捌、蔬果攝取自我效能作為中介變項的檢定分析
接 下 來 要 針 對 模 式 中 可 能 的 中 介 變 項(mediator) 及 調 節 變 項 (moderator)進行分析，以深入瞭解影響因素間的作用歷程。學者提出在 選取中介變項及調節變項時，應有理論或文獻為依據(Frazier, Tix &
Barron, 2004)。Young等人(2004)曾發現自我效能可做為父母社會支持 影響蔬果攝取量之間的中介變項。因此本研究便以「蔬果攝取自我效
能」作為「蔬果攝取社會支持」影響「蔬果攝取行為」的中介變項，
檢視中介模式的適配度及中介效果。
中介變項的角色是指自變項先影響中介變項，透過中介變項再影 響依變項(Baron & Kenny, 1986)。這當中又可依中介的效果程度分為
「完全中介」(complete mediation)和「部份中介」(partial mediation)作 用(James & Brett, 1984)。部份中介作用是指自變項除了透過中介變項 影響依變項以外，也可直接影響依變項。在本研究中，此三個變項的 結構關係如圖4-4所示，即「蔬果攝取社會支持」可透過「蔬果攝取自 我效能」影響「蔬果攝取行為」，也可直接影「蔬果攝取行為」。完 全中介效果則是當加入中介變項之後，自變項對依變項的直接影響將 完全消失。在本研究中，就是當「蔬果攝取自我效能」做為「蔬果攝 取社會支持」與「蔬果攝取行為」的中介變項時，「蔬果攝取社會支 持」對於「蔬果攝取行為」的直接影響將趨於零。
檢定的方法是先檢視部份中介模式(圖4-4)的適配度，而後將其中
「蔬果攝取社會支持」→「蔬果攝取行為」的徑路係數設定為0，檢視 完全中介模式的適配度。而後再進行兩個模式的卡方差值顯著性檢定 (Holmbeck, 1997; Brown, 1997)。以測定樣本分析結果，部分中介模式 的χ2(189)=592.20，完全中介模式的χ2(190)=596.95，兩個模式的Δχ
2=4.75, Δd.f.=1, p<.05，達顯著差異(表4-30)。代表將「蔬果攝取社會 支持」→「蔬果攝取行為」的徑路係數設定為0，模式的適配度明顯比 徑路係數不為0的模式適配度為差。也就是在「蔬果攝取自我效能」為
中介變項的情形下，「蔬果攝取社會支持」對於「蔬果攝取行為」的
GFI=Goodness-of-Fit Index; NFI=Normed Fit Index; CFI=Comparative Fix Index;
SRMR=Standardized Root Mean Square Residual; RMSEA=Root Mean Square Error of Approximation
表4-31列出兩個中介模式的潛在變項間徑路係數估計結果，部分 中介模式的標準化估計解則標示於圖4-4。其中「蔬果攝取社會支持」
→「蔬果攝取行為」(γ=.15, p<.01)，「蔬果攝取社會支持」→「蔬果 攝取自我效能」(γ=.32, p<.001)以及「蔬果攝取自我效能」→「蔬果攝 取 行 為 」( γ =.38, p<.001) 的 係 數 值 均 達 顯 著 水 準 。 符 合 Holmbeck (1997)所提中介效果的檢視條件之一。進一步檢視其效果量，「蔬果攝
取社會支持」對於「蔬果攝取行為」的影響總效果(total effect)為.27，
其中經由「蔬果攝取自我效能」影響「蔬果攝取行為」的間接效果 (indirect effect)為.12(Brown, 1997)。
表4-31 中介模式潛在變項間徑路係數估計結果