48被説明変数説明変数課金額(■カ月あたり)ゲームプレイ時間(■日あたり)(モデルA・Bの括弧内はz値、モデルCはt値。*、**、***、はそれぞれ■■%、■%、■%水準で有意であることを表している。)同じことがいえる。次に、被説明変数を睡眠に設定したモデルB、B−Aは、全ての説明変数が有意な値をとらなかった。そのため、課金の有無やその額などといった要素は、睡眠に影響するわけではない。そして、モデルCは、課金ダミーとゲームダミーの両方が■%水準で有意だが、課金ダミーは正の影響を、ゲームダミーは負の影響を与えており、モデルC−Aは、■日のゲームプレイ時間のみ■%の有意水準で正の影響を与えているという結果になった。このことから、課金行動と■カ月の食費には関係があると考えられる。一方、これらのモデルは説明変数がゲームダミーと課金ダミーのみであり、時間選好に関する要素が考慮されていない。そのため、課金ダミーが有意となったモデルA、モデルCに説明変数として時間選好■■■■、現在バイアス、ナイーブを追加したものをそれぞれモデルA■、モデルC■、課金額が有意となったモデルA−Aにも同じように説明変数を追加したものをモデルA−Bとして推定を行う。その結果が表■−■■である。モデルA■、C■の結果を元のモデルA、Cと比較すると、どちらも課金ダミーの有意性がなくなっている代わりにナイーブ性が有意になっている。前節で課金行動に直接的には影響しないという結果になったナイーブ性が、喫煙習慣、食習慣それぞれに正の影響を与えていることが明らかになった。そのため、嫌なことを先送りにする傾向がある人は、煙草に依存しやすく、食生活も乱れやすいと考えることができる。また、モデルC■はゲームダミーが■■%水準にモデルA−AモデルB−A喫煙■.■■■***(■.■■■)■.■■■*(■.■■■)(■.■■■)−■.■■■(−■.■■■)学生懸賞論文集第■■号モデルC−A食費(■カ月)睡眠■.■■■■.■■■(■.■■■)■.■■■**(■.■■■)表■−■.推定結果(モデルA−A・B−A・C−A)
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