表4-5-1 媒體暴露對身體不滿意的直接效果與間接效果檢驗結果
路徑 迴歸
係數
標準誤 t值/z值 Sig(two) 95％信賴 區間 c(X→Y) .02 .03 .50 .62 a(X→M) .00 .02 .01 .99 b (M→Y,control X) .56 .06 8.81 .00
c’(X→Y,control M) .02 .03 .54 .59 ab (X→M→Y)
sobel test
.00 .01 .01 .99 -.0249~.0251
（二）身體部位滿意次量表
本小節主要探討媒體暴露、纖瘦理想體型內化程度與「身體部位 滿意」的關係。由表4-5-2可看出，媒體暴露當為自變項，纖瘦理想體 型內化為依變項，媒體暴露的迴歸係數t檢定值為.00，p=.99 大於顯著 水準.05，表示媒體暴露無法顯著預測纖瘦理想體型內化（不符合路徑a 的假設）。接著，以纖瘦理想體型內化為自變項，「身體部位滿意」為 依變項，當控制媒體暴露後，纖瘦理想體型內化的迴歸係數t檢定值為 8.92，p=.00 小於顯著水準.05，表示控制媒體暴露後，纖瘦理想體型內
b
符合a
不符合c 不
符合纖瘦理想體型內化
媒體暴露 身體不滿意
圖 4-5-1 媒體暴露對身體不滿意的影響路徑圖
化仍可顯著預測「身體部位滿意」（符合路徑b的假設）；再以媒體暴露 為自變項，「身體部位滿意」為依變項，媒體暴露的迴歸係數t檢定值 為.30，p為=.77 大於顯著水準.05，表示媒體暴露無法顯著預測「不滿
意度」（不符合路徑c的假設）。因不符合Baron and Kenny（1986）的檢 驗條件，故媒體暴露亦無中介的效果。
再進行Sobel test-Aroian (1944)公式計算，得z值為.01，p＝.99
＞.05，表示未達到統計上的顯著意義，即媒體暴露無法透過纖瘦理想 體型內化對「身體部位滿意」產生間接影響。
透過Baron and Kenny（1986）建議的驗證程序、Sobel檢定，發現
媒體暴露無法透過纖瘦理想體型內化對「身體部位滿意」產生間接影 響。
前述路徑a的檢驗結果可知，媒體暴露無法顯著預測纖瘦理想體型 內化。另外，前述路徑b的檢驗顯示，控制媒體暴露後，纖瘦理想體型 內化仍可顯著預測「身體部位滿意」。路徑c’的檢驗結果，得t值為.32，
p＝.75＞.05，表示媒體暴露的直接效果未達顯著，亦即媒體暴露不會 對「身體部位滿意」產生直接的影響。（見表4-5-2）
表4-5-2 媒體暴露對身體部位滿意的直接與間接效果檢驗結果
路徑 迴歸
係數
標準誤 T值/z值 Sig(two) 95％信賴 區間 c(X→Y) .01 .03 .30 .77 a(X→M) .00 .03 .01 .99 b (M→Y,control X) .48 .05 8.9 .00
c’(X→Y,control M) .01 .02 .32 .75 ab (X→M→Y)
sobel test
.00 .01 .01 .99 -.0214~.0215
（三）身體線條滿意次量表
本小節主要探討媒體暴露、纖瘦理想體型內化程度與「身體線條 滿意」的關係。由表4-5-3可看出，媒體暴露當為自變項，纖瘦理想體 型內化為依變項，媒體暴露的迴歸係數t檢定值為.01，p=.99 大於顯著 水準.05，表示媒體暴露無法顯著預測纖瘦理想體型內化（不符合路徑a 的假設）。接著，以纖瘦理想體型內化為自變項，「身體線條滿意」為 依變項，當控制媒體暴露後，纖瘦理想體型內化的迴歸係數t檢定值為 4.71，p=.00 小於顯著水準.05，表示控制媒體暴露後，纖瘦理想體型內
b
符合a
不符合c 不
符合纖瘦理想體型內化
媒體暴露 身體部位滿意
圖4-5-2 媒體暴露對身體部位滿意的影響路徑圖
化仍可顯著預測「滿意度」（符合路徑b的假設）；再以媒體暴露為自變 項，「身體線條滿意」為依變項，媒體暴露的迴歸係數t檢定值為.97，
p=.33 大於顯著水準.05，表示媒體暴露無法顯著預測「身體線條滿意」
（不符合路徑c的假設）。因不符合Baron and Kenny（1986）的檢驗條 件，故媒體暴露沒有中介的效果。
再進行Sobel test-Aroian (1944)公式計算，得z值為.01，p＝.99
＞.05，表示沒有達到統計上的顯著意義，即媒體暴露無法透過纖瘦理 想體型內化對「身體線條滿意」產生間接影響。
透過Baron and Kenny（1986）建議的驗證程序、Sobel檢定，發現
媒體暴露無法透過纖瘦理想體型內化對「身體線條滿意」產生間接影 響。
前述路徑a的檢驗結果可知，媒體暴露無法顯著預測纖瘦理想體型 內化。另外，前述路徑b的檢驗顯示，控制媒體暴露後，纖瘦理想體型 內化仍可顯著預測「身體線條滿意」。路徑c’的檢驗結果，得t值為1.00，
p＝.32＞.05，表示媒體暴露的直接效果未達顯著，亦即媒體暴露不會 對「身體線條滿意」產生直接的影響（見表4-5-3）。
表4-5-3 媒體暴露對「身體線條滿意」的直接與間接效果檢驗結果 路徑 迴歸係數 標準誤 t值/z值 Sig(two) 95％信賴
區間 c(X→Y) .0079 .0081 .9727 .3313
a(X→M) .0002 .0227 .0081 .9935 b (M→Y,control X) .0801 .0170 4.7081 .0000 c’(X→Y,control M) .0078 .0079 .9952 .3202
ab (X→M→Y) .0000 .0019 .0080 .9936 -.0036~.0037 sobel test
由上可知，媒體暴露對研究對象纖瘦理想體型內化程度無顯著預 測力；而控制媒體暴露後，纖瘦理想體型內化程度會影響研究對象身 體不滿意、「身體部位滿意」、「身體線條滿意」。媒體暴露無法透過纖 瘦理想體型內化程度對身體不滿意、「身體部位滿意」、「身體線條滿意」
產生間接影響；媒體暴露無法對身體不滿意、「身體部位滿意」、「身體 線條滿意」產生直接的影響。
二. 媒體影響、纖瘦理想體型內化與身體不滿意的關係 圖4-5-3 媒體暴露對身體線條滿意的影響路徑圖
b
符合a
不符合c 不
符合纖瘦理想體型內化
媒體暴露 身體線條滿意
滿意」兩部分，以下分別針對全量表、「身體部位滿意」、「身體線滿意」
三部分，來檢驗媒體影響、纖瘦理想體型內化與身體不滿意的關係。
（一）身體不滿意全量表
由表4-5-4 看出，以媒體影響為自變項，纖瘦理想體型內化為依變 項，媒體影響的迴歸係數t 檢定值為 17.78，p=.00 小於顯著水準.05，
表示媒體影響可顯著預測纖瘦理想體型內化（符合路徑a 的假設）；接 著，以纖瘦理想體型內化為自變項，身體不滿意為依變項，當控制媒 體影響後，纖瘦理想體型內化的迴歸係數t 檢定值為 1.36，p=.17，大 於顯著水準.05，表示控制媒體影響後，纖瘦理想體型內化無法顯著預 測身體不滿意（不符合路徑b 的假設）。再以媒體影響為自變項，身體 不滿意為依變項，媒體影響的迴歸係數t 檢定值為 13.08，p=.00 小於 顯著水準.05，表示媒體影響可顯著預測身體不滿意（符合路徑 c 的假 設）。但因不符合Baron and Kenny（1986）的檢驗條件，故媒體影響沒 有中介的效果。
再進行Sobel test公式計算，得z值為1.36，p＝.17＞.05，表示未達
到統計上的顯著意義，即媒體影響無法透過纖瘦理想體型內化對身體 不滿意產生間接影響。
透過Baron and Kenny（1986）建議的驗證程序、Sobel檢定，發現
媒體影響無法透過纖瘦理想體型內化對身體不滿意產生間接影響。
根據前述路徑a的檢驗結果可知，媒體影響可顯著預測纖瘦理想體 型內化。另外，前述路徑b的檢驗顯示，控制媒體影響後，纖瘦理想體 型內化無法顯著預測身體不滿意。路徑c’的檢驗結果，得t值為8.98，p
＝.00＜.05，表示媒體影響的直接效果已達顯著，亦即媒體影響會對身 體不滿意產生直接的影響。（見表4-5-4）
表4-5-4 媒體影響對身體不滿意的直接效果與間接效果檢驗結果 路徑 迴歸 標準誤 t值/z值 Sig(two) 95％信賴
係數 區間 c(X→Y) .54 .04 13.08 .00
a(X→M) .47 .03 17.78 .00 b (M→Y,control X) .11 .08 1.36 .17 c’(X→Y,control M) .49 .05 8.98 .00
ab (X→M→Y) .05 .04 1.36 .17 -.0217~.1197 sobel test
（二）「身體部位滿意」次量表
本小節主要探討媒體影響、纖瘦理想體型內化程度與「身體部位 圖4-5-4 媒體影響對身體不滿意的影響路徑圖