第三章、 結果
第四節、 階層迴歸分析
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第四節、階層迴歸分析
一、社會資本跟上網時數的關係
以階層迴歸檢驗：社會資本、社交娛樂上網、工作生活上網對上網時數之效 果。分析結果如表 3-8。分析結果顯示，社會資本、社交娛樂上網、工作生活上 網可以解釋上網時數 6%的變異，F(3, 1545) = 35.62, p < .001。在控制主要效果後，
社會資本 X 社交娛樂上網、社會資本 X 工作生活上網、社會資本 X30-39 歲、社 會資本 X40-49 歲、社會資本 X50-59 歲、社會資本 X60 歲以上的二階交互作用 並不顯著，F(6, 1539) = 1.05, p > .05。控制主要效果與二階交互作用後，社會資 本 X 社交娛樂上網 X30-39 歲、社會資本 X 社交娛樂上網 X40-49 歲、社會資本 X 社交娛樂上網 X50-59 歲、社會資本 X 社交娛樂上網 X60 歲以上、社會資本 X 工作生活上網 X30-39 歲、社會資本 X 工作生活上網 X40-49 歲、社會資本 X 工 作生活上網 X50-59 歲、社會資本 X 工作生活上網 X60 歲以上的三階交互作用並 不顯著，F(8, 1531) = 0.36, p > .05。
就主要效果而言，社會資本對於上網時數並沒有顯著解釋力(β = .02, p > .05)。
社交娛樂上網對於上網時數有顯著解釋力(β = .07, p < .001)，顯示每天社交娛樂 上網者，上網時數越長。工作生活上網對於上網時數有顯著解釋力(β = .22, p
< .001)，顯示每天工作生活上網者，上網時數越長。
就二階交互作用而言，社會資本 X 社交娛樂上網(β = .01, p > .05)、社會資本 X 工作生活上網(β = -.01, p > .05)、社會資本 X40-49 歲(β = .03, p > .05)、社會資 本 X50-59 歲(β = .04, p > .05)、社會資本 X60 歲以上(β = .004, p > .05)均不顯著。
雖然，社會資本 X30-39 歲(β = .07, p < .05)顯著，但因二階交互作用之 ΔR2並不 顯著，故不進一步解釋。
就三階交互作用而言，社會資本 X 社交娛樂上網 X30-39 歲(β = -.10, p > .05)、
社會資本 X 社交娛樂上網 X40-49 歲(β = .002, p > .05)、社會資本 X 社交娛樂上 網 X50-59 歲(β = -.02, p > .05)、社會資本 X 社交娛樂上網 X60 歲以上(β = -.02, p
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> .05)、社會資本 X 工作生活上網 X30-39 歲(β = .01, p > .05)、社會資本 X 工作 生活上網 X40-49 歲(β = -.02, p > .05)、社會資本 X 工作生活上網 X50-59 歲(β = .03, p > .05)、社會資本 X 工作生活上網 X60 歲以上(β < .001, p > .05)均不顯著。
表3-8、社會資本、上網目的、年齡層迴歸分析摘要表 上網時數
ΔR2 β
Step1 .009***
工作狀態 .10***
Step2 .15***
工作狀態 .03
30-39歲1 -.10**
40-49歲1 -.26***
50-59歲1 -.34***
60歲以上1 -.38***
Step3 .06***
工作狀態 -.001
30-39歲 -.08**
40-49歲 -.26***
50-59歲 -.30***
60歲以上 -.33***
社會資本 .02
社交娛樂上網 .07**
工作生活上網 .22***
Step4 .003
工作狀態 .002
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30-39歲 -.08**
40-49歲 -.22***
50-59歲 -.29***
60歲以上 -.32***
社會資本 -.05
社交娛樂上網 .07**
工作生活上網 .22***
社會資本X社交娛樂上網 .01
社會資本X工作生活上網 -.01
社會資本X30-39歲 .07*
社會資本X40-49歲 .03
社會資本X50-59歲 .04
社會資本X60歲以上 .004
Step5 .001
工作狀態 .003
30-39歲 -.08**
40-49歲 -.22***
50-59歲 -.29***
60歲以上 -.32***
社會資本 -.10
社交娛樂上網 .07**
工作生活上網 .22***
社會資本X社交娛樂上網 .07
社會資本X工作生活上網 -.02
社會資本X30-39歲 .15
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網路成癮傾向並不會隨社會資本增加而有所變化(b = 0.006, p > .05)。
就三階交互作用而言，社會資本 X 社交娛樂上網 X30-39 歲(β = -.04, p > .05)、
社會資本 X 社交娛樂上網 X40-49 歲(β = .08, p > .05)、社會資本 X 社交娛樂上網 X50-59 歲(β = .01, p > .05)、社會資本 X 社交娛樂上網 X60 歲以上(β = .04, p > .05)、
社會資本 X 工作生活上網 X30-39 歲(β = -.08, p > .05)、社會資本 X 工作生活上 網 X50-59 歲(β = .01, p > .05)、社會資本 X 工作生活上網 X60 歲以上(β = .01, p
> .05)均不能解釋網路成癮。雖然社會資本 X 工作生活上網 X40-49 歲(β = -.08, p
< .05)能夠解釋網路成癮，但因三階交互作用之 ΔR2不顯著，故不進一步解釋。
表 3-9、社會資本、上網時數、上網目的、年齡層迴歸分析摘要表 網路成癮
ΔR2 β
Step1 .005**
工作狀態 .07**
Step2 .12***
工作狀態 .007
30-39歲1 -.09**
40-49歲1 -.21***
50-59歲1 -.33***
60歲以上1 -.35***
Step3 .09***
工作狀態 -.02
30-39歲 -.06*
40-49歲 -.14***
50-59歲 -.23***
60歲以上 -.23***
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社會資本 .04
上網時數 .19***
社交娛樂上網 .16***
工作生活上網 .09***
Step4 .006*
工作狀態 -.02
30-39歲 -.06*
40-49歲 -.14***
50-59歲 -.23***
60歲以上 -.23***
社會資本 .03
上網時數 .19***
社交娛樂上網 .16***
工作生活上網 .09***
社會資本X社交娛樂上網 -.06
社會資本X工作生活上網 .04
社會資本X30-39歲 .005
社會資本X40-49歲 .08**
社會資本X50-59歲 .02
社會資本X60歲以上 -.01
Step5 .005
工作狀態 -.02
30-39歲 -.05
40-49歲 -.13***
50-59歲 -.23***
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社會資本X工作生活上網 X60歲以上
.01
TotalR2 .23***
N 1554
*p < .05**p < .01***p < .001
1以 18-29 歲為參照組
表 3-10、社會資本 X40-49 歲單純斜率檢定
b 標準誤 t df
非 40-49 歲 0.006 0.012 0.460 1550 40-49 歲 0.039 0.013 3.051** 1550
**p < .01
圖 3-1、社會資本與 40-49 歲交互作用圖
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l C h engchi U ni ve rs it y 第四章、討論
本研究從 Lin (2001)對社會資本的基本定義與功能出發，探討社會資本與網 路成癮的關係。以 Lin 的觀點來說，社會資本是個人能夠觸及、動用的社會資源。
這類資源既有助於個人達成目標，也具有因應問題與挑戰的功效，而能維護個人 身心健康。從 Andreassen 等人(2012)的定義來看，網路成癮不僅是大量上網，還 會佔據時間、依賴網路，進而招來情緒、生活的困擾，顯然是心理健康的負面狀 態。因此，社會資本按理與網路成癮有負相關，但過去結果並不一致(e.g., Yang et al., 2016)。本研究認為當代網路與生活高度結合，推論高社會資本者有更高機會 透過網路連結、使用其潛藏的社會資源，又上網時數和網路成癮的正相關穩定，
可能反而會因提昇了上網時數而與網路成癮有正相關。要了解社會資本和網路成 癮的關係，需要先釐清社會資本、上網時數、網路成癮三者關係為何。
過去社會資本－網路成癮、社會資本－上網時數的研究結果不一致，本研究 認為上網目的和年齡層的不同可能是引起此不一致關係的因素。由使用－滿足觀 點來看，社會資本與上網時數的關係可能因不同上網目的有不同(e.g., Song et al., 2004; Swanson, 1992)。社會資本與上網時數可能在社交目的的上網下有較強的相 關。在社會資本與網路成癮的關係上，Song 等人(2004)也指出社交娛樂性的上網 較具成癮性，工作生活用途的上網則否，甚至對於成癮有保護作用。既然如此，
社會資本、上網時數、網路成癮的三者關係可能會受到不同上網目的的調節。
以發展階段(Marcia & Josselson, 2013; Prizant-Passal et al., 2016)及生命歷程 (Shanahan, 2000)的角度推論，社會資本與網路在不同發展階段可能有不同意義。
如此來看，社會資本、上網時數、網路成癮的關係以及上網目的的調節效果可能 會隨年齡層而改變。然而，過去在討論社會資本－網路成癮、社會資本－上網時 數的研究常用學生樣本，未曾比較不同年齡層間關係的差異，故成為本研究探討 的重點。因討論社會資本與網路成癮關係前須先釐清社會資本與上網時數的關係，
本研究的第一組問題即是問：社會資本和上網時數的關係是否受到不同上網目的
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的調節？而不同年齡下，社會資本上網時數的關係，以及上網目的的調節作用是 否會有差異？而第二組問題為：社會資本和上網時數如果同時考慮，它們分別和 網路成癮的關係為何？上網目的是否會調節社會資本、上網時數及網路成癮的關 係？不同年齡層，社會資本、上網時數與網路成癮的關係，以及上網目的對這些 關係的調節是否有所不同？
以下將會依據上述架構，論述社會資本與上網時數的關係。上網目的是否對 此關係有調節作用？社會資本與上網時數的關係是否隨不同年齡層而有變化？
上網目的對社會資本與上網時數關係的調節作用是否隨不同年齡層而改變？也 會論述同時考慮社會資本、上網時數時，兩者與網路成癮的關係。上網目的是否 對這些關係有調節作用？社會資本、上網時數、網路成癮的關係是否隨不同年齡 層而有變化？上網目的對社會資本、上網時數、網路成癮的調節作用是否隨不同 年齡層而改變？
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第一節、社會資本與上網時數的關係
一、人口學變項與上網時數
由表 3-7 變異數分析摘要可知，在以上網時數為結果變項的部分來說，僅工 作狀態與上網時數有關，性別、婚姻狀態、學生身分均和上網時數無顯著關係。
此結果顯示對於現代人來說，網路可能是工作的一項輔助工具。
性別差異的結果與過去同為社會變遷調查的研究(林宗弘, 2012)不一致。該 研究發現女性的上網時數較低。此結果可能意味著隨時間推進，兩性上網時數有 趨同的傾向。婚姻狀態差異的結果亦與過去社會變遷調查的研究不一致(林宗弘, 2012)，可能表示需要花在婚姻、家庭中的時間對於上網時數而言不再具有解釋 力。
二、社會資本、上網目的、上網時數在不同年齡的關係
由表 3-8 中可知，社會資本與上網時數並無顯著相關，不同的上網目的、年 齡層對於社會資本與上網時數的關係也沒有調節作用。此結果與過去同樣採用台 灣樣本的研究結果相仿(林宗弘, 2012)，並不符合數位烏托邦論(e.g., Katz & Rice, 2002)與數位反烏托邦論(e.g., Nye, 2004)的預期，而是有力的呼應懷疑/社會決定 論的觀點。此結果也不符合原先從使用－滿足理論推導而來的預期：社會資本量 大的人需要透過上網維繫其社會資本，而社交目的上網才能滿足高社會資本維繫 其關係的需求，故社會資本和上網時數在社交目的上網的條件下有較強的相關。
社會資本與上網時數關係的不一致並不如本研究預期，能被上網目的及年齡層所 調節。對於不同年齡層的人來說，上網雖然可能是維持社會資本的工具，但不表 示有高社會資本的人就更有機會透過網路來維繫其社會資本。既然高社會資本者 維繫關係的需求不一定要透過上網來滿足，那上網目的是否具社交性可能就不是 那麼要緊，社交娛樂上網不具調節作用也就尚稱合理。
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第二節、社會資本、上網時數與網路成癮的關係
一、人口學變項與網路成癮
由表 3-7 的變異數分析摘要可知，性別和網路成癮無關。這部分結果與過去 網路成癮者多為男性的回顧研究不相符(e.g., Chou, Condron, & Belland, 2005;
Kuss, Griffiths, Karila, & Billieux, 2014)。本研究認為這可能與研究中以 BSNAS 作為網路成癮的指標有關。雖然該量尺六個項度反映的是網路成癮的不同症狀，
可是最初 Andreassen 等人(2012)及後續的改編(e.g., Chen et al., 2020)還是主要在 了解在社群網路上出現這些成癮症狀的程度，故與網路成癮的結果有些差異。而 過去社群網路成癮回顧文獻確實指出性別與社群網路成癮的關係結果並不一致 (Andreassen, 2015)，有時偏向男性，有時則偏向女性。此外，婚姻狀態和網路成 癮無顯著關係，可能意味著投資在婚姻關係、家庭中的時間並不能解釋網路成癮 的強度。由於全職工作與否在上網時數上有顯著差異，有全職工作者容易有較長
可是最初 Andreassen 等人(2012)及後續的改編(e.g., Chen et al., 2020)還是主要在 了解在社群網路上出現這些成癮症狀的程度，故與網路成癮的結果有些差異。而 過去社群網路成癮回顧文獻確實指出性別與社群網路成癮的關係結果並不一致 (Andreassen, 2015)，有時偏向男性，有時則偏向女性。此外，婚姻狀態和網路成 癮無顯著關係，可能意味著投資在婚姻關係、家庭中的時間並不能解釋網路成癮 的強度。由於全職工作與否在上網時數上有顯著差異，有全職工作者容易有較長