本研究架構中，自變項為「社會資本」包括「社區參與」、「鄰居連結
」、「多元文化」、「信任與安全感」、「社會主動性」、「生命價值」、「家人與 朋友連結」七個構面，依變項為「身心健康」包含「身心不健康」與「整 體健康」兩個構面，另外，又以「壓力」為中介變項及「休閒參與」為調 節變項，包括「戶外型活動」、「藝文型活動」、「運動型活動」、「社會型活 動」、「家庭型活動」、「宗教社團活動」六個構面；本節主要在檢驗各變項 間的影響效果。
一、社會資本與身心健康之迴歸分析
本研究採用層級迴歸分析以檢測「社會資本」對於「身心健康」之效 果，並就身心健康之兩個構面「身心不健康」與「整體健康」分別驗證，
以瞭解社會資本對於身心不健康及整體健康之影響，茲分述如下。
(一) 社會資本與身心健康之身心不健康迴歸分析
本研究採用層級迴歸分析以檢測「社會資本」對於「身心不健康」的 效果，步驟一將「個人特徵」中的年齡、性別、婚姻狀況、休閒參與之次 數與分鐘數、居住時間納入為控制變項，步驟二則檢測「社會資本」對「
身心不健康」之影響，整體模型的表現為有效模型(F=3.162，p < .001，
R2=.106，AdjR2=.073，△R2=.072)，如表 4-18。
多元文化(β 值=-.166，p＜.01)及生命價值(β 值=-.168，p＜.01)對身心 不健康達顯著效果，亦即居民社會資本的「多元文化」及「生命價值」對
「身心不健康」有顯著負向的影響，表示居民對「多元文化」及「生命價 值」的認知愈高，其呈現「身心不健康」的狀況愈低，故假設 1-3 及 1-6 成立；而另「社區參與」、「鄰居聯結」、「信任與安全感」、「社會主動性」
及「家人與朋友連結」等構面對「身心不健康」皆未達顯著，亦即「社區 參與」、「鄰居聯結」、「信任與安全感」、「社會主動性」、「家人與朋友連結
」對「身心不健康」不具顯著影響，故假設1-1、1-2、1-4、1-5、1-7 不成 立。
表4-18 社會資本對身心不健康之迴歸分析
」之影響，整體模型的表現為有效模型(F=3.378，p < .001，R2=.113，Adj R2=.080，△R2=.087)，如表 4-19。
多元文化(β 值=-.157，p＜.05)對整體健康達顯著效果，亦即社會資本 的「多元文化」對「整體健康」有顯著負向的影響，表示社區的「多元文 化」愈高，其「整體健康」愈低，故假設1-10 成立；而社區參與(β 值=-.061
，p＞.05)、鄰居聯結(β 值=.037，p＞.05)、社會主動性(β 值=.025，p＞.05) 對「整體健康」未達顯著，亦即「社區參與」、「鄰居聯結」、「社會主動性
」等構面對「整體健康」不具顯著影響，故假設1-8、1-9、1-12 不成立。
另在信任與安全感(β 值=.148，p＜.05)、生命價值(β 值=.156，p＜.05)對整 體健康達顯著效果，亦即社會資本的「信任與安全感」、「生命價值」對「
之影響，整體模型的表現為有效模型(F=2.752，p < .01，R2=.094，AdjR2=.060
，△R2=.068)，如表 4-20。
多元文化(β 值=-.169，p＜.05)對壓力達顯著效果，亦即社會資本的「
多元文化」對「壓力」有顯著負向的影響，表示社區的「多元文化」愈高
，其「壓力」愈低，故假設 2-3 成立；而社區參與(β 值=-.004，p＞.05)、
鄰居連結(β 值=.112，p＞.05)、信任與安全感(β 值=-.145，p＞.05)、社會主 動性(β 值=-.044，p＞.05)、生命價值(β 值=-.042，p＞.05)、家人與朋友連 結(β 值=-.023，p＞.05)對非特異性壓力未達顯著，亦即「社區參與」、「鄰 居連結」、「信任與安全感」、「社會主動性」、「生命價值」、「家人與朋友連 結」對壓力不具顯著影響，故假設 2-1、2-2、2-4、2-5、2-6、2-7 不成立
。
表4-20 社會資本對壓力之迴歸分析
模式1 模式2
依變項
自變項 B SE β t B SE β t
(常數) 2.169*** .135 16.099 3.144*** .258 12.189 年齡 -.002 .005 -.038 -.479 .001 .005 .012 .153 性別 -.188* .084 -.122 -2.247 -.199* .082 -.130 -2.417 婚姻狀況 -.063 .107 -.040 -.589 -.082 .105 -.052 -.779 休閒次數 -.019 .015 -.065 -1.222 -.020 .015 -.070 -1.342 休閒分鐘 .001 .001 .062 1.153 .001 .001 .066 1.234 控制變項
居住年限 -.002 .003 -.035 -.522 -.001 .003 -.030 -.447 自變項 社區參與 -.003 .051 -.004 -.063 鄰居連結 .115 .082 .112 1.393
多元文化 -.161* .067 -.169 -2.408
信任與安全感 -.141 .072 -.145 -1.941 社會主動性 -.044 .070 -.044 -.622 生命價值 -.042 .069 -.042 -.610 家人與朋友連結 -.025 .084 -.023 -.295
F 1.577 2.752**
F Change - 3.686**
R2 .026 .094
Adjustend R2 .010 .060
△R2 - .068
註1：年齡、休閒次數、休閒分鐘與居住年限為連續變項；性別、婚姻狀況為虛擬變項。性別：
男=1，女=0；婚姻狀況：已婚=1，單身=0 註2：*p < .05 ; **p <.01 ; *** p <.001
三、壓力與身心健康之迴歸分析
(一)壓力與身心健康之身心不健康迴歸分析
採用層級迴歸分析以檢測「壓力」對於「身心不健康」的效果，步驟 一將「個人特徵」中的年齡、性別、婚姻狀況、休閒參與之次數與分鐘數
、居住時間納入為控制變項，步驟二則檢測「壓力」對「身心不健康」之 影響，整體模型的表現為有效模型(F=18.872，p < .001，R2=.273，AdjR2=.258
，△R2=.239)，如表 4-21。
非特異性壓力(β 值=.495，p＜.001)對身心不健康達顯著效果，亦即「
非特異性壓力」對身心健康的「身心不健康」構面有顯著的正向影響，表 示社區的「非特異性壓力」愈高，其「身心不健康」愈高，故假設 3-1 成 立。
表4-21 壓力對整體健康之迴歸分析
模式1 模式2
依變項
自變項 B SE β t B SE β t
(常數) 2.095*** .111 18.906 1.209*** .127 9.537 年齡 .010* .004 .204 2.565 .010** .003 .223 3.217 性別 -.083 .069 -.065 -1.197 -.004 .060 -.003 -.070 婚姻狀況 -.234** .088 -.180 -2.656 -.210** .077 -.161 -2.735 休閒次數 -.011 .013 -.045 -.853 -.003 .011 -.013 -.293 休閒分鐘 .000 .000 .044 .819 .000 .000 .014 .292 控制變項
居住年限 -.005 .003 -.124 -1.875 -.004 .002 -.106 -1.836
自變項 非特異性壓力 .409*** .038 .495 10.746
F 2.091 18.872***
F Change - 115.486***
R2 .034 .273
Adjustend R2 .018 .258
△R2 - .239
註1：年齡、休閒次數、休閒分鐘與居住年限為連續變項；性別、婚姻狀況為虛擬變項。性別：
男=1，女=0；婚姻狀況：已婚=1，單身=0 註2：*p < .05 ; **p <.01 ; *** p <.001
(二)壓力與身心健康之整體健康迴歸分析
採用層級迴歸分析以檢測「壓力」對於「整體健康」的效果，步驟一 將「個人特徵」中的年齡、性別、婚姻狀況、休閒參與之次數與分鐘數、
居住時間納入為控制變項，步驟二則檢測「壓力」對「整體健康」之影響
，整體模型的表現為有效模型(F=14.782，p < .001，R2=.227，AdjR2=.212
，△R2=.202)，如表 4-22。
非特異性壓力(β 值=-.455，p＜.001)對整體健康達顯著效果，亦即「非 特異性壓力」對身心健康的「整體健康」有顯著的負向影響，表示社區的
「非特異性壓力」愈高，其「整體健康」愈低，故假設3-2 成立。
表4-22 壓力對整體健康之迴歸分析
模式1 模式2
依變項
自變項 B SE β t B SE β t
(常數) 3.115*** .139 22.358 4.136*** .164 25.285 年齡 -.006 .005 -.101 -1.267 -.007 .004 -.118 -1.659 性別 .051 .087 .032 .591 -.039 .078 -.024 -.501 婚姻狀況 .255* .111 .156 2.300 .227* .099 .139 2.293 休閒次數 .019 .016 .063 1.186 .010 .014 .034 .714 休閒分鐘 .000 .001 -.019 -.347 .000 .001 .009 .190 控制變項
居住年限 .004 .003 .086 1.296 .003 .003 .069 1.166
自變項 非特異性壓力 -.471*** .049 -.455 -9.592
F 1.520 14.782***
F Change - 92.001***
R2 .025 .227
Adjustend R2 .009 .212
△R2 - .202
註1：年齡、休閒次數、休閒分鐘與居住年限為連續變項；性別、婚姻狀況為虛擬變項。性別：
男=1，女=0；婚姻狀況：已婚=1，單身=0 註2：*p < .05 ; **p <.01 ; *** p <.001
四、壓力對社會資本與身心健康的中介效果
爲瞭解社區居民的「壓力」，分別對「社會資本」與「身心健康」間 的中介效果，「社會資本」分為「社區參與」、「鄰居聯結」、「多元文化」、
「信任與安全感」、「社會主動性」、「生命價值」、「家人與朋友連結」七個 構面與身心健康的「身心不健康」、「整體健康」兩構面，並根據迴歸分析 法及Baron & Kneey (1986)之觀點，依序置入迴歸分析內，依序將自變項
「社會資本」投入迴歸分析中，驗證「壓力」對「社會資本」與「身心健 康」的影響。
(一)壓力對社會資本與身心不健康的中介效果
採用層級迴歸分析以檢測「非特異性壓力」對於「社會資本」與「身 心不健康」的效果，步驟一將「個人特徵」中的年齡、性別、婚姻狀況、
休閒參與之次數與分鐘數、居住時間納入為控制變項，步驟二則檢測「社 會資本」對「身心不健康」之影響，整體模型的表現為有效模型(F=3.162
，p < .001，R2=.106，AdjR2=.073，△R2=.072)，結果顯示「多元文化」與
「生命價值」對「身心不健康」為顯著的負向影響。
步驟三則將中介變項「非特異性壓力」置入迴歸分析中，檢驗「社會 資本」各構面與「身心不健康」之影響，整體模型上的表現為有效模型 (F=10.448，p < .001，R2=.298，AdjR2=.270，△R2=.192)，結果顯示生命價 值(β 值=-.149，p＜.05)對身心不健康達顯著效果，且為顯著的負向影響，
表示社區的「生命價值」程度愈高，其「身心不健康」程度愈低，故假設 4-6 成立；而非特異性壓力(β 值=.460，p＜.001)對身心不健康達顯著效果
，且為顯著正向的影響，表示社區的「非特異性壓力」愈高，其「身心不 健康」程度愈高。另外，社區參與(β 值=.003，p＞.05)、鄰居連結(β 值=.047
，p＞.05)、多元文化(β 值=-.088，p＞.05)、信任與安全感(β 值=.000，p＞
.05)、社會主動性(β 值=.028，p＞.05)、家人與朋友連結(β 值=.000，p＞.05) 對非特異性壓力均未達顯著，亦即壓力在「社區參與」、「鄰居連結」、「多 元文化」、「信任與安全感」、「社會主動性」、「家人與朋友連結」對身心不 健康並不具顯著影響，故假設4-1、4-2、4-3、4-4、4-5、4-7 不成立。
如表4-23 所示，加入壓力的中介效果後「多元文化」之顯著效果降至 無顯著性，而「生命價值」雖仍具顯著效果但β 值卻減少，顯示「壓力」
對「社會資本」與「身心不健康」為部分中介。
表4-23 壓力對社會資本與身心不健康的中介作用
.001，R2=.113，AdjR2=.080，△R2=.087)，結果顯示「多元文化」對「整 體健康」為顯著的負向影響，而「生命價值」及「信任與安全感」對「整
，p＜.05)對整體健康達顯示效果，為顯著正向的影響，表示社區的「生命 價值」程度愈高，其「整體健康」程度愈高，故假設4-13 成立。另外，社 區參與(β 值=-.063，p＞.05)、鄰居連結(β 值=.086，p＞.05)、信任與安全感 (β 值=.084，p＞.05)、社會主動性(β 值=.006，p＞.05)及家人與朋友連結(β 值=.128，p＞.05)對非特異性壓力均未達顯著，亦即壓力在「社區參與」、「 鄰居連結」、「多元文化」、「社會主動性」與「家人與朋友連結」對整體健 康並不具顯著影響，故假設4-8、4-9、4-11、4-12、4-14 不成立。
如表4-24 所示，加入壓力的中介效果後「多元文化」之顯著效果增高
活動」、「社會型活動」、「家庭型活動」、「宗教社團活動」六個構面與身心 健康的「身心不健康」、「整體健康」兩構面，並依序將自變項投入迴歸分 析中，驗證「休閒參與」對「壓力」與「身心健康」的影響。
本研究將「個人特徵」中的性別、年齡、婚姻狀況、休閒參與之次數 與分鐘數、居住時間納入控制變項，並將「壓力」與「休閒參與」分別且 先後對「身心健康」進行層級迴歸分析，以瞭解「壓力」與「身心健康」
的交互作用項，分別對「身心健康」所產生之增量效果(cumulative effects)
。
本研究先採用變數平移法(centering)處理，再進行層級迴歸分析，藉以 消除檢驗交互作用項時最常發生的高度共線性問題 (杜佩蘭，2006)，此法 須先將自變數和與其交互作用變數之觀察值減去該變數的平均數後再行 相乘成為交互作用項，並以變異數膨脹因素(Variance Inflation Factor, VIF) 進行檢驗，結果發現其各自變數之VIF 值無共線性的問題存在。
(一)休閒參與對壓力與身心不健康之調節作用
採用層級迴歸分析以檢測「休閒參與」對「身心不健康」的效果是否 會因「壓力」的不同而有所差異，步驟一將「個人特徵」置入控制變項，
步驟二則檢驗「壓力」對「身心不健康」之影響，整體模型的表現為有效 模型(F=18.872，p < .001，R2=.273，AdjR2=.258，△R2=.239)，結果顯示非 特異性壓力(β 值=.495，p＜.001)對身心不健康達顯著效果，且為顯著的正 向影響，如表4-25。
步驟三將「休閒參與」的戶外型活動、藝文型活動、運動型活動、社 會型活動、家庭型活動、宗教社團活動六構面加入迴歸式中，檢驗「休閒 參與」六構面對「身心不健康」的影響，整體模型的表現為有效模型 (F=10.375，p < .001，R2=.280，AdjR2=.253，△R2=.008)，結果顯示非特異 性壓力(β 值=.490，p＜.001)對身心不健康達顯著效果，且為顯著的正向影 響。
步驟四將「非特異性壓力」與「休閒參與」六構面的交互作用項加入
步驟四將「非特異性壓力」與「休閒參與」六構面的交互作用項加入