愛情關係品質的中介效果

本節主要的目的在了解愛情關係品質對伴侶條件差距的評估與主觀幸福感 之間的中介效果，採用階層迴歸分析檢視伴侶條件差距、愛情關係品質、主觀幸 福感之間的中介模式，假設路徑如圖 4-1 所示。

考驗中介效果的方式，最常被使用的是 Baron 和 Kenny（1986）所提出的 方法：中介效果必須符合三個條件：(1)自變項對中介變項具有顯著預測效果；(2) 自變項對依變項具有顯著預測效果；(3)同時將自變項與中介變項放入迴歸模式 來預測依變項，中介變項具有顯著預測效果，但自變項的預測效果會下降。若自 變項對依變項的效果不顯著，則稱為「完全中介」；若自變項對依變項仍有顯著 的預測效果，則稱為「部分中介」。

若中介模式成立，則需考驗中介效果的顯著性，故當完全或部分中介成立 後，則繼續進行 Sobel 檢定（Sobel test）以考驗中介效果值（ab）的顯著性。

圖 4-1 中介模式路徑圖 一、中介變項檢定

首先，採用階層迴歸的方式檢視伴侶條件差距對於主觀幸福感的預測性。分 別以「生活滿意度」、「正向情緒」、「負向情緒」為依變項，分析溫暖親和差距、

可信差距、吸引力差距、內在資源差距、外在資源差距對依變項的預測關係。

首先，第一步驟先將背景變項年齡、感情狀況、累積交往月數放入第一區塊，

以排除背景變項的影響，其背景變項的編碼方式如表 4-10 所示。

表 4-10 背景變項編碼方式

考量男性與女性樣本可能會有不同的結果產生，樣本混合可能會對結果產生

*p <.05；**p <.01；***p <.001

*p <.05；**p <.01；***p <.001

二、男性的親密，在吸引力條件差距與生活滿意度之間的中介效果

在考驗中介效果之前，先檢視自變項對中介變項的預測性，即為吸引力條件 差距對親密的預測性 （路徑 a），因此以親密做為依變項，第一區塊放入背景變 項做為控制，第二區塊則放入吸引力條件差距。由表 4-14 模式一可知在控制了 背景變項之後，吸引力條件差距對親密有顯著預測效果 （β = .505***，p

< .001）。接著，再以生活滿意度為依變項，在控制背景變項的解釋量後，在區塊 二投入吸引力條件差距形成模式二，最後中介效果部分，加入親密做為中介變項 與吸引力一起放在區塊二形成模式三，以檢視親密的中介效果。從表 4-14 中的 模式二結果中，我們可以發現，吸引力條件差距仍然可以預測生活滿意度 （β

= .320***，p < .001），但放入的中介變項親密並無達到顯著，表示此中介模式並 不成立。以 Sobel 檢驗方式檢視此中介模式，其效果值為 .091 （ab = .511

× .178），Sobel 檢定值為 1.285，未達顯著水準。因此，對男性而言，伴侶的吸 引力差距並無透過親密中介而影響生活滿意度，而是直接對生活滿意度產生影 響。

三、女性的親密，在可信條件差距與生活滿意度之間的中介效果

首先檢視自變項對中介變項的預測性，即為可信差距對親密的預測性 （路 徑 a），因此以親密做為依變項，第一區塊放入背景變項做為控制，第二區塊則 放入可信差距。由表 4-14 模式四可知在控制了背景變項之後，可信差距對親密 有顯著預測效果 （β = .484***，p < .001）。再以生活滿意度為依變項，在控制 背景變項的解釋量後，投入可信條件差距形成模式五。最後，再加入親密做為中 介變項形成模式六，檢視親密的中介效果。從表 4-14 的結果中，我們可以發現，

可信差距仍然可以預測生活滿意度 （β =.193*，p <.05），只是數值較路徑 c 為低，

且放入的中介變項親密預測生活滿意度也達到顯著水準 （β = .263**，p <.01），

表示此中介模式為部分中介成立。以 Sobel 檢驗方式檢視此中介模式，其效果值 為 .179 （ab = .508 × .354），Sobel 檢定值為 2.906，達顯著水準。因此，對女性

而言，伴侶的可信差距能部分透過親密為中介而影響生活滿意度。

*p <.05；** p<.01；***p <.001