為進一步了解影響研究對象蔬果攝取行為的重要解釋力，進行多元 迴歸分析。由表 4-30 可知，個人背景因素中，研究對象的自覺健康狀況 與其蔬果攝取行為有顯著差異，因此投入的自變項包括自覺健康狀況與 達到顯著相關的社會心理與社會環境變項（表 4-31），如蔬果攝取自我效 能、蔬果攝取知覺障礙、蔬果攝取結果期望、蔬果攝取家人與老師社會 支持、蔬果攝取角色楷模、蔬果攝取可獲性、蔬果攝取可近性。首先，
將非連續變項的自覺健康狀況轉換成具有量性的虛擬變項（表 4-32），以 避免導入錯誤的測量訊息。
表 4-32 虛擬變項轉換表
變項 類別 虛擬變項
自覺健康狀況
差
0 1
普通
1 0
好（參照組）
0 0
接著，對各種自變項進行多元共線性檢定，迴歸分析之容忍度
（Tolerance）及變異數波動因素（variance inflation factor, VIF），可作 為檢定自變項間是否有線性重合問題之依據。膨脹係數 VIF 愈大，表 示線性重合問題愈嚴重，當 VIF＞ 10，表示有高度的線性重合；容 忍度的值是 VIF 的倒數，因此愈接近 0，也表示共線愈嚴重（王保進，
2007
）。由表 4-33 可知，自變項間無線性重合問題。表 4-33 各變項間線性重合診斷結果分析（n＝266）
變項名稱 容忍度（Tolerance） 膨脹係數（VIF）
自覺健康狀況
差 .863 1.158
普通 .825 1.213
好 （參照組）
蔬果攝取自我效能 .521 1.919
蔬果攝取知覺障礙 .589 1.697
蔬果攝取結果期望 .703 1.422
蔬果攝取社會支持（家人） .694 1.440 蔬果攝取社會支持（老師） .887 1.128
蔬果攝取角色楷模 .656 1.523
蔬果攝取可獲性 .536 1.867
蔬果攝取可近性 .726 1.377
最後，以多元迴歸分析中的同時迴歸分析法，將所有變項同時放 入迴歸模式中進行分析。結果如表 4-34，顯示整個模式的考驗達到統 計上的顯著水準（F＝26.929，P＜.001），共可解釋研究對象的蔬果攝 取行為總變異量的 49.6%（Adj. R2＝.496）。
標準化迴歸係數（）達到顯著水準的重要預測變項有蔬果攝取 自我效能、來自家人的蔬果攝取社會支持、蔬果攝取角色楷模，以及 蔬果攝取可獲性。由表 4-34 可知，蔬果攝取自我效能的解釋力最大
（＝.364，P＜.001），其次大小依序為蔬果攝取角色楷模（＝.285，
P
＜.001）、蔬果攝取可獲性（＝.143，P＜.05）和家人的蔬果攝取 社會支持（＝.113，P＜.05）。進一步與相關研究比較，蔡晏儒（2006）的研究發現蔬菜攝取自 我效能是影響蔬菜攝取行為的最重要因素。何素梅（2007）的研究顯
示攝取蔬果自我效能對攝取蔬果影響力最大。張玉鳳（2001）的研究 結果為家長蔬果攝取行為、家人蔬果攝取社會支持及家中蔬果供應情 形是影響國中生蔬果攝取行為的重要因素。Cullen et al.（2003）的研 究顯示，「高蔬果喜愛」組的學童、「低蔬果喜愛」組，其蔬果可獲 性都是蔬果攝取量一項很重要的預測因子。魏米秀（2006）的研究顯 示蔬果可獲性是影響蔬果攝取行為的最重要因素，其次為蔬果攝取自 我效能，本研究結果與以上研究發現相似。
由本研究影響學童蔬果攝取行為的重要因素發現，家人對學童蔬 果攝取行為有很大的影響力，包括家人蔬果攝取社會支持、蔬果攝取 角色楷模與家中蔬果攝取可獲性，因此提升學童的蔬果攝取行為，從 整個家庭著手，建立家長蔬果攝取的正確觀念與行為是衛生教育者一 項重要的工作。影響學生的另一個重要因素則是學童本身的蔬果攝取 自我效能，故如何提升蔬果攝取自我效能也是首要的介入策略。
表 4-34 蔬果攝取行為之複迴歸分析（n＝266）
變項名稱
原始迴 歸係數
（B）
標準化迴 歸係數
（β）
t值 R R2 AdjR2 F值
常數值 -.360 -.707 .718 .516 .496 26.929***
自覺健康狀況
差 -.294 -.082 -1.738
普通 -.022 -.011 -.234
好（參照組）
蔬果攝取自我效能 .473 .364 6.004***
蔬果攝取知覺障礙 -.140 -.107 -1.885 蔬果攝取結果期望 -.015 -.067 -1.293 蔬果攝取社會支持
【家人】 .118 .113 2.152*
蔬果攝取社會支持
【老師】 .007 .008 .163 蔬果攝取角色楷模 .327 .285 5.279***
蔬果攝取可獲性 .201 .143 2.396*
蔬果攝取可近性 .063 .049 .961
*p＜.05 ***p＜.001