第四章 研究結果
第五節 研究二
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第五節 研究二
壹、用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱的整體模式適配度指標
在結構模式的驗證上，本研究根據Anderson 與 Gerbing（1988）提出的「兩階段法」
（two-steps approach）步驟，進行逐步檢定分析。首先，先以驗證性因素分析探究觀察變 項對所欲表徵的潛在變項之測量模式（measurement models）是否達到適配，以確認潛在 變項能夠有效被所蒐集的資料衡量；接著，再針對結構模式（structural models）進行潛在 變項之間的路徑分析，並考驗各潛在變項間路徑關係的適配程度。本研究之所以採用此兩 階段法的原因，是因為當觀察變項都無法有意義地測量潛在變項時，由理論所建構出的潛 在變項之間的結構關係，便無法獲得有效的証實（余民寧，2006；李茂能，2008）。因此，
本研究首先透過對心理資本量表、用心評估量表、主觀幸福感量表及臺灣憂鬱症量表的驗 證性因素分析，確定這四種工具的測量模式均符合適配度指標的要求後，接著，再進一步 進行這四個潛在變項（即用心、心理資本、主觀幸福感與憂鬱）間的結構關係模式之檢定。
有關大學生在用心、心理資本、主觀幸福感與憂鬱的結構方程式模型檢定結果，如圖 4-5-1 所示（相關係數矩陣如表 4-5-1 所示），此檢定結果支持假設 5-1 至 5-6。從整體適配 度檢定方面來看，本模式的χ 值為 811.87，自由度為 59，p 值為 0.00，受到樣本數太大影2 響而達顯著，除此之外，其他指標的評鑑均已達理想數值範圍。就RMSEA 提供的資訊而 言，該值小於0.10 即表示模式是普通適配的（余民寧，2006），而本模式的RMSEA 為 0.091，
已符合適配度的評鑑指標，亦即本模式屬於普通適配；其次，就本模式適配度指標 GFI 為0.92，顯示本模式與觀察資料有良好的適配程度；就本模式比較適配度指標 CFI 為 0.97，
顯示本模式與沒有任何共變關係的獨立模式相較，改善程度在可接受範圍；就本模式精簡 常態適配度指標CN（關鍵樣本數）＝173.19，小於 200，顯示本模式的簡約程度較不佳。
整體而言，本研究所假設之統合模式大致可被研究資料所支持，如表4-5-2 所示。圖 4-5-1 所示，代表大學生在用心、心理資本、主觀幸福感與憂鬱關聯之結構方程式模型，由「結 構模式的適配指標」（structure fit）檢視可知，用心與心理資本兩個潛在變項之間的路徑係 數為0.81，t 值為 26.46，已達.01 顯著水準；用心與主觀幸福感兩個潛在變項之間的路徑 係數為 0.44，t 值為 8.23，已達.01 顯著水準；心理資本與主觀幸福感兩個潛在變項之間 的路徑係數為0.23，t 值為 4.32，已達.01 顯著水準；心理資本與憂鬱兩個潛在變項之間的
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路徑係數為-0.34，t 值為-9.59，已達.01 顯著水準；主觀幸福感與憂鬱兩個潛在變項之間 的路徑係數為-0.32，t 值為-8.96，已達.01 顯著水準。上述各變項之間的路徑係數結果顯 示，本研究的假設路徑不僅達顯著，且符合理論推導的假設方向，亦即顯示結構模式適配 程度尚可（余民寧，2006；Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010）。
貳、用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱各向度之參數估計結果
接著，本研究進一步觀察參數的估計結果，由表4-5-3 所示，大學生用心、心理資本、
主觀幸福感及憂鬱估計參數因素負荷量（λ 值），皆達顯著水準。其次，大學生用心對於心 理資本具有顯著正向影響（γ12 = 0.81，p < .01）；用心對於主觀幸福感具有顯著正向影響（γ21
= 0.44，p < .01）；心理資本對於主觀幸福感具有顯著水準（β21 = 0.23，p < .01）；心理資本 對於憂鬱具有負向顯著影響（β31 = -0.34，p < .01）；主觀幸福感對於憂鬱具有負向顯著影 響（β32 = -0.32，p < .01）。再則，潛在自變項與潛在依變項的殘差值均達到顯著水準，而 測量殘差（δ、ε 值），並未出現高的測量誤差，顯示在該樣本中各觀測變項因素負荷量還 不錯。
參、用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱內在結構適配度檢定結果
除了整體模式適配度外，本研究也從個別題目信度（大於 0.50）、潛在變項的組合信 度（大於 0.60）及平均變異抽取量（大於 0.50）、估計參數的顯著性考驗（大於 1.96）等 四方面，進一步評估理論模式的內在品質。由表4-5-3 所示，在個別信度指標計有 2 個（社 會幸福感、憂鬱－情緒）低於 0.50 的標準，顯示這些觀察變項隱含較多的測量誤差；潛 在變項的組合信度均達 0.60 以上的標準，顯示這些潛在變項具有良好內部一致性組合信 度；在平均變異抽取量方面，潛在變項用心、心理資本、主觀幸福感與憂鬱潛在變項的變 異抽取量亦達0.50 以上之標準，顯示潛在變項均能抽取滿意的變異量。
依據上述各項檢定，大學生的用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱之結構方程式模型 獲得支持。針對主要效果（γ12、γ21、β21、β31、β32）來說，用心對心理資本（γ12）、用心 對主觀幸福感（γ21）；心理資本對主觀幸福感（β21）；心理資本對憂鬱（β31）；主觀幸福感 對憂鬱（β32）的影響值，均達到顯著水準。圖4-5-1 為大學生用心、心理資本、主觀幸福 感及憂鬱模式路徑之直接影響關係，經計算各潛在變項彼此間影響關係效果量如表 4-5-4
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所示。
用心對心理資本有正向顯著影響，此路徑的影響力為0.81（t= 26.46，p < .01）；用心 對主觀幸福感有正向顯著影響，此路徑的影響力為0.47（t= 8.92，p < .01）；心理資本對 主觀幸福感有正向顯著影響，此路徑的影響力為0.26（t= 5.01，p < .01）；心理資本對憂 鬱有負向顯著影響，此路徑的影響力為-0.33（t = -8.35，p < .01）；主觀幸福感對憂鬱有負 向顯著影響，此路徑的影響力為-0.33（t= -8.23，p < .01）。
圖4-5-1 用心、心理資本、主觀幸福感與憂鬱關係
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表4-5-3
用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱各向度之參數估計
參數（因素） 標準化估計值 t 值 參數 標準化估計值 t 值 λx11（情緒層面） 0.90 41.94** δ1 0.20 12.01**
λx21（認知層面） 0.84 38.25** δ2 0.30 17.67**
λy11（自我效能） 0.75 --- ε1 0.44 21.99**
λy21（希望） 0.81 34.30** ε2 0.34 19.93**
λy31（復原力） 0.79 29.95** ε3 0.37 21.53**
λy41（樂觀） 0.81 30.55** ε4 0.34 20.70**
λy52（心理幸福感） 0.85 --- ε5 0.28 15.20**
λy62（社會幸福感） 0.66 27.49** ε6 0.57 23.81**
λy72（情緒幸福感） 0.78 33.97** ε7 0.40 19.26**
λy83（憂鬱－認知） 0.86 --- ε8 0.27 13.57**
λy93（憂鬱－情緒） 0.65 28.39** ε9 0.58 21.09**
λy103（憂鬱－身體） 0.70 29.19** ε10 0.51 21.88**
λy113（憂鬱－人際） 0.70 29.13** ε11 0.51 21.95**
γ12（mindful - psycap） 0.81 26.30**
γ21（mindful- swb） 0.47 8.92**
β21（psycap - wb） 0.26 5.01**
β31（psycap - dep） -0.33 -8.35**
β32（wb - dep） -0.33 -8.23**
註：1. **p < .01；--表示該參數限制估計。
2. psycap =心理資本、mindful =用心、swb =主觀幸福感、dep =憂鬱。
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肆、用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱之結構方程式的路徑模式
根據圖4-5-1 所示，用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱結構關係模型圖的標準化參 數估計值圖，僅達到普通適配，驗證本研究所假設的模式成立。接著，研究者以路徑模式 分析用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱的路徑關係圖，如圖4-5-2 所示（相關係數矩陣 如表4-5-6 所示）。根據文獻評閱指出（邱皓政，2011b；Baron & Kenny, 1986; Wu & Zumbo, 2008），所謂中介模式（mediator model），係指自變項與依變項之間的關係及結果，會因 中介變項的介入與否而有不同。若預測變項（自變項independent variable）與所假設的中 介變項同時置入迴歸分析中預測效標變項（依變項 dependent variable），若使原本顯著的 路徑明顯下降或轉為不顯著，即表示有中介變項的存在。
研究者首先以「用心」（預測潛在變項）各別預測「心理資本」與「主觀幸福感」（假 設的中介潛在變項）及憂鬱（效標潛在變項）。如表4-5-7 所示，「用心」對「心理資本」
的直接效果為0.70（t 值為 38.44，p < .01），「用心」對「主觀幸福感」的直接效果為 0.55
（t 值為 25.83，p < .01），「用心」對「憂鬱」的影響力為-0.34（t 值為-14.18，p < .01），
符合預測變項的一般概念。接著，模式中再加入「心理資本」與「主觀幸福感」（假設的 中介潛在變項）對憂鬱（效標潛在變項）的預測，如圖4-5-2 所示。研究結果得到，「心理 資本」對「憂鬱」的影響力為-0.29（t 值為-9.00，p < .01），「主觀幸福感」對「憂鬱」的 影響力為-0.25（t 值為-9.01，p < .01），「心理資本」對「主觀幸福感」的影響力為 0.26（t 值為9.11，p < .01），符合中介變項的概念。再則，「用心」對「憂鬱」的直接效果，由-0.34 下降至0.00，並且由原本顯著的路徑轉為不顯著，證實「心理資本」與「主觀幸福感」扮 演完全中介變項的角色，其路徑關係如表4-5-7 所示。同時，本研究結果支持假設 6。
表4-5-6
用心對憂鬱的影響之相關係數矩陣
用心（mindful） 心理資本（psycap） 主觀幸福感（swb） 憂鬱（dep）
用心 1
心理資本 0.70** 1
主觀幸福感 0.55** 0.52** 1
憂鬱 -0.34** -0.42** -0.40** 1 註：p < .01**。
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圖4-5-2 用心、心理資本、主觀幸福感與憂鬱之結構方程式的路徑模式
註：mindful = 用心、psycap = 心理資本、swb = 主觀幸福感、dep = 憂鬱
表4-5-7
各潛在變項彼此間影響關係之標準化效果量
路徑影響關係 直接效果（t 值） 間接效果（t 值） 總效果（t 值）
mindful → psycap 0.70**（38.44） --- 0.70**
mindful → swb 0.36**（12.56） 0.19（8.87） 0.55**（25.83）
mindful → dep -0.34**（-13.29） --- -0.34**（-14.18）
psycap → swb 0.26**（9.11） --- 0.26**
psycap → dep -0.29**（-9.00） -0.07（-6.41） -0.36**（-11.04）
swb → dep -0.25**（-9.01） --- -0.25**（-9.01）
註：** p < .01。
肆、討論
根據上述研究結果，研究者首先從統計方法結果進行討論，依據文獻評析內容與驗證 性因素分析結果，用心、心理資本、主觀幸福感及憂鬱可以分別組合成潛在變項；其次，
心理資本、主觀幸福感及憂鬱測量模式採用二階驗證性因素分析方法，分別將二個向度、
四個向度、三個向度及四個向度再抽出一個更高階統合的共同因素，其模式達到適配。然
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而，本模型的各項適配度指標，在精簡適配指標並未符合適配度標準，有待之後模式建構 改進。此外，本研究所驗證的模式，並未分析「用心」對「憂鬱」直接效果的影響，這是 因為當探究「用心」對「憂鬱」的關係時，其直接影響力為0.18（p < .01），與過去文獻 評析不一致。造成此一結果，研究者試著嘗試說明：第一、「用心」該概念，雖是每個人 與生俱來的本質之一，某些學生並未加以後天的訓練，而有些學生，可能參與相關社團活 動（如禪學社、養生社等）或社會教育課程，經由訓練的過程，改善自我的心智習性；由 於本研究並未在問卷中，請受試者填寫是否參與相關課程的經驗或頻率，因而缺乏處理更 有意義的分群。第二、Baer（2011）提到，用心這個概念，其實在歸類上，不同學派所持 的觀點不同，其所涵蓋的因素眾多，即使所編製的工具，已運用心理計量學的建議進行分 析，編製具有信效度的工具；但自評工具仍有其限制，受試者在填寫過程中，是否摒除自 動化行為的反應，實際經由思考後填寫，仍有待檢驗；雖研究者在資料處理上（請參照第 三章第二節），已依據過去研究經驗與學理建議進行處理。第三、若單究「用心」對「憂 鬱」的關係為何？在陳柏霖與余民寧（2012）的分析發現，兩者達顯著相關為-0.52；然而 當加入「心理資本」與「主觀幸福感」的自變項後，雖然潛在變項間之相關低於0.90（陳 金定，2009），如表 4-5-6 所示，但可能仍有多元共線性問題的影響，因而造成方向改變，
而，本模型的各項適配度指標，在精簡適配指標並未符合適配度標準，有待之後模式建構 改進。此外，本研究所驗證的模式，並未分析「用心」對「憂鬱」直接效果的影響，這是 因為當探究「用心」對「憂鬱」的關係時，其直接影響力為0.18（p < .01），與過去文獻 評析不一致。造成此一結果，研究者試著嘗試說明：第一、「用心」該概念，雖是每個人 與生俱來的本質之一，某些學生並未加以後天的訓練，而有些學生，可能參與相關社團活 動（如禪學社、養生社等）或社會教育課程，經由訓練的過程，改善自我的心智習性；由 於本研究並未在問卷中，請受試者填寫是否參與相關課程的經驗或頻率，因而缺乏處理更 有意義的分群。第二、Baer（2011）提到，用心這個概念，其實在歸類上，不同學派所持 的觀點不同，其所涵蓋的因素眾多，即使所編製的工具，已運用心理計量學的建議進行分 析，編製具有信效度的工具；但自評工具仍有其限制，受試者在填寫過程中，是否摒除自 動化行為的反應，實際經由思考後填寫，仍有待檢驗；雖研究者在資料處理上（請參照第 三章第二節），已依據過去研究經驗與學理建議進行處理。第三、若單究「用心」對「憂 鬱」的關係為何？在陳柏霖與余民寧（2012）的分析發現，兩者達顯著相關為-0.52；然而 當加入「心理資本」與「主觀幸福感」的自變項後，雖然潛在變項間之相關低於0.90（陳 金定，2009），如表 4-5-6 所示，但可能仍有多元共線性問題的影響，因而造成方向改變，