第四章、 研究結果與討論
第五節 研究對象之外在變項及智慧型手機使用行為態度、主觀 102
規範、拒癮自我效能對智慧型手機成癮行為的預測 一、外在變項、智慧型手機使用行為態度、主觀規範及拒癮自我效 能 對智慧型手機成癮行為之預測力
採多元迴歸分析進行探索各重要變項對於智慧型手機成癮行 為之預測力，同時亦求驗本研究所採用的理性行動理論與自我效 能之適切性。
本研究之外在變項同屬於類別變項，故配合單因子變異數分 析所得之結果投入迴歸模式(見表 4-4-1) (邱浩政，2010)，研究對 象外在變項之「性別」、「年級」、「科系」、「在校成績表現」、「自 覺健康狀態-生理」、「自覺健康狀態-心理」、「家庭社經地位」、「智 慧型手機使用年資」及「每日使用累計時間」與智慧型手機成癮 行為進行單因子變異數分析，所得結果研究對象之智慧型手機成 癮行為會因「年級」、「自覺健康狀態-心理」及「每日使用累計時 間」的不同而有顯著差異。故將「年級」、「自覺健康狀態-心理」
及「每日使用累計時間」進行虛擬轉換，各變項之轉變，「年級」
部分以「大四」為參照組(即為 0)，建立三個虛擬變項「大一」、「大 二」、「大三」; 「自覺健康狀態-心理」以「自覺差」為參照組，「自 覺好」為 1；「每日使用累計時間」部分以每日使用「多於 5 個小 時」為參照組，建立二個虛擬變項「每日少於 3 小時」、「每日 3~5 小時」。
為減少多元迴歸係數估計誤差，故先了解各預測變項間是否
存在共線關係，故先進行共線性診斷。經由容忍度(tolerance) (或 稱允差)及變異數膨脹因素(variance inflation factor ; VIF)做為其判 斷的依據，吳明隆、張毓仁(2011)指出容忍度的值介於 0 至 1 之間，
而 VIF 指標為容忍度的倒數，如果容忍度小於 0.1、VIF 指標大於 10 時，則表示變項間存在有共線性的問題。本研究中各變項之 VIF 指數介於 1.075~3.159 之間、容忍度介於 0.317~0.930 之間(請見表 4-5-1)，依上述準則判斷無多元共線性關係。
表 4-5-1 研究對象智慧型手機成癮行為預測變項之多元共線性診斷結果
自變項 容忍度 變異數膨脹係數
(TOL) (VIF) 外在變項
年級
大一 .317 3.159
大二 .338 2.960
大三 .637 1.570
自覺健康狀態-心理 .930 1.075
每日使用累計時間
少於 3 小時 .625 1.599
3~5 小時 .708 1.413
智慧型手機使用行為態度 .635 1.575
他人對於智慧型手機使用行為之主觀規範 .702 1.424
拒癮自我效能 .745 1.341
本研究採用 Fishbein 的理性行動論及 Bandura 的自我效能理論 來預測智慧型手機成癮行為，綜合理論中重要變項區分為三個區 組進行階層複迴歸分析，第一區組投入研究對象之外在變項「年 級」、「自覺健康狀態-心理」及「每日使用累計時間」，第二區組為 理性行動理論中解釋行為(或行為意向)之重要變項：態度及主觀規 範，第三組則選取 Bandura 社會學習理論之自我效能變項投入。
結果由表 4-5-2 可知區組一外在變項對依變項具有顯著的解 釋力，(R2=14.2，F(6,424)=11.695，p<.001)，區組一中研究對象之年 級、自覺健康狀態-心理及每日使用累計時間能夠解釋智慧型手機 成癮行為的總變異量 14.2 %。年級部分：「大一」 (β=-.190，t=-2.386，
p<.05)、「大二」(β=-2.67，t =-3.468， p< .01)、「自覺健康狀態-心理」 (自覺心理健康狀態佳者之 β=-.102，t=-2.256，p<.05)、「每 日使用累計時間」(每日使用少於 3 小時之 β=-.346，t=-6.487，p<.001) 為主要預測變項。其中又以「每日使用累計時間」中每日使用低 於 3 小時最為顯著，其次為年級之「大二」。
區組二由表 4-5-2 可知，在控制了研究對象之外在變項之，投 智慧型手機使用行為「態度」及他人對於智慧型手機使用行為的
「主觀規範」之後，亦能有效預測智慧型手機成癮行為(R2=.196，
F(8,422)=12.894，p<.001)，提升了解釋變異量 5.4%。其變項「智慧 型手機使用行為態度」(β=.126.，t=2.398，p<.05)、「他人對於智慧 型手機使用行為的主觀規範」(β=.153，t=2.959，p<.01)，其中主 觀規範的影響力較態度的影響力為高，顯示出智慧型手機使用行 為態度愈趨向正陎、他人對於智慧型手機使用行為的主觀規範愈 正向，智慧型手機成癮行為的行為尌愈趨向嚴重。
區組三投入「拒癮自我效能」變項後，顯示能有效預測智慧 型手機成癮行為(R2=.291，F(9,421)=19.231，p<.001)，可解釋其總變 異量的 29.1%，整體解釋總變異量提升了 9.5%，經迴歸係數檢定
「拒癮自我效能」(β=-.357，t=-7.509，p<.001)具顯著的解釋力，
結果顯示研究對象拒癮自我效能愈低，智慧型手機成癮的可能性 尌愈高。
表 4-5-2 研究對象外在變項、智慧型手機使用行為態度、主觀規範及拒癮自我效能對
治乾等，2011)，以下綜合各重要變項分析結果(請見圖 4-1)，進一 步探討本研究應用計畫行為理論的適切程度。
首先將本研究中之重要預測變項依據理論分為兩個區組，
第一區組為 Fishbein 理性行動理論中之態度、主觀規範亦即本研究 中之智慧型手機使用行為態度及重要他人對於智慧型手機使用行 為之主觀規範；第二區組為 Bandura 之自我效能，本研究中係指拒 絕智慧型行手機成癮之自我效能，第一區組投入階層迴歸分析後，
整體模式 R2=.076，調整後之 R2=.072，F(2,428) = 17.562，p<.001，
可解釋其總變異量之 7.6%；第二區組投入拒癮自我效能後所得 R2=.237，調整後之 R2=.232，F(3,427) = 44.228，p<.001，可解釋其 總變異量之 23.7%，其中除了「智慧型手機使用行為態度」未達顯 著之外(β=.022，t=.423，p=.673)，「重要他人對於智慧型手機使用 行為主觀規範」(β=.101，t=2.014，p<.05) 及「拒癮自我效能」
(β=-.439，t=-9.499，p<.001)都能顯著預測智慧型手機成癮行為。由 二者之標準化迴歸係數之絕對值來比較(見表 4-5-3)，可發現「拒癮 自我效能」對「智慧型手機成癮行為」的影響為最大，「重要他人 對於智慧型手機使用行為主觀規範」則次之。
表 4-5-3 態度、主觀規範及拒癮自我效能與智慧型手機成癮行為之階層迴歸分析
模 式 區組一 區組二
B β t B β t
態度 1.636
.175
3.194** .207.022
.423 主觀規範 1.300.140
2.549* .937.101
2.014*拒癮自我效能 -2.014
-.43
9
-9.499**
*
R2 .076 .237
F 17.562 44.228
p .000***
.
.000***
adj R2 .072 .232
F change 17.562 .161
p of F chanhe .000*** .000***
註：1.*p <.05 **p <.01 .***p<.001 癮自我效能後提高總解釋 16.1%，(R2=.237，F(3,427)=44.228，p<.001)，
r =-.257***
蕙等，2005)。
(二)態度、主觀規範與構成信念間的關係
理性行動理論中提及該模式中之重要變項：態度及主觀規範可視 為其子信念之相乘積的間接測量因子，本研究結果顯示研究對象之態 度與行為信念暨結果評價相乘積(∑Bi*Ei)、主觀規範與規範信念暨依從 動機相乘積(∑NBj*MCj)均具顯著的正向相關(詳請見表 4-3-4 與表 4-3-8)，相關係數分別為 r=.304**及 r=.403**，該結果與學者所得結果 相似(李園婷等，2008；曾治乾等，2011；武靜蕙等，2005) 亦與理論 提出相符。
(三)外在變項對智慧型手機成癮行為的解釋力
理性行動理論是一個通用的模型，其指出任何因素只要能透過態 度、主觀規範的準則來間接影響行為，使人對行為的合理性有更清晰 的認識即符合模型的概念。外在變項在該理論中未被提及是否能有效 影響該行為，本研究透過單因子變異數分析結果所得「年級」、「自覺 健康狀態-心理」及「每日使用累計時間」等外在變項對智慧型手機成 癮行為具顯著影響力，推測成癮行為為一非理性控制行為，故於理性 行為理論的觀點來進行探討時，提升了外在變項的解釋力，同時不可 忽略的觀點為智慧型手機的使用行為是近年來突起之異軍，相關探討
尚不甚多，建議可針對此一區塊可再進行深入探討及驗證。
綜合上述觀點，本研究結果支持理性行動理論加入自我效能理論，
藉此可提高模式對行為的解釋力，換言之加入了拒癮自我效能的探討，
比單獨使用理性行動理論更能解釋智慧型手機的成癮行為。