第四章 研究結果
第六節 中介模式之路徑分析
本節為中介模式路徑分析，以多元迴歸分析來進行路徑分析，分別 檢視資優生與普通生的自我效能在樂觀傾向與正負向解釋型態之間中介 模式之路徑分析，驗證假設6-1至6-4。
路徑分析是由研究者依據理論文獻，提出路徑模型，將每一個內衍 變項是唯一個迴歸模型，分別進行分析後加以組合，即可得到路徑分析 的結果（邱皓政，2003）。根據Holmbeck(1997)的方法，要估計中介模型 (A→B→C)效果，研究者必頇先估計直接效果(A→C)。假設潛在預測變 項A對潛在結果變項C具有顯著的直接效果，筆者方能針對中介模型 (A→B→C)進行估計，檢視潛在預測變項A對潛在中介變項B的效果 (A→B)，以及潛在中介變項B對潛在結果變項C的效果(B→C)（引自曾文 志，2007）。因此，在進行中介模型效果估計之前，必頇先瞭解樂觀傾向 對正負向解釋型態的直接效果。
以下分別由資優生與普通生兩部份，進行自我效能在樂觀傾向與正 負向解釋型態之間中介模式之路徑分析。
壹、資優生部分
資優生的樂微觀傾向與正負向解釋型之積差相關矩陣，詳見表 4-6-1。研究者首先依據相關矩陣，決定自變項與依變項。在本研究中，
資優生的樂觀傾向與正向解釋型態之間、自我效能與正向解釋型態之間 達顯著正相關，但此研究數據僅能顯示樂觀傾向與正向解釋型態有正相 關、自我效能與正向解釋型態有正相關，無法知道兩兩之間是否有預測 或影響之因果關係；資優生的樂觀傾向與負向解釋型態之間、自我效能 與負向解釋型態之間達顯著負相關，但此研究數據僅能顯示樂觀傾向與 負向解釋型態有負相關、自我效能與正向解釋型態有負相關，無法知道 兩兩之間是否有預測或影響之因果關係；此外在本研究中顯示微觀傾向
樂觀傾向與正向解釋型態之間具有中介效果，假設的路徑圖，詳見圖 4-6-1；二為樂觀傾向、自我效能、負向解釋型態是一種中介模式，自我 效能在樂觀傾向與負向解釋型態之間具有中介效果，假設的路徑圖，詳 見圖4-6-2。以下分別檢驗兩個假設之路徑分析。
表4-6-1資優生樂微觀傾向、自我效能與正負向解釋型態之積差相關矩陣
樂觀傾向 微觀傾向 自我效能 正向 解釋型態
負向 解釋型態
樂觀傾向 －
微觀傾向 -.574** －
自我效能 .564** -.434** －
正向解釋型態 .408** -.422** .396** －
負向解釋型態 -.215** .327** -.239** -.432** －
**p＜.01
圖 4-6-2 自我效能為中介變項的樂觀傾向與負向解釋型態之假設路徑圖 說明：O 表示樂觀傾向；S 表示自我效能；B 表示負向解釋型態
S
B O
圖 4-6-1 自我效能為中介變項的樂觀傾向與正向解釋型態之假設路徑圖 說明：O 表示樂觀傾向；S 表示自我效能；G 表示正向解釋型態
S
G O
一、資優生樂觀傾向、自我效能、正向解釋型態中介模式路徑分析 （一）直接效果估計
研究者以外衍變項樂觀傾向為自變項，內衍變項正向解釋型態為依 變項進行迴歸分析，樂觀傾向對正向解釋型態之多元迴歸分析摘要表與 多元迴歸係數表，詳見表4-6-2與4-6-3，直接效果模型，詳見圖4-6-3。
表4-6-2 資優生樂觀傾向對正向解釋型態之多元迴歸分析摘要表
來源 SS df MS F 顯著性
迴歸係數 398.231 1 398.231 58.675 .000***
殘餘誤差 1988.616 293 6.787 全體 2386.847 294
***p＜.001
表4-6-3 資優生樂觀傾向對正向解釋型態之多元迴歸係數表
預測變項
未標準化係數 標準化係數
t值 顯著性 R R2 B值 標準誤差 β
樂觀傾向 .122 .016 .408 7.660 .000*** .408 .167
***p＜.001 依變項：正向解釋型態
結果顯示樂觀傾向對正向解釋型態的預測達顯著水準（F（1.293）
=58.675，p＜.001），多元相關係數 R=.408，代表預測分數與實際分數之
2
圖4-6-3 資優生樂觀傾向與正向解釋型態之直接效果模型 說明：O 表示樂觀傾向；G 表示正向解釋型態
O G
.408***
R2=.167 Se=.913
對正向解釋型態的 t 值達顯著水準（t=7.660，p＜.001），表示資優生的樂 觀傾向可以預測正向解釋型態，樂觀傾向越高者，越具有正向解釋型態，
因此繼續進行中介模式之考驗。
（二）中介模式估計
將自我效能視為中介變項，分別以「樂觀傾向為自變項，自我效能 為依變項」、「自我效能為自變項，正向解釋型態為依變項」、「樂觀傾向、
自我效能為自變項，正向解釋型態為依變項」進行三次多元迴歸分析，
自我效能中介樂觀傾向與正向解釋型態之多元迴歸分析摘要表與多元迴 歸係數表，詳見表4-6-4與4-6-5。
表4-6-4資優生樂觀傾向與自我效能對正向解釋型態之多元迴歸分析摘要表
來源 SS df MS F 顯著性
迴歸係數 494.193 2 247.097 38.122 .000***
殘餘誤差 1892.654 292 6.482 全體 2386.847 294
***p＜.001
表4-6-5 資優生樂觀傾向與自我效能對正向解釋型態之多元迴歸係數表
預測變項
未標準化係數 標準化係數
值 顯著性 R R2 B值 標準誤差 β
樂觀傾向 .081 .019 .272 4.302 .000*** .455 .207 自我效能 .101 .026 .243 3.848 .000***
***p＜.001 依變項：正向解釋型態
結果顯示樂觀傾向與自我效能對正向解釋型態的預測達顯著水準（F
（2.292）=38.122，p＜.001），多元相關係數R=.455，代表預測分數與實際分
數之相關為.455，其決定係數R2=.207，表示樂觀傾向與自我效能對正向 解釋型態的解釋變異量為.207，即正向解釋型態可以被解釋的百分比為 20.7%。樂觀傾向對正向解釋型態的t值達顯著水準（t=4.302，p＜.001），
自我效能對正向解釋型態的t值達顯著水準（t=3.848，p＜.001），此兩個 係數皆有顯著意義，樂觀傾向與自我效能可以預測正向解釋型態，這表 示當其他的變項在控制的情況下，樂觀傾向與自我效能越高者，越具有 正向解釋型態，且加入自我效能之後，預測分數與實際分數之相關提高 (r=.408→.455)，樂觀傾向對正向解釋型態的影響減少(β=.408→.272)，表 示資優生的樂觀傾向對於正向解釋型態的影響，除了具有直接效果之 外，尚有一個由自我效能所中介的間接效果，為不完全中介模式。資優 生自我效能中介樂觀傾向與正向解釋型態之效果考驗，詳見表4-6-6。
表4-6-6 資優生自我效能中介樂觀傾向與正向解釋型態之效果考驗
依變項 內衍變項
自變項 自我效能 正向解釋型態
外衍變項
樂觀傾向 直接效果 .564*** .272***
間接效果 .137***
總效果 .564*** .409***
內衍變項
自我效能 直接效果 .243***
間接效果
總效果 .243***
解釋變異量：
自我效能 R2＝.318 正向解釋型態 R2＝.207 估計標準誤係數：
自我效能 R2＝.318 Se＝ 1 R 2 ＝.826 正向解釋型態 R2＝.207 Se＝ 1 R 2 ＝.891
***p＜.001
圖 4-6-4 資優生以自我效能為中介變項的樂觀傾向與正向解釋型 態之路徑分析模型
說明：O 表示樂觀傾向；S 表示自我效能；G 表示正向解釋型態 S
O G
.564*** .243***
.272***
R2=.318 Se=.826
R2=.207 Se=.891
間接效果的強度可由兩端點變項之間的直接效果標準迴歸係數相成 得到，樂觀傾向對於正向解釋型態的間接效果由兩個直接效果（樂觀傾 向→自我效能，自我效能→正向解釋型態）組成，本研究為.564×.243
＋.272＝.409；兩個內衍變項能夠有效地被檢視，解釋變異量分別為正向 解釋型態.207（F（2.292）=38.122，p＜.001），即正向解釋型態在此中介模 式中可以被解釋的百分比為20.7%，自我效能為.318（F（1.293）=136.706，
p＜.001），即自我效能在此中介模式可以被解釋的百分比為31.8%。
而樂觀傾向能藉由自我效能，顯著地影響正向解釋型態，樂觀傾向 透過自我效能對正向解釋型態的影響，總效果值為.409。結果分析路徑 圖，如圖4-6-4。
根據研究結果，假設6-1獲得支持，資優生樂觀傾向、自我效能、正 向解釋型態是一種中介模式，自我效能在樂觀傾向與正向解釋型態之間
具有中介效果，但為不完全中介，因為在中介模式中樂觀傾向除了可以 透過自我效能，顯著影響正向解釋型態之外，樂觀傾向對正向解釋型態 仍有顯著的影響。樂觀傾向對於正向解釋型態的直接效果（.408），與透 過自我效能為中介變項的總效果（.409）皆有顯著的影響，雖然差距不 大，但是透過自我效能的影響，能提高正向解釋型態可以被解釋的百分 比。
另一個需要注意的焦點是，無論是樂觀傾向對正向解釋型態的直接 效果估計，或是加入自我效能後的中介模式估計，對正向解釋型態的估 計標準誤係數分別為.913與.891，顯示正向解釋型態無法被樂觀傾向與自 我效能解釋的部分較高，可能還涉及其他變項之影響。
二、資優生樂觀傾向、自我效能、負向解釋型態中介模式路徑分析 （一）直接效果估計
研究者以外衍變項樂觀傾向為自變項，內衍變項負向解釋型態為依 變項進行迴歸分析，樂觀傾向對負向解釋型態之多元迴歸分析摘要表與 多元迴歸係數表，詳見表4-6-7與4-6-8，直接效果模型，詳見圖4-6-5。
表4-6-7 資優生樂觀傾向對負向解釋型態之多元迴歸分析摘要表
來源 SS df MS F 顯著性
迴歸係數 105.013 1 105.013 14.163 .000***
殘餘誤差 2172.533 293 7.415 全體 2277.546 294
***p＜.001
表4-6-8 資優生樂觀傾向對負向解釋型態之多元迴歸係數表
預測變項
未標準化係數 標準化係數
t值 顯著性 R R2 B值 標準誤差 β
樂觀傾向 -.062 .017 -.215 -3.763 .000*** -.215 .046
***p＜.001 依變項：正向解釋型態
結果顯示樂觀傾向對負向解釋型態的預測達顯著水準（F（1.293）
=14.163，p＜.001），多元相關係數R=-.215，代表預測分數與實際分數之 相關為-.215，其決定係數R2=.046，表示樂觀傾向對負向解釋型態的解釋 變異量為.046，即負向解釋型態可以被解釋的百分比為4.6%。樂觀傾向 對負向解釋型態的t值達顯著水準（t=-3.763，p＜.001），表示樂觀傾向可 以預測負向解釋型態，樂觀傾向越高者，越不具有負向解釋型態，因此 繼續進行中介模式之考驗。
（二）中介模式估計
將自我效能視為中介變項，分別以「樂觀傾向為自變項，自我效能 為依變項」、「自我效能為自變項，負向解釋型態為依變項」、「樂觀傾向、
自我效能為自變項，負向解釋型態為依變項」進行三次多元迴歸分析，
自我效能中介樂觀傾向與負向解釋型態之多元迴歸分析摘要表與多元迴 歸係數表，詳見表4-6-9與4-6-10。
圖4-6-5 資優生樂觀傾向與負向解釋型態之直接效果模型 說明：O 表示樂觀傾向；B 表示負向解釋型態
O B
-.215***
R2=.046 Se=.977
表4-6-9資優生樂觀傾向與自我效能對負向解釋型態之多元迴歸分析摘要表
來源 SS df MS F 顯著性
迴歸係數 151.543 2 75.772 10.407 .000***
殘餘誤差 2126.002 292 7.281 全體 2277.546 294
***p＜.001
表4-6-10 資優生樂觀傾向與自我效能對負向解釋型態之多元迴歸係數表
表4-6-10 資優生樂觀傾向與自我效能對負向解釋型態之多元迴歸係數表