表4-5-6 媒體影響對「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) .07 .01 6.22 .00
a(X→M) .47 .03 17.78 .00 b (M→Y,control X) .02 .02 .95 .34 c’(X→Y,control M) .06 .02 4.06 .00 ab (X→M→Y)
sobel test
.01 .01 .95 .34 -.0105~.0301
由上可知，媒體影響對研究對象纖瘦理想體型內化程度有顯著預 測力；控制媒體影響後，纖瘦理想體型內化程度無法影響研究對象身 體不滿意、「身體部位滿意」、「身體線條滿意」；媒體影響無法透過纖 瘦理想體型內化程度對身體不滿意產生間接影響；媒體影響會對身體 不滿意、「身體部位滿意」、「身體線條滿意」產生直接的影響。
三. 同儕影響、纖瘦理想體型內化與身體不滿意的關係
b 不
符合a
符合c
符合纖瘦理想體型內化
媒體影響 身體線條滿意
圖4-5-6 媒體影響對身體線條滿意的影響路徑圖
研究對象的身體不滿意量表包括「身體部位滿意」、「身體線條滿 意」兩部分，以下分別針對全量表、「身體部位滿意」、「身體線條滿意」
三部分，來檢驗同儕影響、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4-5-7 可看出，以同儕影響為自變項，纖瘦理想體型內化為依 變項，同儕影響的迴歸係數t 檢定值為 18.35，p=.00 小於顯著水準.05，
表示同儕影響能夠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 同儕影響後，纖瘦理想體型內化的迴歸係數t 檢定值為 3.43，p=.00 小 於顯著水準.05，表示控制同儕影響後，纖瘦理想體型內化仍可顯著預 測身體不滿意（符合路徑b 的假設）；再以同儕影響為自變項，身體不 滿意為依變項，同儕影響的迴歸係數t 檢定值為 9.62，p=.00 小於顯著 水準.05，表示同儕能夠顯著預測身體不滿意（符合路徑 c 的假設）。因 符合Baron and Kenny（1986）的檢驗條件，故同儕影響有中介的效果。
以同儕影響為自變項，身體不滿意為依變項，當控制纖瘦理想體 型內化後，同儕影響的迴歸係數t檢定值為4.95，小於9.62（路徑c的t檢 定值），p=.00小於顯著水準.05，表示控制纖瘦理想體型內化後，同儕 影響仍可顯著預測身體不滿意，顯示纖瘦理想體型內化有部分中介效
果。再進行Sobel test-Aroian (1944)公式計算，得z值為3.37，p＝.00
＜.05，表示達到統計上的顯著意義，即同儕影響可透過纖瘦理想體型 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 同儕影響可透過纖瘦理想體型內化對身體不滿意產生間接的影響。
根據前述路徑a的檢驗結果可知，同儕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，控制同儕影響後，纖瘦理想體 型內化可顯著預測身體不滿意。路徑c’的檢驗結果，得t值為4.95，p＝.00
＜.05，表示同儕影響的直接效果已達顯著，亦即同儕影響會對身體不 滿意產生直接的影響（見表4-5-7）。
圖4-5-7 同儕影響對身體不滿意的影響路徑圖
b
符合a
符合c
符合纖瘦理想體型內化
同儕影響 身體不滿意
表4-5-7 同儕影響對身體不滿意的直接效果與間接效果檢驗結果 路徑 迴歸係數 標準誤 t值/z值 Sig(two) 95％信 賴區間
c(X→Y) .55 .06 9.62 .00 a(X→M) .61 .03 18.35 .00 b (M→Y,control X) .29 .08 3.43 .00 c’(X→Y,control M) .38 .08 4.95 .00
ab (X→M→Y) .17 .05 3.37 .00 .0730~.2760 sobel test
（二）「身體部位滿意」次量表
本小節主要探討同儕影響、纖瘦理想體型內化程度與「身體部位 滿意」的關係。由表4-5-8 可看出，以同儕影響為自變項，纖瘦理想體 型內化為依變項，同儕影響的迴歸係數t 檢定值為 18.35，p=.00 小於 顯著水準.05，表示同儕影響能夠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，「身體部位滿意」
為依變項，當控制同儕影響後，纖瘦理想體型內化的迴歸係數t 檢定值 為3.38，p=.00 小於顯著水準.05，表示控制同儕影響後，纖瘦理想體 型內化仍可顯著預測「身體部位滿意」（符合路徑b 的假設）；再以同 儕影響為自變項，「身體部位滿意」為依變項，同儕影響的迴歸係數t 檢定值為9.90，p=.00 小於顯著水準.05，表示同儕能夠顯著預測「身 體部位滿意」（符合路徑c 的假設）。因符合 Baron and Kenny（1986）
的檢驗條件，故同儕影響有中介的效果。
以同儕影響為自變項，「身體部位滿意」為依變項，當控制纖瘦 理想體型內化後，同儕影響的迴歸係數t檢定值為5.19，小於9.90（路徑 c的t檢定值），p=.00小於顯著水準.05，表示控制纖瘦理想體型內化後，
同儕影響仍可顯著預測「身體部位滿意」，顯示纖瘦理想體型內化有 部分中介效果。再進行Sobel test-Aroian (1944)公式計算，得z值為3.32，
p＝.00＜.05，表示達到統計上的顯著意義，即同儕影響可透過纖瘦理
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
同儕影響可透過纖瘦理想體型內化對「身體部位滿意」產生間接影響。
根據前述路徑a的檢驗結果可知，同儕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，控制同儕影響後，纖瘦理想體 型內化可顯著預測「身體部位滿意」。路徑c’的檢驗結果，得t值為5.19，
p＝.00＜.05，表示同儕影響的直接效果已達顯著，亦即同儕影響會對
「身體部位滿意」產生直接的影響（見表4-5-8）。
圖4-5-8 同儕影響對身體部位滿意的影響路徑圖
b
符合a
符合c
符合纖瘦理想體型內化
同儕影響 身體部位滿意
表4-5-8 同儕影響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) .48 .05 9.90 .00 a(X→M) .61 .03 18.35 .00
b (M→Y,control X) .24 .07 3.38 .00 c’(X→Y,control M) .33 .06 5.19 .00 ab (X→M→Y)
sobel test
.14 .04 3.32 .00 .0592~.2303
（三）「身體線條滿意」次量表
本小節主要探討同儕影響、纖瘦理想體型內化程度與「身體線條 滿意」的關係。由表4-5-9 可看出，以同儕影響為自變項，纖瘦理想體 型內化為依變項，同儕影響的迴歸係數t 檢定值為 18.35，p=.00 小於 顯著水準.05，表示同儕影響能夠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，「身體線條滿意」
為依變項，當控制同儕影響後，纖瘦理想體型內化的迴歸係數t 檢定值 為2.13，p=.03 小於顯著水準.05，表示控制同儕影響後，纖瘦理想體 型內化仍可顯著預測「身體線條滿意」（符合路徑b 的假設）；再以同 儕影響為自變項，「身體線條滿意」為依變項，同儕影響的迴歸係數t 檢定值為4.68，p=.00 小於顯著水準.05，表示同儕能夠顯著預測「身 體線條滿意」（符合路徑c 的假設）；因符合 Baron and Kenny（1986）
以同儕影響為自變項，「身體線條滿意」為依變項，當控制纖瘦 理想體型內化後，同儕影響的迴歸係數t檢定值為2.07，小於4.68（路徑 c的t檢定值），p=.04小於顯著水準.05，表示控制纖瘦理想體型內化後，
同儕影響仍可顯著預測「身體線條滿意」，顯示纖瘦理想體型內化有 部分中介效果。再進行Sobel test-Aroian (1944)公式計算，得z值為2.12，
p＝.03＜.05，表示達到統計上的顯著意義，即同儕影響可透過纖瘦理
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
同儕影響可透過纖瘦理想體型內化對「身體線條滿意」產生間接影響。
根據前述路徑a的檢驗結果可知，同儕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，控制同儕影響後，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 2.07，p＝.04＜.05，表示同儕影響的直接效果已達顯著，亦即同儕影響 會對「身體線條滿意」產生直接的影響（見表4-5-9）。
圖4-5-9 同儕影響對身體線條滿意的影響路徑圖
b
符合a
符合c
符合纖瘦理想體型內化
同儕影響 身體線條滿意
表4-5-9 同儕影響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2.12/z值 Sig(two) 95％信賴 區間 c(X→Y) .07 .02 4.68 .00 a(X→M) .61 .03 18.35 .00
b (M→Y,control X) .05 .03 2.13 .04 c’(X→Y,control M) .04 .02 2.07 .04 ab (X→M→Y)
sobel test
.03 .01 2.11 .03 .0022~.0573
由上可知，同儕影響對研究對象纖瘦理想體型內化程度有顯著預 測力；而控制同儕影響後，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」；同儕影響可透過纖瘦 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；同儕影響會對身體不滿意、「身體部位滿意」、「身體線 條滿意」產生直接的影響。
四. 雙親影響、纖瘦理想體型內化與身體不滿意的關係
研究對象的身體不滿意量表包括「身體部位滿意」、「身體線條滿 意」兩部分，以下分別針對全量表、「身體部位滿意」、「身體線條滿意」
三部分，來檢驗雙親影響、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4-5-10可看出，當雙親影響為自變項，纖瘦理想體型內化為依 變項，雙親影響的迴歸係數t檢定值為3.95，p=.00 小於顯著水準.05，
表示雙親影響能夠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 雙親影響後，纖瘦理想體型內化的迴歸係數t檢定值為7.87，p=.00 小於 顯著水準.05，表示控制雙親影響後，纖瘦理想體型內化仍可顯著預測 身體不滿意（符合路徑b的假設）；再以雙親影響為自變項，身體不滿 意為依變項，雙親影響的迴歸係數t檢定值為7.27，p=.00 小於顯著水 準.05，表示雙親影響能夠顯著預測身體不滿意（符合路徑c的假設）。
因為符合Baron and Kenny（1986）的檢驗條件，故雙親影響有中介的 效果。
以雙親影響為自變項，身體不滿意為依變項，當控制纖瘦理想體 型內化後，雙親影響的迴歸係數t檢定值為6.15，小於7.27（路徑c的t檢 定值），p=.00 小於顯著水準.05，表示控制纖瘦理想體型內化後，雙親 影響仍可顯著預測身體不滿意，顯示纖瘦理想體型內化有部分中介效 果。再進行Sobel test-Aroian (1944)公式計算，得z值為3.51，p＝.00
＜.05，表示有達到統計上的顯著意義，即雙親影響可透過纖瘦理想體 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 雙親影響可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 雙親影響可透過纖瘦理想體型內化對身體不滿意產生間接影響。