現實和虛擬社會支持與自尊對網路成癮之預測分析

本研究以結構方程模式來檢驗現實和虛擬社會支持與自尊對網路成癮之預測 關係；不過由於本研究的樣本數較大（N=1922），因此卡方檢定容易受到樣本較 大而產生顯著效果，故本研究依據 Martens（2005）建議來進一步檢查適配度指 標數值，包含比較適配指標（Comparative Fit Index，CFI）、規準適配指數

（Normed Fit Index；NFI）、非規範適配指標（Non-Normed Fit Index，NNFI）、漸 進殘差均方和平方根（Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）；此外 Hu 與 Bentler（1999）建議當 CFI、NFI 及 NNFI 值大於.90，以及 RMSEA 值小 於.10 時，模式就具有可接受（acceptable）之模式適配度。

一、現實社會支持對網路成癮之預測分析

本研究採用結構方程式檢證現實社會支持對網路成癮之預測模式，結果發現 該模式具有可接受之模式適配度（χ² =263.452^（df =13^）、CFI = .963、NFI = .961、

NNFI = .920、RMSEA = .100），且現實社會支持可顯著且負向預測網路成癮（β = -.235，p < .001），即個體獲得越多的現實社會支持，則網路成癮傾向越低，因此 研究假設一：「現實社會支持能負向預測網路成癮」獲得支持。

二、虛擬社會支持對網路成癮之預測分析

本研究先以平衡分派之方式將虛擬社會支持量表分為兩個分量表，即第 3、

5、8、9、10 題為虛擬社會支持因素一、第 1、2、4、6、7 題為虛擬社會支持因 素二，而後再檢驗虛擬社會支持對網路成癮之預測模式；結果發現該模式具有良 好之模式適配度（χ² =211.545^（df =13^）、CFI = .980、NFI = .979、NNFI = .957、

RMSEA = .089），不過虛擬社會支持是顯著且正向預測網路成癮（β = .166，p

< .001），即個體獲得越多的虛擬社會支持，則網路成癮傾向越高，因此研究假設 二：「虛擬社會支持能正向預測網路成癮」亦獲得支持。

三、自尊對網路成癮之預測分析

本研究同樣先以平衡分派之方式將自尊量表分為兩個分量表，即第 1、3、

4、7、10 題為自尊因素一、第 2、5、6、8、9 題為自尊因素二，接著檢驗自尊對 網路成癮之預測模式；結果也發現該模式具有良好的模式適配度（χ² =197.412^（df

=13^）、CFI = .975、NFI = .974、NNFI = .947、RMSEA = .086），且自尊能顯著且負 向預測網路成癮（β = -.35，p < .001），即個體自覺自尊程度越高，網路成癮傾向 則越低，因此研究假設三：「自尊能負向預測網路成癮」獲得支持。

四、現實社會支持對自尊的預測分析

本研究檢驗現實社會支持對自尊之預測模式，發現該模式亦具有良好之模式 適配度（χ² =16.851^（df =1^）、CFI = .990、NFI = .990、NNFI = .901、RMSEA

= .091），且現實社會支持對自尊具顯著且正向之預測力（β = .563，p < .001），即

個體感受到現實社會支持越高，自尊程度亦會越高，因此研究假設四：「現實社 會支持能正向預測自尊」獲得支持。

五、虛擬社會支持對自尊的預測分析

除了前述相關分析發現虛擬社會支持與自尊無顯著相關外（r = -.018），在虛 擬社會支持對自尊的預測分析部分，同樣發現虛擬社會支持無法顯著預測自尊

（β = .019，p = .472），故研究假設五：「虛擬社會支持能正向預測自尊」未獲支 持。

此外本研究採 Baron 與 Kenny（1986）所提出之方法，來檢驗中介效果是否 存在，其準則包括：1.獨變項對依變項有顯著的關係；2.中介變項對依變項有顯 著的關係；3.獨變項對中介變項有顯著的關係；4.獨變項對依變項的顯著關係，

會因為中介變項的加入，而有所減弱（部分中介）、甚至呈現不顯著（完全中 介）的關係之情形。由於虛擬社會支持（獨變項）無法顯著預測自尊（中介變 項），因此研究假設七：「自尊能中介虛擬社會支持對網路成癮之正向預測關係」

也未獲支持。

六、自尊在現實社會支持與網路成癮間之中介效果分析

為檢驗自尊是否為現實社會支持與網路成癮間之中介變項，本研究建立自尊 之中介模式（如圖 3 所示；納入虛擬社會支持對網路成癮之預測部分），以檢驗 本研究假設六：「自尊能中介現實社會支持對網路成癮之負向預測關係」。

研究結果顯示，自尊之中介模式具有良好之模式適配度（χ² =464.5^（df =40^）、

CFI = .964、NFI = .961、NNFI = .941、RMSEA = .074）。此外研究結果亦指出，

自尊為現實社會支持與網路成癮間之中介變項（mediator variable），因現實社會 支持能顯著預測網路成癮（β = -.235，p < .001）、自尊可顯著預測網路成癮（β = -.35，p < .001），以及現實社會支持能夠顯著預測自尊（β = .563，p < .001），並

且同時將現實社會支持與自尊置入模式之中，使得現實社會支持對網路成癮的預 測力下降（β = -.235，p < .001 下降為 β = -.100，p = .016）。再者，本研究亦使用 Sobel test（MacKinnon 等人，2002）來檢證「現實社會支持－自尊－網路成癮」

之中介關係，結果也發現其中介關係成立（z = -6.380，p < .001）。另外，亦使用 Bootstrap（Shrout & Bolger, 2002）來檢證「現實社會支持－自尊－網路成癮」之 中介關係，發現在現實社會支持對網路成癮的間接效果中，其 95%的信賴區間介 於.240~ .409 之間，並未包含 0，表示中介效果達顯著水準（p < .005）。因此，綜 合上述的研究發現，研究假設六：「自尊能中介現實社會支持對網路成癮之負向 預測關係」獲得支持，且整體模式總解釋量為 15.1%。

圖 3-3-1 現實和虛擬社會支持、自尊與網路成癮之結構方程模式