模式(3) b β b β b β 控制變項
性別 (女性參照)
男 .09 .06 .19* .12 .12 .08 年齡 .03 .03 .11 .11 .11 .11 學歷 -.02 -.02 -.06 -.05 -.06 -.05 婚姻 (已婚參照)
未婚 -.34* -.21 -.53* -.33 -.47* -.30 收入 -.04 -.06 -.01 -.01 -.02 -.03 情緒
愉悅感 .11* .22 .14* .27 覺醒 .05 .09 .02 .04 優越 .11* .22 .06 .12 品牌個性
真誠 .10 .08
興奮 -.30* -.24
能幹 .42* .41
雅緻 .27* .23
粗獷 -.02 -.02
常數 4.56* 2.54* 1.05*
R square .062* .264* .451*
*p < .05
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三、綜合討論
在運動觀賞者的背景變項及情緒各構面與品牌個性在滿意度的預測情形，由 表4-19、4-20可知：
透過本研究結果可以發現，年齡較長的已婚男性在滿意度上展現出較佳的成 果。此一結果與宋國偉 (2010) 不同「性別」與「婚姻狀況」者對滿意程度上均未 達顯著水準是不符合的。另外由現場觀眾人數來看，「未婚」者參與人數 192 人，
占了 62%。 卻多於「已婚」者的 119 人，占了 38%，此跡象顯示，雖然「已婚」
者滿意程度明顯高於「未婚」者，但「未婚」者畢竟是參與大宗，所以主辦單位 應重視此一問題。研究者建議可以製造活動設計對球隊與球員的接觸或是加強志 工服務人員對現場觀眾環境引導或認識。
再者，就運動觀賞者情緒來說，是本研究檢視其在滿意度上的重要指標。因 此，透過運動觀賞者情緒構面在滿意度上的感受，可以發現情緒構面中的「愉悅」、
「覺醒」、「優越」有顯著影響，其中又以「愉悅」最具影響力，且整體情緒變項 具有 26% 的解釋變異量。顯示情緒中的「愉悅」愈佳則對滿意度愈具有良好的影 響力。此一結果亦獲得相關文獻的支持。與侯宜廷 (2011) 情緒感知對滿意度產生 影響、許瓊文 (2012) 消費者情緒正向且顯著的影響滿意度、廖文義 (2013) 情緒 體驗顯著的影響滿意度與重遊意願。因此，換言之，此一結果適可提供職棒經營 者一個正面的思維，即在職棒賽事中保持運動觀賞者情緒感受是高漲、愉悅，是 提升賽事滿意度的重要指標之一。
此外，本研究中另一個目的之一，即在探討除了運動觀賞者情緒之外，究竟 球隊的品牌個性對於運動觀賞者是否亦扮演一個重要的中介角色。可以發現，球 隊的品牌個性中的「能幹」特質有助於運動觀賞者在滿意度上的表現。由此可知，
讓現場觀眾的情緒感受是愉悅、高漲的，強烈感受到球團品牌個性的能幹特質時，
必定提升對整場賽事的滿意度。此一結果提供職棒經營者新方向，提供幾項建議，
舉辦球員與現場觀眾互動交流的機會、提高志工人員對現場觀眾的服務熱忱等，
這些活動相信必定帶給現場觀眾情緒不同的感受，進而提升對職棒賽事的滿意及 支持。
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第伍章 結論與建議
本章針對運動觀賞者的情緒、品牌個性、滿意度進行統計分析的結果，提出 結論與建議。本章共分兩節，第一節為結論、第二節為建議，分別敘述如下。