重驗憂鬱人際模式

本研究考量現今網路成為人際溝通的重要媒介，因而將尋求再保證區分網路 尋求再保證與現實尋求再保證，以檢驗具有尋求再保證傾向之個體，是否會透過 不同情境中的尋再保證後果，亦即於現實或網路溝通中主觀所知覺到的人際拒絕，

而導致後續憂鬱。此外，考量初始憂鬱對於尋求再保證風格致使後續負面人際後 果所扮演的調節角色之外，初始網路成癮症狀作為一種狀態不佳的先行條件，亦 可能使得高尋求再保證個體惡化尋求再保證後果之程度，本節將一併檢驗在尋求 再保證風格與現實/網路尋求再保證後果間初始憂鬱/網路成癮之調節效果

壹、「尋求再保證風格—現實/網路尋求再保證後果—後續憂鬱」之中介效 果檢驗

根據 Baron 與 Kenny（1986）所提之中介效果檢驗程序，需依序檢測以下三 圖 3-2：憂鬱與網路成癮跨時間預測之路徑分析結果

個條件：（1）獨變項能顯著解釋中介變項之變異量；（2）中介變項能顯著解釋依 變項之變異量；（3）當前面兩條路徑存在時，獨變項與依變項之顯著關係會變得 不顯著，若同時滿足以上三個條件則為完全中介。然而，此法僅以直接效果轉為 不顯著來推論間接效果，而非直接估計間接效果之量，此時可用 Sobel（1982）

所提出的 Sobel’s t 考驗以直接檢驗間接效果量之顯著性。然而，Sobel’s t 考驗的 前提假設為間接效果的取樣分佈必須為常態，而由兩個常態分佈的迴歸係數相乘 所得的間接效果，分佈通常傾向偏態，因而違反原初統計假設（Bollen & Stine, 1990; Stone & Sobel, 1990）。本研究採用 Hayes（2012）所研發的套用至 SPSS 之 統計附加軟體 PROCESS，便使用自助抽樣法（bootstrapping）來校正 Sobel’s t 考驗偏態取樣分佈的問題。所謂的自助抽樣法乃透過對原樣本隨機重新取樣

（resampling），在重複抽取數次後便能建立一間接效果量之分配，以減低上述偏 態的問題，並可估算其標準誤與信賴區間，以檢驗間接效果的顯著性。

在此，本研究先依據 Baron 與 Kenny（1986）所列條件，使用單元迴歸式檢 驗獨變項分別與中介變項/依變項之關聯，並以中介變項與獨變項放入預測獨變 項之多元迴歸式以檢驗其關係。接著，依 PROCESS 模型 4（中介模型，為 Sobel’s t 考驗）並使用自助抽樣法重複執行 1000 次，來檢驗間接效果量，以協助判斷是 否達到顯著中介效果。

一、現實尋求再保證後果對尋求再保證風格與後續憂鬱之中介效果檢定 分析結果顯示（見圖 3-3）：（1）尋求再保證風格（RSS）能顯著預測後續憂 鬱（β = .18, p < .05）；（2）尋求再保證風格能顯著預測現實尋求再保證後果（β = .36,

p <.01）；（3）將尋求再保證風格與現實尋求再保證後果（offline RSO）共同放入

預測後續憂鬱程度的迴歸式，現實尋求再保證後果能顯著預測後續憂鬱程度（β

= .32, p < .01），尋求再保證風格對於後續憂鬱程度的標準化迴歸係數從.18 降 為.10，此時的直接效果已無法達到顯著水準（p = .19）；而使用自助抽取法估算 此一間接效果之效果量為.08（p < 0.05），95%信賴區間介於.01 至.18，不包含 0，

推論此一間接效果達顯著水準。依據以上結果，顯示現實尋求再保證後果能完全 中介尋求再保證風格與後續憂鬱之關係。

二、網路尋求再保證對尋求再保證風格與後續憂鬱之中介檢定

分析結果顯示（見圖 3-4）：（1）尋求再保證風格能顯著預測後續憂鬱（β = .20, p < .05）；（2）尋求再保證風格能顯著預測網路尋求再保證後果（β = .28, p < .01）；

（3）將尋求再保證風格與網路尋求再保證後果共同放入預測後續憂鬱程度的迴 歸式，網路尋求再保證後果能顯著預測後續憂鬱程度（β = .34, p < .01），尋求再 保證風格對於後續憂鬱程度的迴歸係數從.18 降為.09，此時的直接效果已無法達

圖 3-3：現實尋求再保證後果對尋求再保證風格與後續憂鬱之中介分析。

RSS 為尋求再保證風格，offline RSO 為現實尋求再保證後果

到顯著（p = .25）；而使用自助抽取法估算此一間接效果之效果量為.10（p < 0.05）， 95%信賴區間介於.03 至.18，不包含 0，推論此一間接效果達顯著水準。依據以 上結果，顯示網路尋求再保證後果能完全中介尋求再保證風格與後續憂鬱之關 係。

貳、檢驗初始憂鬱/網路成癮於「尋求再保證風格—現實/網路尋求再保證 後果」之調節角色

本研究將以多元迴歸式檢驗初始憂鬱/網路成癮是否與尋求再保證風格產生 交互作用，而影響現實/網路尋求再保證後果（見圖 3-5），並採用 PROCESS 之 模型 1（調節模型）以檢驗調節效果。

圖 3-4：網路尋求再保證後果對尋求再保證風格與後續憂鬱之中介分析。

RSS 為尋求再保證風格，online RSO 為網路尋求再保證後果

一、初始憂鬱/網路成癮的調節效果檢驗：以現實尋求再保證後果為依變項 使用逐步多元迴歸式進行分析（見表 3-3），首先在第一步放入尋求再保證風 格，第二步放入初始憂鬱、初始憂鬱與尋求再保證風格之交互項，第三步放入初 始網路成癮、初始網路成癮與尋求再保證風格之交互項。分析結果顯示，控制其 他變項後，尋求再保證風格與初始憂鬱的交互項未達顯著，而尋求再保證風格與 初始網路成癮的交互項達到顯著（p < .001）。

接著，僅以顯著之調節變項納入 PROCESS 的調節模型進入分析，以檢驗初 始網路成癮的調節效果（見表 3-4），先將初始網路成癮區分為百分位數 10^th、25^th、 50^th、75^th、90^th等五個水準後，再依序檢驗尋求再保證風格對現實尋求再保證在 前述不同水準之下的預測效果量，結果發現在 50^th、75^th、90^th等三個水準時有正 向的顯著效果量，其效果量有增加的趨勢。根據以上結果，顯示初始網路成癮能 顯著調節尋求再保證風格與現實尋求再保證後果之關係，初始網路成癮越高的個 體，其尋求再保證風格對現實尋求再保證後果的效果量越大。

圖 3-5：初始憂鬱/網路成癮之調節概念示意圖

註：RSS 為尋求再保證風格，offline/online RSO 為現實/網路尋求再保證後果

二、初始憂鬱/網路成癮的調節效果檢驗：以網路尋求再保證後果為依變項

格，第二步放入初始憂鬱、初始憂鬱與尋求再保證風格之交互項，第三步放入初 始網路成癮、初始網路成癮與尋求再保證風格之交互項。分析結果顯示，控制其 他變項後，尋求再保證風格與初始憂鬱的交互項未達顯著、尋求再保證風格與初 始網路成癮的交互項達到顯著（p < .001）。接著，僅以顯著之調節變項納入 PROCESS 的調節模型進入分析，以檢驗初始網路成癮的調節效果（見表），先 將初始網路成癮區分為百分位數 10^th、25^th、50^th、75^th、90^th等五個水準後，再依 序檢驗尋求再保證風格對現實尋求再保證後果在前述不同水準之下的預測效果 量，結果發現在 50^th、75^th、90^th等三個水準時有正向的顯著效果量，且隨初始網 路成癮程度越高，其效果量有增加的趨勢。根據以上結果，顯示初始網路成癮能 顯著調節尋求再保證風格與網路尋求再保證後果之關係，尤其初始網路成癮越高 的個體，其尋求再保證風格對網路尋求再保證後果的效果量越大。

表 3-5

交互作用項預測網路尋求再保證後果之逐步多元迴歸分析

模型 預測變項 依變項：網路尋求再保證後果

β t ΔR²

1 T1_RSS .38 5.46*** .14***

2 T1_RSS .35 4.95***

T1_dep .19 2.76**

T1_RSS×T1_dep .02 0.33 .04*

3 T1_RSS .30 4.45***

T1_dep .10 1.28 T1_IA .24 3.17**

T1_RSS×T1_dep -.12 -1.60

T1_RSS×T1_IA .30 3.92*** .09***

註：RSS=尋求再保證風格；dep=憂鬱；IA=網路成癮

* p < .05; ** p < .01; *** p < .001

第三節 尋求再保證風格、現實/網路尋求再保證後果