第四章 結果與討論
第四節 研究對象社會心理變項與蔬果攝取行為之關係
一、研究對象社會心理變項與一週達到每日三份蔬菜、二份水果天數之 關係
以皮爾森（Pearson）積差相關法探討研究對象之社會心理變項與一 週達到三份蔬菜、兩份水果之關係。
由 4-30 可知，研究對象之蔬菜攝取自我效能、水果攝取自我效能、
蔬菜攝取社會支持、水果攝取社會支持與一週達到每日三份蔬菜天數呈 顯著正相關（r＝.528，P＜.01、r＝.368，P＜.01、r＝.239，P＜.01、r＝.180，
P＜.01）
，即研究對象知覺利益與自我效能程度越高時，其一週達到每日三份蔬菜之天數越高。
蔬菜攝取知覺障礙、水果攝取知覺障礙與一週達到每日三份蔬菜天 數呈顯著負相關（r＝-.317，P＜.01、r＝.209，P＜.01），即研究對象之蔬 果攝取知覺障礙程度越高時，其一週達到每日三份蔬菜之天數越低。
研究對象之蔬菜攝取知覺利益、水果攝取知覺利益、蔬攝取自我效 能、水果攝取自我效能、蔬菜攝取社會支持、水果攝取社會支持與一週 達到每日二份水果天數呈顯著正相關（r＝.128，P＜.01、r＝.131，P＜.01、
r＝.390，P＜.01、r＝.518，P＜.01、r＝.189，P＜.01、r＝.205，P＜.01、）
， 即研究對象之知覺利益、自我效能、社會支持程度越高時，其一週達到 每日二份水果之天數越高。蔬菜攝取知覺障礙、水果攝取知覺障礙與一週達到每日二份水果天 數呈顯著負相關（r＝-.248，P＜.01、r＝-.360，P＜.01），即研究對象之 蔬果攝取知覺障礙程度越高時，其一週達到每日兩份水果之天數越低。
胡惠碧（2007）的研究發現，高中學生攝取蔬果營養知識越高、社 會支持越高、攝取蔬果自我效能越佳，則攝取蔬果行為越好；若自覺攝 取蔬果障礙越高，則攝取蔬果行為越差。陳俐蓉（2009）研究發現，蔬 果喜好、蔬果攝取自我效能、結果期望、社會支持、角色模範、蔬果可 獲性及可近性皆與蔬果攝取行為間呈現正相關；蔬果攝取知覺障礙與蔬 果攝取行為間呈現負相關。李貞儀等人（2011）的研究，與蔬果攝取行 為有顯著正相關的依序為蔬果攝取自我效能、蔬果喜好及蔬果攝取社會 支持，而蔬果攝取知覺障礙則與攝取行為呈顯著負相關，即自我效能愈 高、對蔬果喜好愈佳、社會支持愈強、知覺障礙愈少者，蔬果攝取行為 愈佳。環境因素變項包括家庭蔬果可獲性及學校蔬果可獲性，皆與蔬果 攝取行為呈正相關，可獲性愈高，蔬果攝取行為愈佳。上述文獻結果，
均與本研究結果相同。
表 4-30 各變項之皮爾森積差相關矩陣表
二、研究對象社會心理變項與有無攝取達三份蔬菜、二份水果行為之關 係
本研究爲了解研究對象蔬果攝取社會心理變項與有無攝取達三份蔬 菜、二份水果行為之關係，進行點二系列相關分析。
（一）蔬果攝取知覺障礙
由表 4-31 可知，研究對象之蔬果知覺障礙與有無攝取達三份蔬菜、
二份水果行為呈顯著負相關（rpb＝-.393，P＜.001）、（rpb＝-.252，P
＜.001）、（rpb＝-.212，P＜.001）、（rpb＝-.361，P＜.001），即研究對象之 蔬果攝取知覺障礙越高者，其攝取蔬果行動之比率越低。
（二）蔬果攝取自我效能
研究對象之蔬果攝取自我效能與有無攝取達三份蔬菜、二份水果行 為呈顯著正相關（rpb＝.580，P＜.001）、（rpb＝.357，P＜.001）、（rpb＝-.358，
P＜.001）
、（rpb＝.535，P＜.001），，即研究對象之蔬果攝取自我效能越 高者，其有攝取達三份蔬菜、二份水果行為之比率越高。（三）蔬果攝取社會支持
研究對象之蔬果攝取社會支持與有無攝取達三份蔬菜、二份水果行 為呈顯著正相關（rpb＝.170，P＜.001）、（rpb＝.118，P＜.001）、（rpb＝-.165，
P＜.001）
、（rpb＝.206，P＜.001），，即研究對象之蔬果攝取社會支持越 高者，其有攝取達三份蔬菜、二份水果行為之比率越高。表 4-31 社會心理因素與有無蔬果攝取行為之相關表
變項 蔬菜攝
取利益
水果攝 取利益
蔬菜攝取 障礙
水果攝取 障礙
蔬菜自 我效能
水果自 我效能
蔬菜社 會支持
水果社 會支持 有無蔬菜攝取行為 -0.082 -0.020 -0.393** -0.252** 0.580** 0.357** 0.170** 0.118**
有無水果攝取行為 0.028 0.038 -0.212** -0.361** 0.358** 0.164** 0.165** 0.206**
註：1.n=714
2.*p＜0.05，**p＜0.01
第五節 研究對象蔬果攝取行為之重要預測變項
一、複迴歸模式診斷及分析結果
（ㄧ）複迴歸假設診斷
1.線性診斷：在自變項間的共線性問題部份，當自變項的共線性問題嚴 重時，第一個特徵值會很大且會有許多維度的特徵值接近 0。經檢測 後，本研究複迴歸模式的第一個特徵值為 17.405，26 個維度中僅有 4 個接近於 0。此外各研究變項之變異數膨脹因子（VIF）皆不超過 5.808，遠低於標準值 10，可見迴歸模式之共線性問題屬不嚴重。
2.殘差分布診斷：本研究透過繪製殘差 pp 圖來診斷殘差是否呈現常態 分配，結果發現二個 pp 圖顯示殘差皆呈常態分配。
3.自我相關檢定：Durbin-Watson（D-W）統計量為檢定鄰近的殘差項之 間是否相關之檢定，D-W 值越接近 2 時，代表殘差項之間越無相關，
本研究之二個複迴歸之 D-W 值分別為 1.935（蔬菜攝取行為階段）、
1.956（水果攝取行為階段），皆趨近於 2，因此本研究之誤差值變項 彼此間的相關程度不高。
（二）複迴歸模式分析結果
本研究經迴歸診斷證實符合迴歸假設後，進一步探討在二個依變項
（蔬菜攝取行為階段、水果攝取行為階段），各自變項是否達到統計 上的顯著水準（表 4-32），其結果如下：
1.在蔬菜攝取行為階段模式中，模式解釋力（R2）為 41.8﹪，輪班（p
＜0.05）、蔬菜攝取自我效能（p＜0.001）達統計顯著水準，其中，蔬菜 攝取自我效能影響最大。
2.在水果攝取行為階段模式中，模式解釋力（R2）為 41.6﹪，輪班（p
＜0.05）、水果攝取自我效能（p＜0.001）達統計顯著水準，其中，水果 攝取自我效能影響最大。
（三）小結
1.個人背景因素方面，工作性質為輪班時，攝取蔬果行為階段均處於較 低階段。
2.在社會心理因素方面，自我效能較好者，攝取蔬果行為階段均處於較 高階段。
表 4-32 蔬果攝取行為階段之複迴歸分析
2.*表示 p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001
二、邏輯斯迴歸模式診斷及分析結果
（一）資料處理與模式診斷
本研究之 logistic 迴歸模式主要目的爲，探討研究對象有無攝取達每 日三份蔬菜、每日二份水果攝取行為的影響因素。首先，將非連續變項 轉換成具有量性的虛擬變項，以免導入錯誤的測量訊息。
本研究二個 logistic 迴歸模式之 Omnibus 檢定結果皆為顯著（p＜
0.05），表示個人背景變項與社會心理變項對於模式適合度有明顯效果。
（二）logistic 迴歸模式分析結果
進一步探討各自變項在二個 logistic 迴歸模式中是否達到統計上的顯 著水準（表 4-33），其結果如下：
1.在「有無攝取達每日三份蔬菜攝取行為」的 logistic 迴歸模式中，個人 背景變項中達統計顯著水準的變項為「輪班（p＜0.05）」，勝算比為 0.355；而社會心理變項中的「自我效能（p＜0.01）」達統計顯著水 準，勝算比為 1.472。
2.在「有無攝取達每日二份水果攝取行為」的 logistic 迴歸模式中，個人 背景變項中達統計顯著水準的變項為「輪班（p＜0.01）」，勝算比為 0.410；而社會心理變項中達統計顯著水準的變項為「自我效能（p
＜0.001）」，勝算比為 1.275。
（三）小結
1.在個人背景因素方面，工作性質為輪班時，每日攝取到三份蔬菜/二 份水果的行為較差。
2.在社會心理因素方面，自我效能較好者，每日有攝取到三份蔬菜的行 為/二份水果的行為較好。
表 4-33 蔬果攝取行為之邏輯斯迴歸分析
2.* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001