拒絕敏感度在成人依附與關係衝突因應之中介分析

中介變項，驗證中介模式之要件中，研究者依據 Baron 與 Kenny（1986）提出之 中介考驗前提：要件一為自變項能顯著預測依變項；要件二為自變項能顯著預測 中介變項；要件三為中介變項能顯著預測依變項；要件四為中介變項納入自變項 與依變項後，自變項對依變項無預測能力，此為完全中介，若仍保有預測力則為 部分中介。

研究者考量本研究重在探討拒絕敏感度對成人依附與關係衝突因應之中介效 果，遂進一步以拔靴法進行中介效果檢驗，因此第二部分透過 Hayes（2013）所 發展的 PROCESS 巨集，探討拒絕敏感度在大學生成人依附與關係衝突因應間是 否存有中介效果。由階層迴歸分析結果可知拒絕敏感度僅在依附焦慮與關係衝突 因應中之表明因應上符合中介假設，再者，由於 Baron 與 Kenny（1986）四步驟 法在檢定力上受到質疑，本研究進一步針對符合中介假設之依附焦慮、拒絕敏感 度、表明因應三項，以重複抽樣的拔靴法（Bootstrapping）驗證拒絕敏感度之中 介效果。至於依附逃避與關係衝突因應則不進行再次驗證。透過拔靴標準誤所建 立的間接效果（indirect effect）參數，取其 2.5%與 97.5%之數值為其上下界，檢 視其信賴區間（Confidence Intervals）是否涵蓋 0，若間接效果之信賴區間不包含 0，表示間接效果達顯著，亦即具有中介效果存在，進一步地，若直接效果包含 0，

亦即未達顯著，則表示此為完全中介，若直接效果不包含 0，則為部分中介（邱 皓政，2019）。

一、成人依附與拒絕敏感度之迴歸分析

為驗證 Baron 與 Kenny（1986）提出之要件二，研究者先進行成人依附與拒 絕敏感度的迴歸分析，在迴歸分析前進行多元共線性檢定，檢定結果顯示依附逃 避與依附焦慮之VIF 值為 1.07，符合 VIF 低於 10，表示未有共線性狀況，可進行 迴歸分析。分析結果發現依附逃避（β=.07, p<.05）及依附焦慮（β=.18, p<.01）與 拒絕敏感度有顯著的正向關係。因此，要件二成立。

表4-4-1成人依附與拒絕敏感度之迴歸分析表

拒絕敏感度

自變數 B SE β R² ΔR² df1, df2 F 成人依附

依附逃避 .05 .02 .07* .00 .00 1,664 4.08*

依附焦慮 .06 .01 .18*** .03 .03 1,664 24.02***

*p<.05. ***p<.001.

二、拒絕敏感度在成人依附、關係衝突因應間之迴歸分析

為驗證要件一、要件三與要件四，先將自變項依附逃避與依附焦慮投入階層 一，再將中介變項拒絕敏感度投入階層二。在進行多元迴歸分析之前，先確認有 無共線性問題，迴歸分析各變項之VIF 均介於 1.00 至 1.03 間，未有 VIF 高於 10，

故不存在多元共線性問題。

（一）拒絕敏感度在依附逃避、關係衝突因應間之迴歸分析

結果如表4-4-2。從依變項為表明、忠誠、忽視、離開之階層一來看，依附逃 避能解釋表明變異中之0.1%，F（1,664）=0.97, p=.325，然而此一效果並不顯著；

對於忠誠變異則解釋2%，F（1,664）=15.34, p<.001；對忽視變異則解釋 1%，F

（1,664）=10.02, p<.01；對離開變異則解釋 1%，F（1,664）=8.29, p<.01。依附逃 避僅在忠誠（β=.15, p<.001）、忽視（β=.12, p<.01）、離開（β=.11, p<.01）之標準 化迴歸係數達顯著水準，在表明則未達顯著水準，表示依附逃避對忠誠、忽視、

離開均具有顯著的正向預測力。

進一步從階層二來看，加入中介變項拒絕敏感度後，依變項為表明之整體解

釋變異量上升5%，F（2,663）=22.20, p<.001；對忠誠之整體解釋變異量上升 0%，

F（2,663）=8.23, p<.001；對忽視之整體解釋變異量上升 0%，F（2,663）=0.005, p<.01；

對離開之整體解釋變異量上升 0%，F（2,663）=4.14, p<.05。其中依附逃避之標 準化迴歸係數未達顯著水準，拒絕敏感度之標準化迴歸係數達顯著水準（β=-.24,

**p<.01. ***p<.001.

如表4-4-3 所示，本研究發現依附逃避對表明之直接效果的 95％信賴區間為

-.116 至.069 之間，未達顯著水準，間接效果的 95％信賴區間為-.050 至-.001，達

（二）拒絕敏感度在依附焦慮、關係衝突因應間之迴歸分析

結果如表4-4-4。從依變項為表明、忠誠、忽視、離開之階層一來看，依附焦 慮能解釋表明變異中之4%，F（1,664）=32.02, p<.001；對於忠誠變異則解釋 4%，

F（1,664）=34.47, p<.001；對忽視變異則解釋 4%，F（1,664）=28.47, p<.001；

對離開變異則解釋 6%，F（1,664）=44.03, p<.001。依附焦慮在四者之標準化迴 歸係數均達顯著水準（β=-.21，.22，.20，.24, p<.001），表示依附焦慮對表明有顯 著的負向預測力，對忠誠、忽視、離開則具有顯著的正向預測力。從階層二來看，

加入中介變項拒絕敏感度後，依變項為表明之整體解釋變異量上升5%，F（2,663）

=33.12, p<.001；對忠誠之整體解釋變異量上升 0%，F（2,663）=17.25, p<.001；

對忽視之整體解釋變異量上升 0%，F（2,663）=14.21, p<.001；對離開之整體解 釋變異量上升 0%，F（2,663）=22.51, p<.001。其中依附焦慮之標準化迴歸係數 仍達顯著水準（β=-.17, p<.001），表示依附焦慮對表明仍有顯著的負向預測力，然

表 4-4-4（續）

圖 4-4-2 依附焦慮、拒絕敏感度與關係衝突因應之中介模式路徑分析圖

綜上所述，在迴歸分析上之結果可知依附逃避僅能顯著預測忠誠、忽視、離 開，依附焦慮則能顯著預測表明、忠誠、忽視、離開。依附逃避與依附焦慮皆能 顯著預測拒絕敏感度。另外，拒絕敏感度僅能顯著預測表明，無法顯著預測忠誠、

忽視、離開。中介效果上，拔靴法檢驗之結果發現，拒絕敏感度在依附焦慮與表 明間產生影響，具有部分中介效果，拒絕敏感度在依附逃避與表明間則具有完全 中介效果。

拒絕敏感度 表明

b1=-.21**

* a=.18*

**

c1’=-.17***

忠誠

b2=.01

c2’=.22***

依附焦慮 *

b3=-.002 c3’=.20***

忽視

c4’=.25***

b4=-.04

離開 關係衝突因應