自尊、因應型態與拒網自我效能對網路成癮預測之中介模式分析.36

本節目的為檢驗自尊對網路成癮之預測關係中，因應型態及拒網自我效能是 否具有中介效果，本研究在中介模式分析中，採 Baron 與 Kenny（1986）所提出之 方法來檢驗中介效果是否存在，其準則包括：（1）自變項與依變項有顯著的關係；

（2）中介變項與依變項有顯著的關係；（3）自變項與中介變項有顯著的關係；（4）

自變項對依變項的顯著關係會因為中介變項的加入，而有所減弱（部分中介）、甚 至呈現不顯著（完全中介）的關係之情形。另外本研究也利用拔靴法（Bootstrapping）

中的 Bias-corrected（BC）求出信賴區間（Shrout & Bolger, 2002）來檢驗上述模式 中的中介關係是否成立。此外，由於本研究使用拔靴法（Bootstrapping）來檢驗中 介效果，因而樣本觀察值中不能包含遺漏值（Missing value），故以下進行統計分 析之有效問卷數由原有的 1,168 份，經刪除遺漏值後最後剩餘 1,142 份有效問卷 數。

一、拒網自我效能可部份中介自尊對網路成癮的預測關係

研究結果顯示（如圖 4-4-1），拒網自我效能之中介模式具有良好的模式適配度

（χ²(df=32)=274.659、CFI=.951、NFI=.945、NNFI=.930、RMSEA=.082）。此外研究

結果亦指出拒網自我效能可部份中介自尊對網路成癮之預測關係：（1）自尊可顯 著且負向預測網路成癮（β=-.31，p<.001）；（2）拒網自我效能可顯著且負向預測 網路成癮（β=-.37，p<.001）；（3）自尊能顯著且正向預測拒網自我效能（β=.18，

p<.001）；（4）同時將自尊與拒網自我效能置入模式中，使得自尊對網路成癮的預

測力降低（從β=-.40，p<.001 降為 β=-.31，p<.001）；另外本研究亦利用拔靴法（Shrout

& Bolger, 2002）來檢驗「自尊－拒網自我效能－網路成癮」之中介關係，發現在

自尊對網路成癮的直接效果（direct effect）和間接效果（indirect effect）中，直接 效果的 95％信賴區間（Confidence Intervals）為-.382～-.246（p<.001），間接效果 的 95％信賴區間為-.106～-.036（p<.001），兩者預測的信賴區間皆不包含 0，由以 上結果可見其部份中介關係是成立的。因此綜合上述發現，研究假設三：「青少年 的拒網自我效能在自尊和網路成癮的預測關係中扮演中介角色」獲得支持；該中 介模式總解釋量為 27.4%。

圖 4-4-1 自尊、拒網自我效能與網路成癮之中介模式

二、拒網自我效能可部份中介逃避-情緒導向因應型態對網路成癮的預測關係 研究結果顯示（如圖 4-4-2），拒網自我效能之中介模式具有良好的模式適配度

（χ²_(df=41)=335.959、CFI=.943、NFI=.936、NNFI=.923、RMSEA=.079）。此外研究

結果亦指出拒網自我效能可部份中介逃避-情緒導向因應型態對網路成癮之預測關 係：（1）逃避-情緒導向因應型態可顯著且正向預測網路成癮（β=.40，p<.001）；（2）

拒網自我效能可顯著且負向預測網路成癮（β=-.34，p<.001）；（3）逃避-情緒導向 因應型態能顯著且負向預測拒網自我效能（β=-.22，p<.001）；（4）同時將逃避-情 緒導向因應型態與拒網自我效能置入模式中，使得逃避-情緒導向因應型態對網路 成癮的預測力降低（從β=.50，p<.001 降為 β=.40，p<.001）；另外本研究亦利用拔 靴法（Shrout & Bolger, 2002）來檢驗「逃避-情緒導向因應型態－拒網自我效能－

網路成癮」之中介關係，發現在逃避-情緒導向因應型態對網路成癮的直接效果和

間接效果中，直接效果的 95％信賴區間為.325～.467（p<.001），間接效果的 95％

信賴區間為.042～.122（p<.001），兩者預測的信賴區間皆不包含 0，由以上結果可 見其部份中介關係是成立的。因此綜合上述發現，研究假設四：「青少年的拒網自 我效能在因應型態和網路成癮的預測關係中也扮演中介角色」獲得支持；該中介 模式總解釋量為 33.3%。

圖 4-4-2 逃避-情緒導向因應型態、拒網自我效能與網路成癮之中介模式 三、整合性中介模式分析

根據本研究的研究架構圖所跑出的結構方程模式如圖 4-4-3 所示，整體的中介 模式具有良好的模式適配度（χ²(df=59)=466.560、CFI=.935、NFI=.926、NNFI=.914、

RMSEA=.078）；該中介模式總解釋量為 33.8%。研究結果亦發現：（一）逃避-情緒 導向因應型態可「完全中介（full mediation effect）」自尊對拒網自我效能的預測關 係（如圖 4-4-4），且此中介模式具有良好的模式適配度（χ²_(df=17)=142.455、CFI=.946、

NFI=.939、NNFI=.910、RMSEA=.080），其中（1）自尊可顯著且正向預測拒網自 我效能（β=.17，p<.001）；（2）逃避-情緒導向因應型態可顯著且負向預測拒網自 我效能（β=-.17，p<.001）；（3）自尊能顯著且負向預測逃避-情緒導向因應型態

（β=-.58，p<.001）；（4）同時將自尊與逃避-情緒導向因應型態置入模式中，使得 自尊對拒網自我效能的預測力從顯著到不顯著（從β=.17，p<.001 降為 β=.07，p>.05）；

另外本研究亦利用拔靴法（Shrout & Bolger, 2002）來檢驗「自尊－逃避-情緒導向

因應型態－拒網自我效能」之中介關係，發現在自尊對拒網自我效能的直接效果 中，其 95％信賴區間為-.017～.162（p<.001），此項預測的信賴區間包含 0；在自 尊對拒網自我效能的間接效果中，其 95％信賴區間為.038～.178（p<.001），並未 包含 0，由以上兩個結果可見其完全中介關係是成立的；該中介模式總解釋量為 4.8%；（二）逃避-情緒導向因應型態可部份中介自尊對網路成癮的預測關係（如圖 4-4-5），且此中介模式具有良好的模式適配度（χ²(df=32)=343.026、CFI=.945、NFI=.940、

NNFI=.922、RMSEA=.092），其中（1）自尊可顯著且負向預測網路成癮（β=-.41，

p<.001）；（2）逃避-情緒導向因應型態可顯著且正向預測網路成癮（β=.38，p<.001）；

（3）自尊能顯著且負向預測逃避-情緒導向因應型態（β=-.57，p<.001）；（4）同時 將自尊與逃避-情緒導向因應型態置入模式中，使得自尊對網路成癮的預測力降低

（從β=-.41，p<.001 降為 β=-.15，p<.001）；另外本研究亦利用拔靴法（Shrout & Bolger, 2002）來檢驗「自尊－逃避-情緒導向因應型態－網路成癮」之中介關係，發現在 自尊對網路成癮的直接效果和間接效果中，直接效果的 95％信賴區間為-.238～

-.071（p<.001），間接效果的 95％信賴區間為-.276～-.167（p<.001），兩者預測的 信賴區間皆不包含 0，由以上結果可見其部份中介關係是成立的；該中介模式總解 釋量為 23.5%。

圖 4-4-3 假設模式之結構方程模式

圖 4-4-4 自尊、逃避-情緒導向因應型態與拒網自我效能之中介模式

圖 4-4-5 自尊、逃避-情緒導向因應型態與網路成癮之中介模式

本研究綜合以上研究結果提出調整模式，其中研究結果發現逃避-情緒導向因 應型態完全中介自尊和拒網自我效能的關係，與研究架構中自尊及逃避-情緒導向 因應型態兩者互為獨立之假設出現差異，因此提出調整模式如圖 4-4-6，整體的中 介模式具有良好的模式適配度（χ²(df=60)=469.404、CFI=.935、NFI=.926、NNFI=.915、

RMSEA=.077）；該中介模式總解釋量為 33.6%。

圖 4-4-6 調整之結構方程模式

第五章 討論與建議

本研究主要探討高中職學生網路成癮的相關關聯因素，以三元影響理論為基 礎，並以其中的個體內因素串連起關聯因素，分別為自尊、壓力因應型態及拒網 自我效能，來探究這三個變項與網路成癮的關聯、預測關係及可能的中介模式。

本研究發現：（一）自尊和拒網自我效能與網路成癮傾向皆呈負相關、因應型態中 的逃避-情緒導向因應則與網路成癮傾向呈正相關，但認知-問題解決導向因應型態 與尋求社會支持導向因應型態，卻皆與網路成癮傾向無顯著相關；（二）自尊與拒 網自我效能皆可負向預測網路成癮、因應型態中的逃避-情緒導向因應則可正向預 測網路成癮，然認知-問題解決導向因應型態與尋求社會支持導向因應型態，皆未 能顯著預測網路成癮傾向；（三）拒網自我效能在自尊對網路成癮的預測關係中扮 演中介角色；（四）拒網自我效能在逃避-情緒導向因應型態對網路成癮的預測關係 中也扮演中介角色。茲就研究結果與研究假設一致和不一致之處做討論，並說明 本研究的限制與建議。