第四章 結果與討論
第二節 大學生美德長處與美德發揮之差異分析
本節旨在瞭解大學生在美德長處與六大美德發揮之現況，並進一步探 討不同性別大學生於美德長處及六大美德發揮之差異情形，以回答研究問 題二，並考驗研究假設2-1 與 2-2。
壹、不同性別大學生在美德長處之差異分析
為瞭解不同性別大學生在美德長處上是否存在統計上的顯著差異，研 究者使用單因子多變量變異數分析進行考驗，結果顯示 Wilk’s Λ值 為.98，F 值為 2.21，p=.04（<.05），可知差異達顯著水準，但效果量為.018
（<.059），屬於低度效果量。
進一步以單變量變異數分析探討不同性別在六大美德的差異情形，為 使整體α總合小於.05，因此將每個比較之α值設為.0083。結果如表 4-2-1 所示，在美德三人道與慈愛與美德六心靈的超越兩美德上有顯著差異存 在，但兩者的效果量為.012，屬於低度效果量。進一步從表 4-2-2 的平均數 可知，女大學生（平均數 11.86、11.27）在人道與慈愛與心靈的超越兩美 德上顯著高於男大學生（平均數11.53、10.93）。這樣的差異結果與 Linley 等人（2007）、Park 等人（2006），與 Shimai 等人（2006）之研究發現女性 在人際長處（仁慈、愛、感恩、社會智能與團隊合作）與靈性追求（對美 與卓越的鑑賞力、靈性）方面得分較男性來的高結果相似。研究者認為這 樣的差異性或許與台灣傳統文化父母在教養不同性別孩童習慣有關，通常 女孩多會被期待要具有女性化、溫柔、長於人際關係處理等特質，男生則 要具獨立、堅強、勇敢等特質。但隨著女性主義的興起，與性別角色解構 的風潮，在特質差異的顯著性上，越來越趨向均等的現象，如同本研究所 得結果，男女大學生雖有差異性存在，但效果量是低度的。
若個別分析大學生於24 項特質長處之現況，由表 4-2-2 可知，整體大 學生在擁有仁慈、公平公正、團隊合作，與對美與卓越的鑑賞力此四項特 質長處上較為突顯（平均數介於12.02~12.37 分）。若以性別作區分，男生
51 組內 41126.431 744 55.277
美德一、智慧與
知識 總合 41405.866 745
組間 30.468 1 30.468 .785 .376 .001 組內 29103.958 750 38.805
美德二、勇氣
總合 29134.426 751
組間 177.484 1 177.484 8.923* .003 .012 組內 15215.969 765 19.890
美德三、人道與
慈愛 總合 15393.452 766
組間 66.851 1 66.851 3.445 .064 .005 組內 14767.291 761 19.405
美德四、正義
總合 14834.142 762
組間 20.834 1 20.834 .597 .440 .001 組內 26337.573 755 34.884
美德五、自制力
/修養 總合 26358.407 756
組間 535.970 1 535.970 8.968* .003 .012 組內 45304.009 758 59.768
美德六、心靈的
超越 總合 45839.979 759 註： *P＜.05
表4-2-2
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第三節 大學生美德長處、美德發揮與生活滿意度 之結構方程模式分析
本節旨在探討大學生美德長處、六大美德發揮與生活滿意度之結構方 程模式是否能獲得支持，以回答研究問題三，並考驗研究假設三。
壹、模式界定
研究者所提出之研究模式如圖3-1-1。相關研究皆顯示不管是個人的美 德長處與生活滿意度，亦或是發揮個人的美德長處與生活滿意度，兩兩間 都存在著顯著正相關（Govindji & Linley, 2007; Linley et al., 2010; Park, Peterson & Seligman, 2004; Park, 2004; Park et al., 2004; Park & Peterson, 2006a, 2006b, 2006c, 2008; Peterson et al., 2007; Proctor et al., 2011）。研究者 推論美德長處與美德發揮間存有相關，美德長處可以藉由發揮來提升個人 的生活滿意度。為瞭解美德發揮於美德長處與生活滿意度間是否有中介效 果存在，因此研究者提出本研究之模式架構，希望藉由本研究瞭解美德長 處與美德發揮間的關係，並進一步探討美德發揮於美德長處和生活滿意度 間的中介效果。
貳、常態性檢定
一、單變量常態性檢定
進行驗證性因素分析前，須檢驗變項是否皆服從常態分配，以確保統 計結果之推論性。一般常態假設的統計判斷方式，乃是透過變數分布的偏 態與峰度係數來做判定。Kline 於 1998 年所著的結構方程模式與應用
（Principles and practice of structural equation modeling）一書中指出，當偏 態係數絕對值大於3，峰度係數絕對值大於 10 時，視為非常態現象（邱皓 政，2011）。由表 4-3-1 與表 4-3-2 可知，本研究之大學生美德長處量表與 六大美德發揮量表各分量表及各構面數值皆服從常態分配，顯示本研究模 式的觀察變項符合單變量常態性。
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表4-3-2
美德發揮量表各分量表及各構面得分分佈情形（n=771）
構面 最小值 最大值 平均數 標準差 偏態 峰度 智 慧 與 知 識 美
德發揮分量表 3.00 21.00 13.32 2.83 -0.005 0.875 勇 氣 美 德 發 揮
分量表 3.00 21.00 13.43 2.96 0.043 0.521 人 道 與 慈 愛 美
德發揮分量表 3.00 21.00 14.59 3.10 -0.079 0.206 正 義 美 德 發 揮
分量表 3.00 21.00 14.60 3.07 0.083 -0.169 自 制 力/修養美
德發揮分量表 3.00 21.00 14.44 3.00 -0.033 0.213 心 靈 的 超 越 美
德發揮分量表 3.00 21.00 13.86 3.23 0.148 0.104 總量表 28 126 84.27 14.38 0.094 0.464
二、多變量常態性檢定
研究者進一步考驗本研究資料之多變量常態性狀態，由 LISREL 之 PRELIS 程式得知，多變量常態性相對標準 Relative Multivariate Index 為 1.238，此數值雖大於 1，但並未嚴重偏離標準值，本研究資料之多變量常 態性仍為可接受範圍。
綜上所述，本研究資料符合單變量及多變量常態性檢定，因此可繼續 進行後續之參數估計與檢定。
參、正式研究模式之適配度檢定 一、基本適配度
研究者依據正式施測所收集到之研究資料進行六個美德研究架構模 式適配度考驗。在基本適配度方面（如表4-3-3 所示），六個美德之整體模 式並沒有負的誤差變異數存在，標準化參數估計值於-.05 至.80 之間，估計 參數的標準誤介於.038 至.072 之間。整體而言，本研究模式之基本適配度 大致符合檢定標準。
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表4-3-4
六大美德模式適配度檢定值摘要表
模式 χ2
df p-value
CFI SRMR RMSEA美德一模式 285.99 62 .00 .98 .045 .068 美德二模式 294.07 51 .00 .98 .053 .079 美德三模式 241.65 41 .00 .98 .051 .080 美德四模式 166.70 41 .00 .98 .039 .063 美德五模式 211.57 51 .00 .98 .039 .064 美德六模式 331.54 62 .00 .98 .051 .075
圖 4-3-1 美德一「智慧與知識」之結構方程模式路徑分析圖
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圖 4-3-2 美德二「勇氣」之結構方程模式路徑分析圖
圖 4-3-3 美德三「人道與慈愛」之結構方程模式路徑分析圖
圖 4-3-4 美德四「正義」之結構方程模式路徑分析圖
圖 4-3-5 美德五「自制力/修養」之結構方程模式路徑分析圖
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圖 4-3-6 美德六「心靈的超越」之結構方程模式路徑分析圖
肆、結構方程模式效果說明
研究者將本研究所架構之六個結構方程模式之各項效果整理如表 4-3-5。分析結果可知，六大美德對生活滿意度均有直接效果存在，其標準 化回歸係數β分別為.22（
P＜.01
）、.42（P＜.01
）、.19（P＜.01
）、.58（P＜.01
） 與.44（P＜.01
）。而智慧與知識、人道與慈愛、正義以及心靈的超越等四項 美德除了對生活滿意度有直接效果外，尚具有透過該美德發揮所中介的間 接效果（β=.18、.16、.17、.15）。其次在勇氣美德與自制力/修養美德兩美 德，由分析結果看來，此兩者是無法藉由美德的發揮運用，間接影響大學 生的生活滿意度提升。勇氣美德與自制力/修養美德兩美德之發揮無法顯著提昇大學生生活 滿意度方面，研究者認為這樣的結果或許與大學生目前正處於自我統整、
專業知識養成與親密關係發展之成長階段有關，相較於勇氣美德與自制力 /修養美德，智慧與知識、人道與慈愛、正義及心靈的超越此四美德是更有 助於大學生因應發展階段所需面臨的自我與他人之關係建立、知識養成與 生涯發展規畫的成長議題。先前的研究雖皆以探討 24 項特質長處的個別
影響力。但仍可瞭解到堅持、勇敢、謙遜、審慎、自我調節等特質長處在 24 項特質長處中，是相對來的較不顯著的，尤其是謙遜與生活滿意度的相 關是為最弱的 (Park et al., 2004, 2006; Peterson & Seligman, 2004)。也就是 勇氣與自制力/修養兩美德在各國受試者當中較不是為個人的首選美德。且 研究者亦認為自制力/修養美德的養成與展現，是需要經歷過各種人生歷練 與經驗累積後才會逐漸成熟的，或許大學生隨著年齡的增長與生命經驗的 累積，在自制力/修養美德方面可能會有所提升。
研究者進一步分析探討美德發揮是否為美德長處影響大學生生活滿 意度之中介變項，根據Baron 及 Kenny (1986)兩人所提出的驗證變項是否 具有中介效果的建議，必須符合四個步驟與條件：（一）驗證美德長處與 生活滿意度間存有顯著正相關；（二）驗證美德長處與美德發揮間存有顯 著正相關；（三）驗證美德發揮與生活滿意度間存有顯著正相關；（四）驗 證當美德長處與美德發揮同時放入結構模式中，同時解釋生活滿意度時，
美德長處的淨效果消失，估計值未達顯著水準，且美德發揮與生活滿意度 間仍維持顯著正相關。若上述四項條件符合，即美德發揮完全中介美德長 處對生活滿意度的效果，稱之為完全中介效應。若美德長處對生活滿意度 路徑雖有變化，但仍達顯著水準，若其絕對值小於美德長處對生活滿意度 之單純效果的估計值，則為美德發揮部份中介美德長處對生活滿意度間的 效果，亦即部份中介效應。
本研究之六個美德長處、美德發揮與生活滿意度間路徑模式之四步驟 考驗各項效果摘要如表4-3-6 所示。對照表 4-3-5 與表 4-3-6 可知，智慧與 知識美德經由智慧與知識美德發揮、人道與慈愛美德經由人道與慈愛美德 發揮、正義美德經由正義美德發揮，以及心靈的超越美德經由心靈的超越 美德發揮，雖然沒有直接抵消智慧與知識美德對生活滿意度、人道與慈愛 美德對生活滿意度、正義美德對生活滿意度，以及心靈的超越美德對生活 滿意度的效果值，但該四項美德發揮仍對生活滿意度存有部分中介效果。
綜上所述，本研究大學生六個美德長處、美德發揮與生活滿意度間之
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