網路使用時間與心理適應的曲線關聯探討

首先本研究以線性回歸的方式來檢驗假設一，其中模型一以網路使用時間預測身 心適應變項，模型二則再加入網路使用時間的平方項，即是檢驗曲線關聯性的可 能，以探討網路使用時間與身心適應變項的關係，此外也檢驗兩模型間的解釋性 差異，確認加入二次方的網路使用變項是否顯著增加模型的解釋變異量。首先看 到圖4 的網路使用時間頻率分布圖，可以看到平均使用時間約為每日 3.3 小時

表1 描述統計：平均數、標準差與相關 *p < .05. **p < .01. ***p < .001.

變項平均數標準差1 2 3 4 5 6 7 8 N 1.性別（男=1，女=0）0.520.50- 1955 2.主觀知覺社會階層5.261.69-.06*- 1897 3. 收入4.983.46.19***.30***- 1856 4. 外向性3.221.16-.06**.16***.12***- 1953 5. 網路使用時間3.303.34-.04.10***.18***.12***- 1771 6. 年齡48.0617.56-.02-.07**-.12***-.12***-.50***- 1953 7. 孤獨感1.470.63-.04-.09***-.01-.12***.11***-.14*** - 1954 8. 身心適應3.900.66.03.26***.14***.19***-.02 -.05*-.36***- 1955

（SD = 3.34），且除了部分受訪者完全不使用網路外，樣本的使用時間接近常態 分佈，偏態（Skewness = 1.427）和峰度（Kurtosis = 1.93）都在合理範圍，均小於 2。

圖4：網路使用時間頻率分布圖

接下來檢視網路使用時間與身心適應的關係，圖5 為網路使用時間與身心 適應間的散布圖及其趨勢線，可以發現網路使用時間與身心適應有曲線關係之 趨勢，完全不使用網路時身心適應並非最佳，而是有適當使用的狀況下有較佳 的身心適應狀況，但過度使用時身心適應狀況則會轉差。如果將樣本以年齡65 歲為切分點，分別繪製高齡者與青壯年的網路使用時間與身心適應散布圖，仍 然可以看到相近的趨勢，如圖6 與圖 7。

圖5：網路使用時間與身心適應散布圖

圖6：網路使用時間與身心適應散布圖（18 ~ 65 歲）

圖7：網路使用時間與身心適應散布圖（> 65 歲）

最後，以線性回歸的方式檢視各變項對身心適應的影響，模型一以網路使用 時間預測身心適應狀況，模型二則加入網路使用時間的平方項一同預測。結果如 表二，顯示在模型一中網路使用時間與身心適應狀況並無顯著相關(β = -.02，p

= .456），但在模型二中可以看到身心適應狀況與網路使用時間為正相關（β = .18，

p = .005），且與網路時間平方項為負相關（β = -.21，p = .001），代表其回歸線如 前圖5 所示為一倒 U 型曲線，檢視其模型間的解釋性也有顯著差異（F = 5.86，

p = .001），符合假設一的預期。如果亦區分兩年齡層進行回歸，其結果如表 3，

可以看到無論在青壯年或是高齡者，網路使用時間與其平方項對於身心適應的預 測趨勢皆相同，為倒U 曲線關聯。

表2 回歸係數表：預測身心適應 model 1model 2 來源係數標準化係數t p 係數標準化係數t p 網路使用時間-.003-.02-.75.456.04.182.82.005 網路使用時間(平方) -.003-.21-3.34.001 自由度（1, 1769）（2, 1768） F.565.86** p .456.003 註：N = 1770。model 1：一次線性回歸，model 2：二次回歸。 **p < .01.

表3 回歸係數表：預測身心適應—以年齡層區分 *p < .05. **p < .01.

青壯年：年齡18 ~ 65歲 來源係數標準化係數t p 網路使用時間.02.101.41.16 網路使用時間(平方) -.002-.16-2.17.03 自由度（2, 1526） F3.83 p .022* 高齡者：年齡 > 65歲 網路使用時間.14.382.78.01 網路使用時間(平方) -.01-.24-1.77.08 自由度（2, 258） F5.20 p .006**