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第三節 第三節
第三節 第三節 權能表現與影響因素之多元迴歸分析 權能表現與影響因素之多元迴歸分析 權能表現與影響因素之多元迴歸分析 權能表現與影響因素之多元迴歸分析
本節進行愛滋感染者權能表現以及相關影響因素之多元迴歸分析，在進行多元迴歸分 析之前，為使迴歸係數準確，先進行殘差分析，檢驗資料是否符合迴歸的基本假設、有無 共線性，並進行極端值的排除；而後進入多元迴歸分析，檢驗研究架構所納入的變項以及 解釋力。本研究為檢視整體模式的變化，會先將所有檢驗的變項納入第一次的多元迴歸分 析，而後在第二次迴歸分析中納入第一次迴歸分析顯著之變項，看其解釋力與模式的變化。
在進入迴歸分析之前，類別變項需先轉化成虛擬變項，在進行虛擬化的過程時，類別 變項的參照組以雙變項分析的結果為依據，顯著的變項，如：教育程度、就業狀況、感染 途徑，則以分析中具有顯著差異的組別為主，例如教育程度在雙變項分析中，國中及以下 與大學以上具有顯著差異，因此以國中及以下為參照組。另一方面，雙變項分析當中未達 顯著的變項雖然沒有相關，但是仍選擇某一組作為參照組，選擇未達顯著的參照組需注意 樣本數不能為極端值，且不能為不明確之選項（如：其他），因此在性別方面，選擇男性 為參照組；居住地方面，選擇非極端值之中部為參照組，感染途徑方面，因為兩者樣本數 接近，選擇同性間性行為者為參照組，完成之後再納入迴歸分析當中。
經由變項虛擬化處理，再者扣掉各變項所遺漏的數值之後，可納入第一次多元迴歸分 析的有效樣本數共有 313 份；第二次多元迴歸分析的有效樣本數為 323 份。
一一
一一、、、、變項全部放入之變項全部放入之變項全部放入之變項全部放入之多元多元多元多元迴歸分析迴歸分析迴歸分析迴歸分析
（
（
（
（一一一一））））殘差分析殘差分析殘差分析殘差分析
在建立迴歸模型前先進行殘差分析，透過了解標準化殘差是否符合迴歸分析假定，以 確認迴歸係數值能否正確解釋分析結果。檢定殘差分析需了解其是否為常態分配、變異數 是否恆等以及誤差項是否相互獨立，因此以下說明迴歸分析基本假定、共線性問題以及極 端值的處理。
1、迴歸分析基本假定
（1）常態性（normality）
迴歸分析的基本假定為原始殘差值以及標準化殘差值皆為常態分配（陳寬裕、王
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正華，2010），本研究以 P-P 圖與 Kolmogorov-Smirnov 檢定（K-S 檢定）來判別標準化 殘差的常態性檢定。從圖 4-3-1 當中可以看出，標準化殘差值大致落在常態分配的對角 線附近，且標準化殘差值落在 0 至 1 之間，顯示具有常態性。而 K-S 檢定的分析結果 顯示（見表 4-3-1），標準化殘差值的顯著性大於 0.05，因此表示殘差分配為常態分配，
符合迴歸假設。
表 4-3-1 標準化殘差值 K-S 檢定 標準化殘差
個數 313
K-S Z 檢定 0.688
P 值 0.732
（2）線性關係（linear relationship）
迴歸分析的基本假定為變項之間具有線性的關係，因此其變異數應為一恆定的數 值（陳寬裕、王正華，2010）。此檢定可透過圖表的散布圖來確定是否為一恆定的數值，
如果圖形沒有構成特定的形態，則殘差變異數為一恆定的數值，如果有明顯的型態，
則違反殘差的恆定假設。本研究從標準化殘差預測值（ZPRED）與 Student 化殘差值
（SRESID）所畫出的散步圖（見圖 4-3-1）可以看出，並未有明顯的分布型態，因此
圖 4-3-1 迴歸標準化殘差值的常態 P-P 圖
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符合迴歸模型當中的線性關係假設。
（3）獨立性（independence）
第三樣線性迴歸的基本假定為任意兩個誤差項之間相互獨立（陳寬裕、王正華，
2010 ）。 因 此 本 研 究 透 過 Durbin-Watson 檢 定 來 判 定 殘 差 是 否 具 有 獨 立 性 ， 當 Durbin-Watson 的檢定數值相當接近 2 的時候，表示殘差具有獨立性。從表 4-3-2 當中 可以看出，Durbin-Watson 檢定值等於 2.09，相當接近 2，表示殘差值之間具有獨立性，
符合迴歸的基本假設。
表 4-3-2Durbin-Watson 檢定值
模式 R R² Adjusted R² 估計標準誤 Durbin-Watson 檢定
1 0.624 0.389 0.348 10.052 2.066
2、共線性問題
檢查迴歸模型的共線性需觀察三樣指標，分別為允差、變異數膨脹係數（VIF）與條 件指數（陳寬裕、王正華，2010）。一般而言，當 VIF 小於 10，允差值大於 0.1 時，共線 性不顯著。本研究放入迴歸模型中之變項，其允差介於 0.28 至 0.86 之間，VIF 值則介於 1.15 至 3.64 之間，表示個自變項之間的相關性不強，CI 值為 44.553，表示多元共線性的 問題不嚴重。
圖 4-3-2 殘差值散佈圖
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3、極端值的排除
極端值需透過檢視標準化殘差值的方式，刪除大於 3 以及小於-3 的值，透過統計軟體 針對殘差觀察值診斷的方式，發現編號 236 之樣本為極端值，予以刪除之後再行分析。
（（
（（二二二二））））多元迴歸分析多元迴歸分析多元迴歸分析多元迴歸分析
本研究為了解研究架構中，自變項對依變項的解釋力，因此採用同時放入的迴歸分 析，將所有變項一次選入至迴歸模式當中，不考慮個別變項是否顯著，以檢定迴歸模型的 解釋力；並透過多元迴歸分析當中的未標準化迴歸係數(β 值)，來看待當自變項變化一個單 位時，在權能表現所變化的數量，另外，也透過標準化迴歸係數（beta 係數）看自變項對 依變項的解釋力。
研究分析結果顯示（見表 4-3-3），所有影響因素變項對於權能表現具有解釋力，迴歸 效果達顯著水準（F=9.309，P<0.001），具有統計意義。整體的 R²達 0.389，表示所有的自 變項可以解釋權能表現 38.9％的變異量，調整 R²後亦能解釋 34.8％的變異量。
從個別變項的係數估計值當中發現，個人變項方面，性別、年齡、就業狀況、教育程 度、每月個人總收入、感染途徑、感染年資以及生化功能指數，在迴歸模型當中皆未達顯 著，唯獨服藥順從達顯著，整體受訪者的服藥順從 beta 值為 0.111（p<0.05），表示受訪者 的服藥順從度越高，權能表現越好。而在自變項方面，生活滿意度在整體迴歸模型中達顯 著（beta=0.390，p<0.001），表示受訪者的生活滿意度越高，權能表現越好。愛滋內在烙印 量表當中，刻板印象、揭露、社會關係和自我接納次量表皆未達顯著。而在參與類型當中，
組織行動參與以及決策參與未達顯著，唯獨社區代表參與達顯著（beta=0.191，p<0.01），
表示當愛滋感染者自覺為社區代表或自覺對社群有影響力時，其權能較高；最後，愛滋知 識量表在迴歸模型中亦達顯著，beta 值為 0.138（p<0.05），表示愛滋相關知識越高，越有 較高的權能表現。從 beta 值當中可以看出，生活品質具有最佳的解釋力，再者為社區代表 參與，第三為服藥順從度，最後為愛滋知識。
（（
（（三三三三））））小結小結小結小結
從多元迴歸分析當中可以看出，納入所有自變項以了解權能表現的影響因素時，所有
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R² 0.389
Adjusted R² 0.348
df 20/292
*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001
二 二 二
二、、、、顯著變項之迴歸分析顯著變項之迴歸分析顯著變項之迴歸分析顯著變項之迴歸分析
檢視完納入所有自變項的多元迴歸模式後，發現達顯著的解釋變項為服藥順從度、生 活滿意度、社區代表參與以及愛滋知識，本小節將這四種變項納入多元迴歸分析當中，檢 視整體模型與解釋力的變化。而在進行迴歸分析之前，仍舊依循基本檢定的步驟檢視殘差 分析，而後再進行多元迴歸分析。
（（
（（一一一一））））殘差分析殘差分析殘差分析殘差分析
1、迴歸分析基本假定
（1）常態性（normality）
四個變項的殘差分析符合常態性，從表 4-3-4 當中可以看出，標準化殘差值大致落在 常態分配的對角線附近，且標準化殘差值落在 0 至 1 之間，顯示具有常態性。而 K-S 檢定 的分析結果顯示（見表 4-3-1），標準化殘差值的顯著性大於 0.05，因此表示殘差分配為常 態分配，符合迴歸假定。
表 4-3-4 四變項標準化殘差值 K-S 檢定 標準化殘差
個數 336
K-S Z 檢定 0.662
P 值 0.774
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（2）線性關係（linear relationship）
四個變項的線性關係當中，從標準化殘差預測值（ZPRED）與 Student 化殘差值
（SRESID）所畫出的散步圖（見圖 4-3-5）可以看出，並未有明顯的分布型態，因此符合 迴歸模型當中的線性關係假定。
（3）獨立性（independence）
從表 4-3-6 當中可以看出，Durbin-Watson 檢定值等於 2.04，相當接近 2，表示殘 差值之間具有獨立性，符合迴歸的基本假設。
表 4-3-5 四變項 Durbin-Watson 檢定值
模式 R R² Adjusted R² 估計標準誤 Durbin-Watson 檢定
1 0.606 0.368 0.360 9.731 2.044
2、共線性問題
本研究放入迴歸模型中之變項，其允差介於 0.28 至 0.86 之間，VIF 值則介於 1.15 至 3.64 之間，表示個自變項之間的相關性不強，CI 值為 12.537，表示多元共線性的問題不嚴 重。
3、極端值的排除
四個顯著變項當中，編號 236 與 355 之樣本為極端值，因此予以刪除之後再行分析。
圖 4-3-3 四變項殘差值散佈圖
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（
（
（
（二二二二））））多元迴歸分析多元迴歸分析多元迴歸分析多元迴歸分析
從四個變項的多元迴歸分析結果可以看出，四個影響因素變項對於權能表現具有解釋 力，迴歸效果達顯著水準（F=48.111，P<0.001），具有統計意義，F 值比第一次的迴歸分析 高出許多，表示可信度比第一次的迴歸模式更佳。整體的 R²達 0.368，表示所有的自變項 可以解釋權能表現 36.8％的變異量，調整 R²後亦能解釋 36.0％的變異量。從解釋力的結果 可以得知，四個變項的整體解釋力比第一次的結果（34.8%）亦更能解釋愛滋感染者的權 能表現。
從四個變項的係數估計值當中可以看出（表 4-3-7），四個變項皆達顯著，表示對愛滋 感染者的權能表現皆具有解釋力，而從個別變項當中可以看出，最具有解釋力的變項為生 活滿意度（beta=0.469，p<0.001），再者為愛滋知識（beta=0.207，p<0.001），第三為社區 代表參與（beta=0.164，p<0.001），最後為服藥順從度（beta=0.110，p<0.01）。
表 4-3-6 愛滋感染者權能表現與影響因素之迴歸分析（四變項）（N=336）
Β 標準誤 Beta t 值
變 項 名 稱
生活滿意度 0.797 0.077 0.469 10.324***
愛滋知識 1.672 0.359 0.207 4.657***
社區代表參與 0.552 0.153 0.164 3.617***
服藥順從度 1.038 0.421 0.110 2.468**
常數常數
常數常數 64.454***
F 值值值值 48.111***
R² 0.368
Adjusted R² 0.360
df 4/331
*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001
（三）小結
（三）小結