第六章 研究二 「中介模式研究」 之結果
第三節 中介模式分析結果
本節旨在考驗三個中介變項是否在成人依附傾向與關係滿意度之間具有中 介效果，分別提出三個假設模式。模式一探討情人困擾揭露效能預期之中介效 果，模式二聚焦情人間困擾揭露效益預期之中介效果，模式三則分析情人間困擾 揭露風險預期的中介效果。上述三個中介模式之觀察變項符合單變量常態性檢定
（Kline, 1998），具體來說觀察變項之偏態係數絕對值介於 .02 至 .56 之間，小 於 3 之標準，峰度係數絕對值介於 .04 至 .50 之間，小於 10 之標準，欲知詳細 數值請參閱附錄十八，此外亦呈現觀察變項之相關矩陣於附錄十九。以下分述三 個中介模式之分析結果。
壹、模式一「情人間困擾揭露效能預期」之中介模式
模式一之結構方程模式分析結果如圖 6-3-1 所示。其基本適配部分，模式一 未違反估計，潛在變項對觀察變項的迴歸係數皆達顯著水準（p < .05），此外所 有誤差變異數值沒有負值且達顯著水準。另外，無太接近 1 的標準化參數估計 值，標準誤小於 1，其因素負荷量介於 .32 至 .79 之間，皆高於 .40 之標準，欲 知詳細數值請參閱附錄二十。
圖 6-3-1 模式一結構方程模式路徑分析圖（n = 512）
***p < .001.
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在整體適配考驗部分，模式一之考驗結果為，χ2 = 151.85，df = 48，p < .001，
仍顯示模式與觀察資料適配不佳。然而，卡方值會受到樣本數影響，需參照其他 指標（邱皓政，2011；黃芳銘，2007）。而 RMSEA 為 .06（90%CI [.05, .08]），
屬於不錯的適配。SRMR 為 .06，小於 .10，則為可接受的適配。CFI 為 .99，
NNFI 為 .98，皆大於 .90 之標準。綜合上述指標，模式一具有不錯的適配。
表 6-3-1
模式一之效果檢定摘要表（n = 512）
潛在自變項 潛在依變項
效能預期 關係滿意度
依附逃避
直接效果 -.71*** -.66***
間接效果 -.02
總效果 -.71*** -.69***
依附焦慮
直接效果 -.20*** -.14***
間接效果 -.01
總效果 -.20*** -.14***
效能預期
直接效果 -.01
間接效果
總效果 -.01
*p < .05. **p < .01. ***p < .001.
模式一之內部結構適配考驗部分，考驗各觀察變項之個別信度、潛在變項之 組合信度，以及潛在變項的變異數平均抽取量。各觀察變項之個別信度介於 .28 至 .86 之間，僅有「滿意 1」未高於 .50 之標準，其餘觀察變相之個別信度皆符 合標準，介於 .67 至 .86。此外，各潛在變項之組合信度方陎，所有組合信度數 值皆高於 .84 以上，「依附逃避」為 .94，「依附焦慮」為 .92，「效能預期」為 .89，
「關係滿意度」為 .84。最後，潛在變項變異數平均抽取量皆高於 .65 以上，分 別為「依附逃避」為 .83，「依附焦慮」為 .79，「效能預期」為 .73，「關係滿意
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度」為 .65。依據組合信度與變異數平均抽取量指標而言，模式一內部結構適配 良好。
基於上述考驗結果皆符合標準，進一步評鑑模式中估計參數之方向性與效 果，如圖 6-3-1 與表 6-3-1 所示，模式一中具有四條路徑之係數達顯著水準（p
< .001），首先「依附逃避」方陎：「依附逃避」直接負向影響「效能預期」（γ = -.71），且直接負向影響「關係滿意度」（γ = -.66）。此外，「依附焦慮」方陎：「依 附焦慮」直接負向影響「效能預期」（γ = -.20），並且會直接負項影響「關係滿 意度」（γ = -.14），上述四條直接路徑之方向性皆符合假設。
然而，「效能預期」至「關係滿意度」路徑之係數未達顯著水準（t = .55，p
> .05），即對於「依附逃避」到「關係滿意度」，以及「依附焦慮」到「關係滿意 度」，「效能預期」不具有中介效果，此結果不支持研究假設三。
綜言之，在親密關係中，個人越逃避與情人親密、情感越疏離，認為自己 能有效對情人困擾揭露越沒有信心，此外，他亦會認為在此段戀愛關係中越不快 樂、需求越無法被滿足。另一方陎，個人越擔心被情人拋棄、越害怕被拒絕，他 越沒有信心能成功向情人困擾揭露，另外，他也會認為這段戀情中越無法感受到 正向的情緒、整體而言越不快樂。
參、模式二「情人間困擾揭露效益預期」之中介模式
模式二之結構方程模式分析結果如圖 6-3-2 所示。在基本適配部分，模式二 未違反估計，潛在變項對觀察變項的迴歸係數皆達顯著水準（p < .05），此外所 有誤差變異數值沒有負值且達顯著水準。另外，無太接近 1 的標準化參數估計 值，標準誤小於 1，其因素負荷量介於 .53 至 .92 之間，皆高於 .40 之標準，欲 知詳細數值請參閱附錄二十一。
在整體適配考驗部分，模式一之考驗結果，模式之χ2為 173.53，df = 48，p
< .001，仍顯示模式與觀察資料適配不佳。然而，卡方值會受到樣本數影響，需
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參照其他指標（邱皓政，2011；黃芳銘，2007）。RMSEA 為 .07（90%CI [.06, .08]）， 屬於不錯的適配。SRMR 為 .06，小於 .10，則為可接受的適配。CFI 為 .98、
NNFI 為 .97，皆大於 .90。綜合上述指標，模式二具有不錯的適配。
針對模式二之內部結構適配考驗部分，考驗觀察變項之個別信度、潛在變項 組合信度，以及潛在變項的變異數平均抽取量。各觀察變項之個別信度介於 .28 至 .85 之間，僅「滿意 1」與「認同想法」未高於 .50 之標準，其餘觀察變相之 個別信度皆符合標準。此外，各潛在變項之組合信度方陎，所有組合信度數值皆 高於 .60 以上，具體來說「依附逃避」為 .94，「依附焦慮」為 .92，「效益預期」
為 .73，「關係滿意度」為 .84。最後，潛在變項變異數平均抽取量方陎，「依附 逃避」為 .83、「依附焦慮」為 .79、「關係滿意度」為 .65，皆高於 .60 以上，
僅「效益預期」為 .46，小於 .60。綜合上述資料，整體而言，內部結構尚可接 受。
圖 6-3-2 模式二結構方程模式路徑分析圖（n= 512）
***p < .001.
進一步評鑑模式中估計參數之方向性與效果，如圖 6-3-2 與表 6-3-2 所示，
模式二中有四條路徑之係數達顯著水準（p < .001）。首先，「依附逃避」方陎：「依 附逃避」直接負向影響「效益預期」（γ = -.61），且「依附逃避」直接負向影響
「關係滿意度」（γ = -.43），此外，「效益預期」直接正向影響「關係滿意度」（β
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= .43）。因此，對於「依附逃避」而言，「效益預期」具有部分中介效果，即「依 附逃避」透過「效益預期」影響「關係滿意度」（γ*β = -.26, p < .05），上述路 徑之方向性符合假設，支持研究假設三。
另一方陎，「依附焦慮」僅直接負向影響「關係滿意度」（γ = -.12, p < .001）， 而「依附焦慮」到「效益預期」路徑之係數不顯著（t = -1.39, p > .05），換言之，
對「依附焦慮」而言，「效益預期」不具有中介效果，此路徑不支持假設三。
綜合上述，在親密關係中，個人越逃避與情人親密，主觀認為向情人困擾 揭露後越沒有正向好處，進而對目前關係感到越不滿意。另外，若個人在此段戀 愛經驗中有越高的焦慮、害怕遭到遺棄，會負向評估關係滿意的程度，自覺越不 快樂。
表 6-3-2
模式二之效果檢定（n = 512）
潛在自變項 潛在依變項
效益預期 關係滿意度
依附逃避
直接效果 -.61*** -.43***
間接效果 -.26***
總效果 -.61*** -.69***
依附焦慮
直接效果 -.07 -.12**
間接效果 -.03
總效果 -.07 -.14***
效益預期
直接效果 .43***
間接效果
總效果 .43***
*p < .05. **p < .01. ***p < .001.
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肆、模式三「情人間困擾揭露風險預期」之中介模式
模式三之結構方程模式分析結果如圖 6-3-3 所示。在基本適配部分，模式三 未違反估計，潛在變項對觀察變項的迴歸係數皆達顯著水準（p < .05），此外所 有誤差變異數值沒有負值且達顯著水準。另外，無太接近 1 的標準化參數估計 值，標準誤小於 1，其因素負荷量介於 .53 至 .92 之間，皆高於 .40 之標準，欲 知詳細數值請參閱附錄二十二。。
圖 6-3-3 模式三結構方程模式路徑分析圖（n = 512）
註：「忽視」代表「被忽視」；「秘密」代表「洩漏秘密」；「困擾」代表「造成伴 侶困擾」；「評價」代表「負向評價」。
***p < .001.
整體適配考驗部分，模式三之結構方程模式分析考驗結果為，χ2 = 290.80，
df = 59，p < .001，仍顯示模式與觀察資料適配不佳。然而，卡方值會受到樣本
數影響，需參照其他指標（邱皓政，2011；黃芳銘，2007）。而 RMSEA 為 .09
（90%CI [.08, .09]），屬於普通的適配。SRMR 為 .07，小於.10，則為可接受的 適配。CFI 為 .97、NNFI 為 .96，大於 .90 標準。綜合上述指標，模式三之適配 情形尚可接受。
至於內部結構適配考驗部分，首先各觀察變項之個別信度介於 .24 至 .85 之 間，其中四個觀察變項之數值低於 .50，具體來說為包括：「滿意 1」為 .29、「被
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忽視」為 .40、「洩漏秘密」為 .29 及「造成伴侶困擾」為 .24，其餘觀察變項之 個別信度皆符合標準。此外，各潛在變項之組合信度方陎，所有組合信度數值皆 高於 .60 以上，具體來說「依附逃避」為 .94，「依附焦慮」為 .92，「風險預期」
為 .70，「關係滿意度」為 .84。最後，潛在變項變異數平均抽取量方陎，「依附 逃避」為 .83、「依附焦慮」為 .80、「關係滿意度」為 .65，皆高於 .60 以上，
僅「風險預期」為 .38，低於標準門檻。綜合上述資料，整體而言，內部結構尚 可接受。
表 6-3-3
模式三之效果檢定（n = 512）
潛在自變項 潛在依變項
風險預期 關係滿意度
依附逃避
直接效果 .61*** -.52***
間接效果 -.16*
總效果 .61*** -.69***
依附焦慮
直接效果 .48*** -.02
間接效果 -.13*
總效果 .48*** -.14***
風險預期
直接效果 -.27*
間接效果
總效果 -.27*
*p < .05. **p < .01. ***p < .001.
進一步評鑑模式估計參數的方向性與效果。由圖 6-3-4 及表 6-3-3 所示，模 式三中有四條路徑之係數達顯著水準（p < .001），首先「依附逃避」方陎：「依 附逃避」直接正向影響「風險預期」（γ = .61），且「依附逃避」直接負向影響
「關係滿意度」（γ = -.52）。此外，「風險預期」直接負向影響「關係滿意度」（β
= -.27）。因此，「風險預期」在「依附逃避」與「關係滿意度」間具有部分中介 效果，即「依附逃避」可透過「風險預期」影響「關係滿意度」（γ*β = -.16, p
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< .05），上述路徑之方向性符合假設。
另一方陎，「依附焦慮」直接正向影響「風險預期」（γ = .48, p < .001），然 而「依附焦慮」到「關係滿意度」路徑之係數未達顯著水準（t 值 = -.26, p > .05）。 雖然，「依附焦慮」無法直接影響「關係滿意度」，卻可以透過「風險預期」影響
「關係滿意度」（γ*β = -.13, p < .05），換言之，「風險預期」在「依附焦慮」與
「關係滿意度」間具有完全中介效果，上述直接效果與間接效果路徑之方向與假 設一致，支持研究假設四。
綜言之，當個人越拒絕與情人親密及情感交流，則越認為向情人困擾揭露 後會有負向結果，因此，個人越對於情人及目前關係感到越不滿意。另外，若個 人越擔心情人對自己的看法、越害怕對方會拋棄自己，則越認為向對方困擾揭露 後會有負影響，這些預期想法進而使個人在此段戀愛經驗中感到越不快樂、對方
綜言之，當個人越拒絕與情人親密及情感交流，則越認為向情人困擾揭露 後會有負向結果，因此，個人越對於情人及目前關係感到越不滿意。另外，若個 人越擔心情人對自己的看法、越害怕對方會拋棄自己，則越認為向對方困擾揭露 後會有負影響，這些預期想法進而使個人在此段戀愛經驗中感到越不快樂、對方