臉書讓我更幸福？現實與線上互動對主觀幸福感之作用暨中介變項之探討

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http://doi.org/10.6251/BEP.201912_51(2).0001

臉書讓我更幸福？現實與線上互動對

主觀幸福感之作用暨中介變項之探討*

楊朝鈞

簡晉龍

中原大學高雄醫學大學心理學系心理學系高醫附設醫院臨床醫學研究部人際互動與幸福感有密切關係。隨著社群網路興起，人際互動有了新形式。本研究以臉書（Facebook）為例，探討在現實（面對面）與線上兩種脈絡下的友誼互動對幸福感之作用，以及關係品質扮演的中介效果。本研究以有使用臉書的一般民眾（含社會人士與學生）為對象，透過網路問卷，請參與者填寫現實互動、臉書互動、關係品質、及主觀幸福感等量表。共收到412 份問卷，有效樣本為380。主要統計方法為結構方程式模型，結果發現：（1）朋友間的現實互動可透過關係品質預測主觀幸福感；（2）在控制現實互動的效果下，朋友間的線上（臉書）互動可透過關係品質預測主觀幸福感；（3）現實互動與臉書互動對關係品質具有相當的預測效果。這顯示若能妥善使用臉書，能加深關係品質，進而提升幸福感。關鍵詞：友誼關係、主觀幸福感、臉書使用、歸屬感、關係品質

*_{1. 本論文通訊作者：簡晉龍（Chin-Lung Chien），通訊方式：[email protected]，高雄市三民區十全一路 100 號高雄} 醫學大學心理學系。 2. 論文部分經費來自科技部計畫（編號：106-2410-H-037-002-SS2），特此致謝。

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184 教育心理學報

長久以來，幸福（well-being）一直是心理學關注的重要議題（如：Wilson, 1967; Diener, 1984, 2013; Sheldon & Lyubomirsky, 2007）。在正向心理學推波助瀾下，幸福學更成為一門時代顯學（簡晉龍，2017）。一項大型調查顯示，不論是生活在東西方社會，人們都一致地認為幸福是重要的（Diener, 2000）。哈佛大學成年發展研究團隊（the Harvard Study of Adult Development）一項長達 80 年的研究指出，幸福的關鍵就在於「關係」；與他人互動密切之人，不只覺得比較幸福，而且活得更久（Waldinger, 2015）。人類是社會性動物（social animal）（Aronson, 1995; Tomasello, 2014），而什麼促使人類進行社交互動？Baumeister 與 Leary（1995）曾提出歸屬感假說（belongingness

hypothesis），認為歸屬感是人類的基本需求，驅動著人們建立人際關係的動機，進而展現出社交或

人際互動的行為。透過日常生活與親朋好友互動的累積，人們能夠互相支持、陪伴，加深彼此情感上的親密性並提升安全感（林奕伶譯，2018；Baumeister & Leary, 1995; Hagerty, Lynch-Sauer, Patusky, Bouwsema, & Collier, 1992; Hagerty, Williams, Coyne, & Early, 1996），意即好友間日常的密切互動可提升關係品質（friendship quality），而與他人維繫良好的關係品質，正是人們感受到幸福的重要來源（Parker & Asher, 1993; Hartup & Stevens, 1997; Valkenburg & Peter, 2007; Hu, Kim, Siwek, & Wilder, 2017; Verduyn, Verduyn, Ybarra, Résibois, Jonides, & Kross, 2017）。

時至今日，網路的出現對社會產生劇烈的變化，人際互動也產生新形態，也就是使用者透過電腦在虛擬平台的即時互動形式。尤其，近年隨著社群網路（online social network，OSNs）的出

現，伴隨手機上網功能的普及，社交功能成為人們使用網路的大宗。根據2017 年的一項調查，臉

書在台灣的月活躍用戶約1900 萬，同年六月，臉書在全球的月活躍用戶則是 20 億人（見 Nowak &

Spiller, 2017）。在眾多社群網站之中，臉書（Facebook）的使用人數不論在全世界或是台灣都是最多，社群網站或臉書的使用儼然成為日常生活的一部分（黃厚銘，2000；嚴麗娟譯，2017；陳重亨譯，2015；Ellison, Steinfield, & Lampe, 2007）。因此，若要在當代社會脈絡下探討網路人際互動

及其帶來的影響（例如：幸福感），臉書是一個重要的研究平台（Wilson, Gosling, & Graham, 2012）。

因此，本研究以臉書做為探討人際（友誼）互動與幸福感的主要背景脈絡。社群網站或臉書對社會產生的影響，從台灣主流媒體報導來看，似乎多著重探討社群網站對個人或社會秩序產生的弊害。例如：在2015 年，某楊姓藝人輕生的事件，被歸諸是網路霸凌的問題（見林良昇、鍾智凱，2015 之報導）；又如在今年（2018），台中市一名國中生帳號在臉書社團發表恐嚇文，揚言要炸掉台中火車站，造成社會恐慌不安（見李建瑩，2018 之報導）。然而，在學術研究上，社群網站對個人或社會的影響是好是壞，仍有相當多討論空間。「臉書悖論」（Facebook

paradox）便是指臉書使用對使用者既會造成好的影響，也會造成壞的影響（Hu et al., 2017; Verduyn et al., 2017）。有研究指出，臉書使用者可能因為使用時間越長或是不適當的使用方式，導致幸福感下降（Feinstein, Hershenberg, Bhatia, Latack, Meuwly, & Davila, 2013; Kross, et al., 2013; Rae & Lonborg, 2015; Hu et al., 2017; Verduyn et al., 2015; Verduyn et al., 2017）；此外，也有研究發現，臉

書使用可以正向預測社會資本（social capital）、社會支持（social support）（Ellison et al., 2007; Skopp,

Alexander, Durham, & Scott, 2016）、及主觀幸福感的增加（Rae & Lonborg, 2015; Hu et al., 2017; Verduyn et al., 2017）。

做為一種新的、非直接面對面的人際互動形式，臉書使用對個人的幸福感會有什麼影響？鑑

於臉書使用對幸福感的效果不一致（即臉書悖論），本研究嘗試提供部分解答。研究者特別提出「臉

書互動」（詳見「文獻探討」）可能是有益幸福之關鍵，並嘗試找出臉書互動與幸福感間的中介機制，以回答此貼近當代人們生活的重要問題－臉書如何帶來幸福？此為本文的理論貢獻。此外，另一重要問題，是臉書上的朋友經常與現實生活有所重疊（Lampe, Ellison, & Steinfield, 2006），而過去研究僅是探討社群網站對關係或幸福感的單方面影響，未能在研究中將現實友誼互動納入考量（Feinstein et al., 2013; Frison & Eggermont, 2016），這可能造成臉書使用的效果有所偏誤。本研究特別將現實互動納入考量，以探究在控制現實互動後，臉書互動對幸福感的效果。此為本文在研究設計上的改善。

綜上所述，本研究目的在探討，考量現實朋友互動之下，臉書互動（臉書上的好友互動）對幸福感之作用及其可能的中介機制。由於本研究提出「臉書互動」以（部分）解決臉書悖論之爭議，也在研究設計上釐清臉書互動對幸福感之（正向）效果，因此，本研究之結果可讓人們（特

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別是臉書使用者或教育實務者）瞭解如何使用臉書才是提升幸福之道，也可做為未來課程設計之參考。

文獻探討

一、互動如何帶來幸福：以歸屬感需求為核心

人們普遍關心如何建立或維持自己跟他人、團體、社會之間的關係，而歸屬感需求（need to belong）就是連結人我之間關係並產生幸福的關鍵基礎（Sheldon & Elliot, 1999; Tay & Diener, 2011）。歸屬感位於 Maslow 需求階層論（theory of need hierarchy）的第三層，被認為是幾項人類

的基本需求之一（Hagerty et al., 1992, 1996; Baumeister & Leary,1995; Tay & Diener, 2011）。概念上，

歸屬感的定義為「個人投入到某個系統或環境而產生感覺到自己是組成該系統或環境所不可或缺的一部份」（the experience of personal involvement in a system or environment so that person feel

themselves to be an integral part of that system or environment）（Hagerty, 1996, p. 236），其中個人投入

強調是情感的參與，並非只是時間或是資源的投入就會產生歸屬感。

再來，歸屬感對心理功能的影響，可以從生物與心理兩個層面做剖析。生物觀點認為動物若渴求建立、維持社會連結（social bonds），這有利於個體生存和繁衍。因為群體可以分享食物、共禦外敵、以及協助照顧後代，有助於增進個體的社會支持（social support）及生存機會（Aronson, 1995; Lewis, Al-Shawaf, Russell, & Buss, 2015; Tomasello, 2014）。心理觀點的歸屬感假說則建立在演化觀點之上（Baumeister & Leary, 1995），進一步提出歸屬感需求會產生與他人連結之動機（connection motivation），使人們展現出互動等社交行為（Leary, 2005; Rae & Lonborg, 2015），進而使人們建構一定數量及品質的社會連結以滿足此需求。在友誼方面的相關研究也發現，對於個體適應，好朋友關係的品質比起好友數量更重要（Hartup & Steven, 1997）。

根據幸福感的「目的理論」（telic theory）或「需求理論」（need theory），目標達成或需求滿足

是產生幸福感的重要來源（Diener, 1984; Klug & Maier, 2015; Unanue, Dittmar, Vignoles, &

Vansteenkiste, 2014; Weinstein & Stone, 2018）。研究也顯示，人際需求是普世的（universal），也與幸福感有相當程度的關連（Tay & Diener, 2011; Lekes, Guilbault, Philippe, & Houle, 2014）。現實生

活中密切的人際互動（簡稱「現實互動」）帶給關係雙方社會支持、陪伴，並知覺彼此間的關係在

情感上是穩定、相互關切的連結感（Marin & Ruiz, 2007），最直接對應的，便是歸屬感需求之滿足（Baumeister & Leary, 1995）。此外，現實互動也可能會帶來安全感（Wanless, 2016）或提升自尊

（Denissen, Penke, Schmitt, & Van Aken, 2008），亦現實互動也可能滿足安全與自尊需求，而產生幸

福感。綜上所述，因此，密切、頻繁的現實互動與幸福感應有正向的關連。從需求論的角度，現實互動主要是滿足了歸屬感需求，也可能同時滿足安全與自尊需求，進而對人們的幸福感帶來正面作用。二、現實互動與幸福感：關係品質之中介許多心理學研究會將互動產生的社會連結（social bonds）放在特定脈絡下做討論，從而產生對特定關係的描述，如本研究關注的友誼互動。心理學對友誼議題的研究早期著重在朋友數量（friendship quantity）的影響，到近期關心的則是朋友間的情感與親密程度，也就是「友誼關係品

質」（friendship quality）（Hartup & Steven, 1997; Nangle, Erdley, Newman, Mason, & Carpenter, 2003;

Lewis et al., 2015）。針對關係品質的概念，Gauze 等人（1996）提出關係品質可分為四個面向，包括：陪伴（companionship）、親密（closeness）、幫助（help）、安全（security）。過去的研究指出，

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相較於友誼數量，關係品質更能預測個體的發展適應（Bukowski, Hoza, & Boivin,1994; Parker & Asher, 1993）。此外，關係品質對人們一生發展十分重要，舉凡青少年的學業成就、成年人的工作滿意度等，均與關係品質息息相關（Hartup & Stevens, 1997）。

在個體的心理適應方面，本研究著重「主觀幸福感」（subjective well-being）。幸福感反映美好

生活不可或缺的一部分，其研究風潮與正向心理的興起有關。由於以往心理學比較關注負向經驗與負向情緒的減除，但減除負向經驗不等於擁有正向生活品質，故生成正向心理學的研究領域（Seligman & Csikszentmihalyi, 2000）。早期社會科學界多以社會經濟的外在標準（如教育程度、收入）代表幸福（Campbell, 1976），稱為「客觀幸福感」（objective well-being）；心理學者則多從

行動者的主觀角度切入，探討所謂的「主觀幸福感」。目前最廣為接受的主觀幸福感包含生活滿意

（life satisfaction）、正向情緒（positive affect）及負向情緒（negative affect）等三成分（陸洛，1998;

Diener, 1984; Diener, Suh, Lucas, & Smith, 1999）。事實上，幸福感本身不僅就是目的，也會帶來其他正向結果，如：好的工作表現、低的離職傾向、及較為長壽（Diener & Chan, 2011; Lyubomirsky, King, & Diener, 2005; Yang, Fan, Chen, Hsu, & Chien, 2018）。

那麼，關係品質在現實互動與幸福感之間，扮演的角色為何？首先，有好的人際關係品質，事實上，意味著歸屬感需求獲得滿足（Baumeister & Leary, 1995）。此外，安全需求與自尊需求也可能同時獲得滿足（Denissen et al., 2008; Wanless, 2016）。基本需求的滿足是幸福感的重要來源（Diener, 1984; Tay & Diener, 2011; Lekes et al., 2014; Weinstein & Stone, 2018）。不少研究已指出，關係品質與主觀幸福感具有正向關係，如：與他人有良好或和諧的關係有助提升幸福感（簡晉龍、李美枝與黃囇莉，2009；Ryff, 1989; Hartup, & Stevens, 1997; Tay & Diener, 2011）；從降低負向情緒來看，關係品質與寂寞呈現負相關（Wheeler, Reis, & Nezlek, 1983; Nangle, et al., 2003）。再來，研究也指出，現實生活中跟好朋友相處提升幸福感的內在機制可能是關係品質，關係品質是與朋友相處時間預測幸福感時的中介變項（Valkenburg & Peter, 2007）。換句話說，在現實生活中，朋友間的密切互動很可能藉由關係品質中介帶來主觀幸福感，現有文獻也指出這一路徑存在之可能並有文獻支持（Hartup & Steven, 1997; Valkenburg & Peter, 2007）。因此，本研究也預期，朋友間現實互動的情形可預測彼此間的關係品質，而朋友在現實中的互動又可透過關係品質對幸福感產生正向作用。三、臉書使用與主觀幸福感：臉書互動為關鍵近年社群網站的出現，伴隨手機上網功能的普及，網路的社交功能成為人們使用網路花費最多時間的功能，進而在社群網站上形成另一種人際互動形式。由於社群網站造成的改變非常顯著，引起各領域學者對這個人際互動平台的關注（Wilson et al., 2012）。雖然說臉書提供另一種互動的平台，但在臉書上的互動卻不一定是「虛擬的」。Lampe（2006）的研究就發現，臉書上的好友大多也是現實生活中有面對面機會的朋友。換句話說，社群網路跟現實生活的人際關係有相當大的程度重疊，而社群網路的使用儼然成為當代人們日常生活的一部分（黃厚銘，2000；嚴麗娟譯， 2017；Lampe et al., 2006）。在社群網站研究風潮下，不少學者關注在臉書使用對主觀幸福感帶來的影響。例如：Feinstein 等人（2013）發現，臉書使用時間越長，可預測情感性幸福感下降；Burke、Marlow 與 Lento（2010）發現，在臉書上與有著強社會連結（social ties）的人互動會提升幸福感；Verduyn 等人（2015）發現，被動使用（passive usage）會造成幸福感降低。也有研究探討臉書使用的其他影響，這些影響

跟幸福感也有間接關係。例如：臉書使用可預測社會資本（social capital）增加（Ellison et al., 2007），

臉書不當使用（maladaptive facebook use）會造成芻思（rumination）及負向情緒的增加（Kross et al., 2013），臉書主動使用會增加社會支持（social support）（Skopp et al., 2016）。

若要探討臉書使用與幸福感之關係，必須要先釐清其界定方式，才能作進一步推論。Frison

與Eggermont（2016）將臉書使用方式劃分為被動使用（passive facebook use）與主動使用（active

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使用指臉書使用者與其他用戶私下或是公開互動，對應於臉書私訊及塗鴉牆留言等功能（Frison & Eggermont, 2016; Verduyn et al., 2015; Verdury, Ybarra, Resibois, Joniodes, & Kross,, 2017）。另外，

Burke 等人（2010）將臉書的使用行為分三類，分別為組合溝通（composed communication received）、

點擊溝通（one-click communication received）、資訊瀏覽（broadcast communication viewed）。組合溝通指臉書使用者接收來自其他用戶組織的文字，內容有接收臉書的留言、私訊、動態發佈；點擊溝通指對特定好友按讚（likes）或是使用戳一下（pokes）的功能；資訊瀏覽指瀏覽其他用戶的簡介（profiles）、相片、接收資訊。

那麼，使用臉書可帶來或提升幸福感嗎？過去研究顯示臉書使用與幸福感之關係並不一致

（Rae & Lonborg, 2015; Frison & Eggermont, 2016; Hu et al., 2017; Verduyn et al., 2017），很可能是因

為臉書使用的界定方式不一之緣故。若進一步檢視則可發現，在各種臉書使用方式中，人們在臉

書上持續的「實質」互動（臉書互動）可能是有益於幸福感之關鍵因素（如Frison & Eggermont, 2016;

Verduyn et al., 2017）。進一步來說，「臉書互動」係指臉書使用者主動地透過臉書與好友有持續的

線上互動，主要是訊息的交流與溝通（如：透過臉書私訊互動、動態貼文的發布或回覆），而不只

是被動瀏覽、簡單按讚或被動接收訊息。過去研究也指出，若臉書使用僅涉及被動瀏覽、對發文點讚，對幸福感就不會有正面效果，甚至有負面效果（Feinstein et al., 2013; Verduyn et al., 2015, 2017）。在上述的「臉書互動」界定之下，強調的是朋友之間密切、實質的互動，而臉書（或其他線上平台）只不過是提供朋友互動的一個場域。由於本研究的臉書互動強調持續（密切）的實質互動，故概念上同時包括互動頻率與品質。

根據前面的討論，臉書互動對幸福感應有正面的效果，那麼，臉書互動與幸福感之間是否也由關係品質的中介？回到歸屬感假說，歸屬感是人類的基本需求之一，滿足基本需求有助提升幸

福感（Tay & Diener, 2011）。就歸屬感的滿足而言，關係的品質也比關係的數量來得更重要

（Baumeister & Leary, 1995）。如同現實生活中的友誼關係，在臉書的友誼脈絡中，「臉書互動」應該有助於維繫關係品質。過去研究也顯示，在臉書或社群網站上，關係品質對主觀幸福感的預測大多是正面的（Valkenburg & Peter, 2007; Verduyn et al., 2017），而「臉友」的人數則不是重要因素（Greitemeyer, Mügge, & Bollermann, 2014）。因此，本研究預期，臉書互動的情形可預測彼此間的關係品質，而臉書互動也可透過關係品質對幸福感產生正向作用。四、研究假設與架構：雙重互動與幸福感之模式綜合前述的討論，本研究旨在探討兩種不同脈絡下的互動方式，現實互動與線上互動（臉書互動）對主觀幸福感之可能作用，並提出關係品質做為兩種互動方式與幸福感之間的中介變項。雖然本研究最主要目的在探討臉書互動對幸福感的作用，由於現實生活與臉書世界中的朋友有相當大比例重疊，因此，有必要將現實生活中的朋友互動及其效果也考量進來。過去的文獻指出，從現實互動透過關係品質到幸福感之可能路徑，這樣的路徑也初步獲得支持（Hartup & Stevens, 1997; Valkenburg & Peter, 2007）。然而，這樣的研究並不多，其效果是否穩定，不得而知，故本研究再次檢驗此路徑成立之可能性。更進一步，除了再次檢驗此現實互動的路徑外，本研究以現實互動為基礎，探討增加臉書互動是否也對幸福感有正向作用，且其作用是否透過關係品質所中介。根據緒論的探討，本研究提出兩項中介的假設：假設一：「現實互動」透過「關係品質」預測「主觀幸福感」，亦即關係品質是現實互動與幸福感之中介變項。假設二：「臉書互動」透過「關係品質」預測「主觀幸福感」，亦即關係品質是臉書互動與幸福感之中介變項。

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188 教育心理學報為了解答上述問題與假設，並透過實徵資料做檢驗，本研究根據現實互動、臉書互動，關係品質、及主觀幸福感間的假設關係，提出了雙重互動到幸福感的路徑模式（見圖1）。模式中有四個潛在變項（latent variables），箭頭代表理論預測的方向，正負符號代表正向或負向的關係。模式中，關係品質是臉書互動與現實互動的依變項，也是幸福感的預測變項，扮演了臉書互動與現實互動預測幸福感的中介變項。此外，由於參與者的好友數量有相當的變異，而年齡可能與使用時間有關（林宗弘，2012），故在模式中控制好友數量與年齡的效果。綜言之，在現實生活中，人們透過面對面互動讓關係更好而提升主觀幸福感，然而，在控制了現實互動的效果後，虛擬空間脈絡下的臉書互動是否也能透過關係品質提升幸福感？若臉書互動真的能提升幸福感，其效果跟現實互動比較起來又會是如何呢？這些問題將在研究結果提供一些解答。

方法

一、研究參與者本研究以一般民眾為研究對象（含社會人士與學生），在臉書或是PTT 問卷版張貼線上問卷，最後收回 412 份問卷。由於研究對象鎖定在有臉書帳號（條件一）且至少有一位「同時是臉書也是現實生活中的朋友」（條件二），所以回收的問卷首先排除不符合上述條件者共 4 位；再者，根據條件二，本研究排除好友人數過多者（超過200 人）共 11 人；另外，排除不了解指導語的參與者共1 位（前幾項的排除題項，請見研究工具）。最後，排除可能有反應心向（包括有明顯趨中傾向或極端作答反應者、連續10 題回答同一個數字者；若有爭議則由研究人員討論取得共識）的樣本共16 位。故有效問卷共 380 份。整份問卷皆有必填的設定，故沒有漏答的題項。人口變項的分布如下：（1）性別：女性有 241 位（63.4%），男生有 136 位（35.8%），其他 3 位（0.08%）；（2）年齡：介於15 ~ 49 歲（M = 25.42，SD = 5.418）；（3）職業：學生佔 177 位（佔 46.6%），非學生 佔203 位（53.4%）；（4）教育程度：國中 2 人（0.5%）、高中職19 人（5%）、大專261 人（68.7%）、碩士94 人（24.7%）、博士 4 人（1.1%）；（5）填答時使用的裝置:智慧型手機 193 人（50.8%）、桌上型電腦（27.4%）、筆記型電腦 76 人（20%）、平板 7 人（1.8%）。＋＋＋現實互動臉書互動關係品質主觀幸福感圖1 雙重互動與主觀幸福感之路徑模式

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二、研究程序本研究採用網路問卷調查法，蒐集資料的時間在2017 下半年。正式施測前，先請研究生與大學生（共10 位）做小規模的預試，以修正語意不清的指導語或題項。正式施測時，採用線上問卷並將問卷連結發布在臉書以及PTT 的問卷版，邀請有意願者填寫。完成問卷大約需要 10 分鐘，完成者可參與禮券抽獎。詳細測量工具內容詳述如後。三、研究工具研究工具為線上問卷，問卷一開始有指導語說明研究目的、作答時間、及資料的保密等。在指導語後，為了確認參與者是否符合本研究要探討的對象，問卷會先詢問參與者是否有使用臉書（請參與者回答「是」或「否」），接著再詢問是否有符合以下條件的朋友：「在『最近三個月』以內在『日常生活』以及『臉書』都與您是朋友」（請參與者回答「是」或「否」，並填答有幾位）。然後，請參與者在後續的題組中若有提到朋友，都以符合上述條件的這群朋友來作答（會有一題詢問參與者是否了解這樣的作答方式）。接著請參與者填寫「現實互動量表」、「臉書互動量表」、「關係品質量表」、「主觀幸福感量表」，最後填寫人口變項（請見「研究參與者」一處，此處不贅述）。 （一）現實互動量表

本研究採用Valkenburg 與 Peter（2007）的做法，從 Buhrmester（1990）關係量表中的友誼分

量表取出三題，來測量現實生活中與朋友面對面互動的情形。作答前會請參與者想像現實生活（offline environment）中的朋友，並回答下列問題：（1）你多常和這些朋友（一位或一位以上）見面？（2）你多常和這些朋友（一位或一位以上）一起做事情？（3）你多常和這些朋友（一位或一位以上）出去玩樂？作答方式採李克特式（Likert type）九點量尺作答，從 1 分（從未）~ 9 分（一天好幾次）勾選自己的互動狀況。此量表在先前的研究有不錯的信度（Valkenburg & Peter, 2007），在本研究中的 Cronbach’s α 為 .88。

（二）臉書互動量表

本研究採用Valenzuela、Park 與 Kee（2009）的臉書使用強度問卷（Intensity of Facebook Group

use）共三題，來測量臉書上的朋友互動情形。為了符合本研究的研究目的及脈絡，對原量表的用詞做適度的修訂，基本結構與題型皆不變。以其中一題為例，「在社團的動態上留言」，本研究調

整為「在朋友的動態上留言」。參與者採用五點量尺（1 分~ 5 分）選擇符合自己情況的程度。此量

表過去有良好的Cronbach’s α（.82），而本研究中也具有可接受的信度（Cronbach’s α = .76）。

若將「現實互動」與「臉書互動量表」（共6 題）進行驗證性因素分析（confirmatory factor analysis,

CFA），可發現：測量模式具有理想的適配度，χ2_{（8，N = 380）= 21.72，p < .001；CFI = .988；NNFI}

= .977；RNI = .988；SRMR = .045；RMSEA = .067，因素負荷量介於 .66 ~ .95。此結果顯示現實互動與臉書互動量表具有理想的因素結構，也為效度提供證據。

（三）關係品質量表

本研究採用Gauze、Bukowski、Aquan-Assee 與 Sippola（1996）修訂的友誼品質量表（Friendship

Qualities Scale; Bukowski et al., 1994）版，來測量參與者知覺到的朋友關係品質，包含陪伴（companion）、支持（help）、安全（safe）、親密（close）等四個因素。Gauze 等人的英文版量表共19 題，本研究採用林慧姿（林慧姿，2004；林慧姿、程景琳，2006）翻譯與修訂的中文題目 14 題。各因素的題目數分別為陪伴3 題、支持 4 題、安全 3 題、親密 4 題。因為陪伴因素可能與朋友互動的概念有重疊，為避免變項重疊造成高估的相關，故在正式分析中捨去陪伴因素的 3 題，僅採用支持、安全、親密來反映友誼關係品質。研究參與者從1 分（從未如此）到 5 分（總是如此）選擇跟自己符合的狀況。而本研究三個分量表的Cronbach’s α 分別為 .81、.70、.80，總量表信度為 .90。

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針對支持、安全、及親密三個因素（共11 題）進行 CFA，發現：測量模式具有可接受的適配

度，χ2_{（41，N = 380）= 185.26，p < .001；CFI = .926；NNFI = .901；RNI = .926；SRMR = .052；}

RMSEA = .096，因素負荷量介於 .52 ~ .86。雖然 RMSEA 數值（.096）高於一般研究採用的 .06 ~ .08 以下之標準，但仍在 .10 以下，可視為中度適配（mediocre fit）；若 RMSEA 高於 .10，才視為不良適配（poor fit）或無法接受（Browne & Cudeck,1993）。此結果說明關係品質的三個因素具有可接受的因素結構。

（四）主觀幸福感量表

主觀幸福感的測量採用簡晉龍等人（2009）修訂的中文版主觀幸福量表，此量表由三個分量

表構成，分別為：（1）生活滿意度量表（Satisfaction With Life Scale, SWLS），此量表譯自 Diener、

Emmons、Larsen 與 Griffin（1985）的生活滿意度量表，共五題，作答方式為李克特 7 點量尺（1 = 非常不同意，7 =非常同意）。例題如：大致上，我目前生活都能夠接近我的理想。（2）正負向情緒

量表，此量表是從Diener, Smith & Fujita（1995）的情緒詞中選出五題正向情緒詞（例如：快樂、

喜悅）、五題負向情緒詞（例如：焦慮不安、傷心難過），共十個情緒詞彙構成量表。情緒量表請參與者回答在最近一個月是否常感受到這十項情緒，作答方式為李克特7 點量尺（1 =從來沒有，7 =總是如此），負向情緒題則採反向計分。過去研究顯示，透過因素分析，這 15 題可依照理論區分為生活滿意度、正向情緒和負向情緒三個因素（簡晉龍等人，2009；Yang et al., 2018），其 α 係數介於為 .78 ~ .90 之間。本研究各分量表信度為 .88、.90、.86，與過去研究相當。針對主觀幸福感量表進行CFA，發現：測量模式具有良好的適配度，χ2_{（87，N = 380）= 244.84，}

p < .001；CFI = .958；NNFI = .949；RNI = .958；SRMR = .058；RMSEA = .069，因素負荷量介於 .54 ~ .92。此結果說明主觀幸福感量表具有良好因素結構，符合過去研究的因素結構（簡晉龍等人， 2009；Yang et al., 2018）。四、資料分析在資料分析之前，排除回答在近三個月期間互動好友超過 200 位的樣本。在問卷作答前，為符合研究目的，要求參與者作答的思考對象鎖定為「『最近三個月』以內在『日常生活』以及『臉書』都與您是朋友」，並填答符合上述條件的朋友有幾位。然而，檢視回答的人數分布情形，發現在 200 人以後開始呈現極端的數量（例如：填答 3500 人）。因此，回答在近三個月期間互動好友超過200 位的樣本，將被視為錯誤理解指導語（如：解讀成調查臉書好友人數），而不納入分析。在相關分析的部分，採用皮爾森積差相關為統計方法，統計軟體採以SPSS 20。在主要分析（模

式的相關檢定）的部分，採用結構方程式模型（structural equation modeling）之「潛在變項路徑分

析」（path analysis with latent variables），以檢驗該模式（見圖 1）的適配情形，並估計各條路徑之

係數，統計軟體採用LISREL 8.7，並兼採 AMOS 21 版做相互確認及拔靴法（bootstrapping method）。

其中，潛在變項的關係品質與主觀幸福感，因為組成的因素有文獻支持，所以用各分量表的加總分數做為觀察變項；潛在變項的現實互動與臉書互動，則是用量表的題目作為觀察變項。

在模式評鑑方面，採Hair 等人（2010）提出的幾項適配度指標為標準，包括（括號內為理想

值）：Comparative-Fit Index（CFI > .92）、Non-Normed Fit Index（NNFI > .92）、Relative Noncentrality

Index（RNI > .92）、Root Mean Square Error of Approximation（RMSEA < .07）、Standardized Root Mean

Square Residual（SRMR < .08），並列出卡方值（χ2_{）做參考。各項參數值與標準誤是否在合理範}

圍，亦即是否有違犯估計值（offending estimates），也是模式評鑑考量，包括：誤差變異數應為正

值、標準化係數絕對值應小於1、及參數標準誤不應過大（Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010）。

本研究也計算潛在變項之「組合信度」（composite reliability，應達 .60 以上）與「變異數平均解釋

量」（average variance extracted，應達 .50 以上），做為潛在變項的建構效度（construct validity）之

證據（Hair et al., 2010）。

另外，為了檢驗關係品質的中介效果，除了透過Sobel test 檢定中介效果的顯著性，鑑於拔靴

(9)

介效果的偏差校正（bias-corrected）95%信賴區間（95% C.I.）。若該信賴區間未包含 0，表示該項中介效果達顯著水準（Cheung & Lau, 2008）。

結果

結果包括兩個部分。第一部分，檢驗研究參與者在現實互動、臉書互動、關係品質以及主觀幸福感的相關分析；第二部分，以結構方程式模型的統計方法，檢驗本研究提出的路徑模式，並進行中介效果檢定及模式比較。一、簡單相關分析本研究先計算所有變項間的皮爾森積差相關，對各變項間的關聯強度與方向有整體性的了解，分析結果如表1 所示。首先，各個潛在變項（現實互動、臉書互動、關係品質、主觀幸福感）下的觀察變項間，均有中高程度的相關，支持這些觀察變項背後，具有各自的共同因素存在。包括：現實互動下的題目，彼此相關介於 .65 ~ .89（all ps < .001）；臉書互動下的題目，彼此相關介於 .45 ~ .52（all ps < .001）；關係品質下的觀察變項，彼此相關介於 .60 ~ .79（all ps < .001）；幸福感下的觀察變項，彼此相關介於 .42 ~ .66（all ps < .001）。接著，檢視表 1 中，現實互動、臉書互動、關係品質、主觀幸福感之相關。結果發現：現實互動與臉書互動均與關係品質有顯著相關， 包括：現實互動與關係品質有正相關（r = .29，p < .001），臉書互動與關係品質也有正相關（r = .21， p < .001）。兩種互動形式也與主觀幸福感有顯著相關，包括：現實互動與主觀幸福感有正相關（r = .22，p < .001），臉書互動與主觀幸福感也有正相關（r = .18，p < .001）。最後，關係品質與主觀 幸福感也有顯著正相關（r = .29，p < .001）。整體而言，本研究的幾個主要變項，包括現實互動、 臉書互動、關係品質、主觀幸福感，彼此之間有顯著的關聯，且關係的方向與研究架構（圖1）的預期一致。接著，這些變項之間整體的路徑關係將以SEM 進行更深入的分析與檢驗。二、雙重互動與幸福感之模型檢定本研究以SEM 的統計技術對提出的假設架構（見圖 1）進行潛在變項路徑分析。首先，先檢視該模式是否適配，接著再檢驗各路徑的結構係數，逐一檢驗各項假設是否成立。 （一）整體模式品質 整體適配度而言，此模式適配度均符合理想標準，指標數值範圍，如下：χ2_{（66，N = 380）=}

153.683，p < .001；CFI = .960；NNFI = .945；RNI = .960；SRMR = .0605；RMSEA = .059，符合 Hair 等人（2010）對適配指標標準之建議。各項參數估計值及標準差，各項數值均在合理範圍（見圖2）。進一步檢視，各觀測變項的因素負荷量（標準化係數）介於 .50 ~ .97，皆達顯著且沒有超出 1.00 者；所有標準化誤差變異數介於 .06 ~ .75，沒有出現負值；估計值的標準誤介於 .001 ~ .138，沒有出現過大的情形。接著，檢視各潛在變項之組合信度與變異數平均解釋量（見表 2），發現組合信度介於 .75 ~ .90 之間，變異數平均解釋量介於 .50 ~ .76 之間，顯示潛在變項具有良好 的建構效度。

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19 2 教育心理學報表 1 各變項間的相關係數及其平均數與標準差變項 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 0 1. 現實互動－ 0 2. 現實 1 .9 5** － 0 3 現實 2 .94* * . 89* * － 0 4. 現實 3 .83* * . 66* * .65* * － 0 5. 臉書互動 .16* * . 13* * .12* * .20* * － 0 6. 臉書 1 .19* * . 16* * .13* * .24* * .80* * － 0 7. 臉書 2 .0 7 ** .0 4 ** .0 4 ** .1 1* * .80* * .45* * － 0 8. 臉書 3 .14* * . 11* * .12* * .15* * .86* * .52* * .51* * － 0 9. 關係品質 .29* * . 25* * .27* * .28* * .21* * .26* * .05 ** .2 0** － 10. 安全 .27* * . 22* * .24* * .28* * .24* * .25* * .13* * .21* * . 82* * － 11 . 幫助 .30* * . 28* * .28* * .26* * .13* * .20* * -. 02 ** .13* * . 91* * .60* * － 12. 親密 .19* * . 15* * .18* * .20* * .20* * .24* * .04 ** .19* * . 92* * .63* * .79* * － 13. 幸福感 .22* * . 18* * .19* * .24* * .18* * .18* * .14* * .13* * . 29* * .29* * .26* * .22* * － 14. 生活滿意 .19* * . 14* * .17* * .21* * .16* * .12* * .15* * .13* * . 20* * .25* * .14* * .14* * .86* * － 15. 正向情緒 .25* * . 21* * .21* * .28* * .17* * .20* * .1 1* * .1 1* * . 38* * .35* * .35* * .32* * .87* * .66* * － 16. 負面情緒 .1 0** .0 9 ** .0 9 ** .10* * .1 1* * .12* * .0 8 ** .0 7 ** . 13* * .10* * .16* * .09 ** .74* * .42* * .48* * － 17. 年齡 -. 19 ** -. 18 ** -. 19 ** -. 16 ** .16* * .06 ** .25* * .10* * -. 23 ** -. 18 ** -. 22 ** -. 20 ** -. 09 ** -.04 ** -. 14 ** -. 04 － 18. 好友人數 .20* * . 18* * .20* * .15* * .02 ** -.00 ** .0 2 ** .0 3 ** .0 7 ** .0 5 ** .0 8 ** .0 5 ** .0 8 ** .0 4 ** .0 8 ** .0 9 -.0 5 －平均數 13. 65 ** 4. 96 ** 4. 68 ** 4. 00 ** 2. 60 ** 3. 02 ** 2. 51 ** 2. 29 ** 3. 80 ** 3. 45 ** 3. 90 ** 3. 98 ** 4. 52 ** 4. 17 ** 4. 50 ** 4. 89 25. 42 21. 23 標準差 5. 65 ** 2. 21 ** 2. 20 ** 1. 78 ** 0. 80 ** 0. 90 ** 0. 91 ** 1. 12 ** 0. 62 ** 0. 76 ** 0. 69 ** 0. 66 ** 0. 86 ** 1. 13 ** 1. 04 ** 0. 94 5. 42 32. 97 註：現實 1 ~ 現實 3 為「現實互動」之測量題目，臉書 1 ~ 臉書 3 為「臉書互動」之測量題目。 *p < .05. ** p < .01.

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表2 潛在變項之組合信度與變異數平均解釋量 潛在變項 組合信度 變異數平均解釋量 現實互動 .90 .76 臉書互動 .75 .50 關係品質 .87 .68 主觀幸福感 .78 .55 註：組合信度需達 .60 以上，變異數平均解釋量均達 .50 以上。然而，圖2 的正向情緒之因素負荷量達 .97，應進一步澄清。雖然該係數未超過 1 且誤差變異數為正值（.06），但高負荷量（如高於 .95）、低誤差變異數，有可能反映背後資料結構的問題（如

Heywood cases）。為了排除此疑慮，本研究採用Savalei 與 Kolenikov（2008）的建議（詳見該文）。

首先，將正向情緒的誤差變異固定（fix）為 0，得到一模式 M0及其卡方值T0，再跟誤差變異數「未受限制」（unconstrained）之模式（Mu，即圖2 之模式）及其卡方值 Tu做差異檢定。另外，也將正向情緒的誤差變異數「限制」（constrain）為大於 0，得到一模式 Mc及其卡方值Tc，再跟M0的卡方值T0做差異檢定。結果發現：M0、Mu、Mc的卡方值分別為154.007（T0）、153.449（Tu）、153.449（Tc），all ps < .001； 卡方差異檢定顯示，M0和Mu的卡方差異為0.558，未達顯著（p = .455）；M0和Mc的卡方差異也（剛好）是0.558，未達顯著（p = .455）。這樣的結果表示，表示正向情緒的誤差變異數可視為 0 或非常接近0，但不是負值。另一方面來說，這也表示正向情緒是主觀幸福感的重要指標。而現有文獻也都發現，在主觀幸福感的潛在變項下，以正向情緒具有最高的負荷量，但未有違犯估計之情形（如簡晉龍等人，2009；Yang et al., 2018）。因此，上述結果應可排除背後資料結構有問題之疑慮。整體而言，本研究之路徑模式為一理想模式，測量模式品質亦屬理想。接著，進一步檢視其結構路徑係數，並進行中介假設之檢定及模式比較。 （二）路徑係數考驗 確立模型整體品質後，接著檢視潛在變項之關係及各條路徑係數方向與顯著性（見圖 2）。首 先，現實互動與臉書互動有正相關（r = .16，p = .009），顯示人們與朋友的現實互動愈緊密，其與臉書好友的互動也愈密切，但兩種互動方式的正相關不算強，因此，人們與朋友在現實互動情形，僅能有限地反映他們在臉書上的互動情形。此結果與過去研究發現一致，也說明現實互動與臉書互動可做一定程度的區別，例如：「花時間與朋友相處」跟「花時間使用即時通訊」的相關（r = .16，

(12)

194 教育心理學報接著，檢視兩種互動方式對關係品質之路徑，可發現：現實互動對關係品質有顯著的正向效果（β = .20，p < .001），且臉書互動對關係品質有顯著的正向效果（β = .26，p < .001）。這顯示朋友間實際的面對面互動愈多，關係品質也愈好；更重要地，在控制了現實互動的效果後，朋友間的臉書互動（例如主動傳訊息、回覆訊息）愈多，對關係品質也具有提升作用。最後，檢視關係品質對幸福感之路徑，可發現：關係品質對幸福感有顯著的正向效果（β = .39，p < .001），顯示關係品質愈好，幸福感也愈高。就現實互動而言，以上的結果與過去研究結果是一致的（Ryff, 1989; Hartup & Stevens, 1997; Valkenburg & Peter, 2007）。

現實互動臉書互動關係品質主觀現實 1 現實 2 現實 3 臉書 1 臉書 2 臉書 3 安全支持親密生活滿意 _正向情緒負向情緒 .10 .12 .51 .53 .56 .43 .50 .23 .22 .53 .06 .75 .82 .83 .95 .94 .70 .69 .67 .76 .71 .88 .88 .69 .97 .50 .16** .20*** .26*** .39*** 圖2 雙重互動與主觀幸福感之路徑模式及其標準化係數註：本模式含年齡與好友人數等控制變項，為簡潔起見而省略之。所有因素負荷量均達 .001 顯著水準。 *p < .05. **p < .01. ***p < .001.

(13)

過去研究探討線上或臉書互動的效果時，並未將現實的關係互動納入考量。本研究在控制現實互動後，仍發現到臉書互動對關係品質的直接效果。此外，過去研究亦未探討臉書互動對幸福感的中介機制，此為本研究之重點。因此，要進一步追問的是，現實和臉書兩種互動方式，是否皆可透過關係品質對幸福感產生效果？亦即關係品質是否為兩種互動方式與幸福感之中介變項？以下進行中介效果檢定。 （三）關係品質中介效果檢定 本研究提出兩項中介效果的假設，以下除了透過Sobel test 檢定中介效果之顯著性外，也採拔

靴法計算中介效果的偏差校正95% C.I.（Cheung & Lau, 2008）。首先，從現實互動到主觀幸福感，

是否透過關係品質做為中介？從Sobel test 的結果來看，現實互動透過關係品質對幸福感有正向的間接效果（現實互動關係品質幸福感：β = .08，z = 5.73，p < .001）；拔靴法的結果顯示，95% C.I.介於 .03 ~ .14，未包含 0，也支持假設 1：「現實互動透過關係品質提升主觀幸福感」。這顯示，與朋友間現實的面對面互動愈多，不但會有較好的關係品質，其關係品質會進一步帶來幸福感。再來，從臉書互動到主觀幸福感，是否透過關係品質做為中介？Sobel test 的結果顯示，臉書互動透過關係品質對幸福感有正向的間接效果（臉書互動關係品質幸福感：β = .10，z = 3.34， p < .001）；拔靴法的結果顯示，95%信賴區間介於 .05 ~ .17，未包含 0，支持假設 2：「臉書互動透過關係品質提升主觀幸福感」。這顯示，與朋友間在臉書上的互動愈多，不但會有較好的關係品質，其關係品質會進一步帶來幸福感。然而，圖2 模式（Mu）並未估計兩種互動對幸福感的直接效果，若加入兩條直接效果，上述中介效果是否仍存在？在圖2 模式增加兩條直接效果的路徑後，該模式（部分中介模式，Mp）的

適配度為：χ_{（64，N = 380）= 143.867，p < .001；CFI = .964；NNFI = .949；RNI = .964；SRMR = .051；}2

RMSEA = .057。雖然卡方差異（△χ2_{）經常被用來作模式比較，然而△χ}2_{容易因樣本數而過度敏}

感，故此處主要採△CFI 作為模式比較之判準，若│△CFI│大於 .01 則視為有顯著差異（Cheung

& Rensvold, 2002）。雖然 Mu和Mp的卡方差異達顯著（△χ2 = 9.582，△df = 2，p < .01），但△CFI

並未達到大於 .01（│△CFI│= .004）。整體來說，Mp適配度有微幅增加，但兩模式差距不是很明

顯。

值得留意的，增加兩項直接效果後，原本的兩項中介路徑仍然顯著。首先，「現實互動關係

品質幸福感」有正向的間接效果（Sobel test：β = .06，z = 2.69，p < .01）；拔靴法的 95% C.I.介

於 .02 ~ .12，未包含 0。再者，「臉書互動關係品質幸福感」也有正向的間接效果（Sobel test： β = .08，z = 3.05，p < .01）；拔靴法的 95%信賴區間介於 .04 ~ .14，未包含 0。以上結果顯示，兩 項中介效果相當穩定，不因為加入直接效果而不顯著。雖然Mp（加入兩項直接效果）可微幅提升模式適配度，但前後兩模式的差距並不大，兩項直接效果增加的解釋量也有限（2.3%），且 Mp也犧牲了模式簡約性，權衡之下，研究者仍以Mu（圖2）做主要結果說明。總結上述，現實互動及臉書互動皆可以透過關係品質來增加幸福感。然而，就標準化係數的數值來看，臉書互動對關係品質的效果（.26），似乎大於現實互動的效果（.20），這是否意味臉書互動相較於現實互動對關係品質有較大的作用？接下來，將透過模式比較檢驗兩者的標準化係數是否有顯著差異。 （四）兩種互動效果之比較 為了檢定現實互動與臉書互動對關係品質的效果之差異，本研究以圖2 的模式（Mu）為基礎，將現實互動到關係品質的路徑（路徑 A）與臉書互動到關係品質的路徑（路徑 B）設定為恆等（equal），檢驗此模式（Me）的適配度，並進行模式Mu與模式 Me之比較。由於此處關注在標準化效果之比較，先將潛在變項的變異數設定為 1，再進行模式檢定。若 Mu與Me的適配度無顯著差異，則路徑A 與路徑 B 可視為恆等；若兩模式的適配度有顯著差異，則路徑 A 與路徑 B 視為不恆等。模式Me的分析結果發現，該模式的適配度均符合理想標準，各指標數值範圍，如下：χ2（67,

N = 380）= 154.143，p < .001；CFI = .960；NNFI = .946；RNI = .960；SRMR = .061；RMSEA = .059

（見表3）。各項參數估計值及標準差，各項數值均在合理範圍，未有違犯估計之情形。接著，進

行Mu與Me的適配度比較，可發現兩個模式在CFI、NNFI、RNI、RMSEA、SRMR 等適配度均相

(14)

這顯示，Mu與Me的適配度無顯著差異，因此，路徑A 與路徑 B 可視為恆等。亦即，現實互動與

臉書互動對關係品質的標準化效果可視為相等。

表3 路徑係數恆等性的模式適配度與模式比較

模式 適配度指標

χ2_CFI_NNFI_RNI_RMSEA_SRMR _ᇞχ2 _ᇞCFI

Mu 153.638（df = 66） .960 .945 .960 .059 .061 0.505 .00 Me 154.143（df = 67） .960 .946 .960 .059 .061 註：模式Mu未將現實互動與臉書互動到關係品質之路徑做恆等性設定，模式Me則將兩條路徑做恆等性設定。

討論

幸福感是這個時代的一門顯學。經過長久的研究，在在顯示「關係」是幸福感的重要來源（簡晉龍等人，2009；Ryff, 1989; Hartup & Stevens, 1997; Tay & Diener, 2011 ;Waldinger, 2015）。社群網站（如臉書）的出現，提供了一種線上的、非直接面對面的互動平台。近年來，不少研究都在探究臉書使用對幸福感的影響（Kalpidou et al., 2011; Rae & Lonborg, 2015; Verduyn et al., 2015, 2017; Hu et al., 2017）。有感於臉書對生活影響甚鉅，以及學術上的臉書悖論，本研究嘗試探討臉書使用如何可能帶來幸福感。由於現實生活與臉書情境的人際有相當程度重疊，本研究提出雙重互動方式到主觀幸福感的路徑模型，欲瞭解在既有的現實朋友互動情況下，臉書的好友互動對幸福感的作用及其中介機制。首先，現實生活中的友誼互動確實可透過關係品質帶來幸福，此結果與過去研究發現一致。更重要地，在既有的現實互動基礎上，臉書上的好友互動亦可對關係品質有正面作用，進而在既有的基礎上帶來更多幸福感。此外，臉書互動帶來的效果，與現實互動的效果相當，說明在現今社會中，臉書互動對關係品質與、進而對幸福感的重要性。一、臉書悖論的部分澄清與解答過去臉書使用的研究顯示「臉書悖論」之現象，也就是臉書使用對使用者的適應可能有利或有害。實際上，在近年臉書的相關研究，都有提出某些特定的臉書使用方式分類。例如，有研究是依照臉書上面的工具功能（如：按讚、動態、訊息功能）來區分臉書使用方式（Burke et al., 2010），也有研究是依據臉書使用者的行為（如：主動使用、被動使用）來界定臉書使用方式（Frison & Eggermont, 2016; Verduyn et al., 2015, 2017)，更有人從動機來區分臉書使用（Rae & Lonborg, 2015）。綜觀前述的各種臉書使用方式，或多或少都涉及人際互動。本研究則參照現實人際互動的理論與原則，指出具有互動性的臉書使用方式（本文稱為「臉書互動」）對個人的心理適應（幸福感）有正面的助益。本研究結果也確實發現，臉書互動可以透過關係品質的提升，進而帶來幸福感。透過這樣的結果，本研究可對臉書悖論提供部分的釐清與解答。也就是說，本研究指出了一種具有正面適應性的臉書使用方式。然而，臉書的使用方式，不論是適應性或非適應性的，可能不只有一種，而本研究僅考慮了一種具適應性的使用方式。研究者建議，未來可以加入其他適應或非適應性的臉書使用方式（例如：僅瀏覽好友的動態），一併探討臉書對個體適應或幸福感的影響。

(15)

二、社會變遷下的人際互動與幸福感

隨著科技發展，網路已成為人們不可或缺的一部份；近年來，社群網站的興起，更對人們的生活適應（如幸福感）形成莫大衝擊。在人際方面，現代人常隔著螢幕用網絡溝通，減少面對面的交流互動，對人際互動的形式、以及學習方式（Chien, 2019; Hong, Hwang, Tai, & Lin, 2019; Jou Lin, & Taai, 2016）產生前所未見的改變。以本研究探討的臉書為例，不少民眾或媒體報導對臉書的影響抱持負面觀感，然而，過去研究指出了臉書使用可能有或正或負面的影響（Rae & Lonborg, 2015; Frison & Eggermont, 2016; Hu et al., 2017; Verduyn et al., 2017），因此，臉書的好壞應該還是端看如何使用而定。以本研究結果來說，具有互動性的臉書使用方式，不但可增加關係品質，還可藉由關係品質帶來幸福感。同時，本研究也探討了現實友誼互動經由關係品質帶來幸福感之路徑。若將臉書互動與現實互動相對照，可發現：不管是現實互動或臉書互動脈絡，人際互動對幸福感產生的效果，都是透過同樣的心理機制在作用。進一步來說，本研究假定人都有歸屬感的動機與需求，當人們透過現實或線上的雙向互動交流而帶來較佳的關係品質時，也意味著歸屬感需求獲得滿足（Baumeister & Leary, 1995），同時安全與自尊需求也可能獲得滿足（Denissen et al., 2008;

Wanless, 2016），基本需求滿足讓人們有較多的幸福感（Diener, 1984; Klug & Maier, 2015; Unanue et

al., 2014; Weinstein & Stone, 2018）。因此，即便在快速的社會變遷之下，人們互動的「介面」有了不同面貌，但人際互動如何對幸福感產生正面作用，背後的基本原理與機制可能並無太大差別。由此引伸之，即便在社會變遷之下，人們遇上新科技產生的各種新的心理現象與行為，或許都可透過既有的心理學理論與原則來加以理解。只不過，研究者必須透析變遷下的各種浮現的表象，才能對各種新的現象有透徹的掌握（陳重亨譯，2015；嚴麗娟譯，2017）。三、實務應用上的啟發與建議本研究不但對臉書悖論提供部分解答，更說明了：人際互動與幸福感之關係，不論在現實互動或臉書互動的脈絡下，皆依循同樣的路徑與機制。雖然本研究為橫斷式的設計，在因果推論有所保留，但本研究的人際互動到幸福之路徑均有文獻或理論支持，因此對實務應用仍可提供一些啟發。研究者認為，臉書做為一種線上互動平台，人們應該要善用臉書，而不是為臉書所控制。若人們希望透過使用臉書來提升幸福感，或許可將臉書當作一種人際互動工具，同時應該採取主動且具有互動性的使用方式，讓自己與好友在臉書上有密切的交流。這將有助於彼此的關係品質維繫與提升，進而產生幸福感。然而，要提醒的是，本研究探討的互動對象是「同時在現實與臉書都是朋友」的對象，或許線上/臉書互動的效果需要在一定的現實互動基礎上，才能彰顯。因此，本研究的結果能否延伸到「純粹的臉友」（指現實中不會有互動，僅在臉書上為好友的對象），有待進一步探討。此外，雖然本研究發現密切的線上互動有助關係提升，但線上互動的訊息具有非線性（nonlinearity）（張維安，2002）的溝通特性，值得留意。也就是說，線上對話並不如現實對話般完整，往往容易因為快速呈現片段的句子，造成文意或是回話對象的混淆，造成互動上無效甚至誤會。如何避免此種「不良」的線上溝通，或是，此種不良溝通將會對關係及幸福感帶來何種影響，亦值得進一步探究。四、研究限制與未來方向本研究仍有一些待解答的疑問與限制，值得後續研究繼續探討或改進。首先，不同社群網站可能有差異。社群網站會因為建立的目的不同，使得互動的性質差別很大，例如：某些約會網站，其註冊者的建立親密關係的期望十分強烈。因此，臉書做出來的研究結果是否能推論到其他的社群網站還需要進一步驗證（Wilson et al., 2012）。再來，不同的互動脈絡可能也有差別。本研究探

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198 教育心理學報討的是在臉書上，與原本就是現實生活好友的互動。若互動是發生在特殊的脈絡，例如：工作群組，高互動頻率是否也會產生類似的效果？最後，由於本研究的樣本年齡大致上落在20 幾歲，範圍15 ~ 49 歲，產生的問題除了參與者集中在二、三十歲，還有其中並沒有 50 歲以上的參與者。近年來，高齡者使用社群網站或通訊軟體者愈來愈多，針對這群高齡者，是否也能得到與本研究相同之結論，有待後續探討。五、結論雖然科技的快速變遷表面上改變我們的生活、造成許多新的挑戰。然而，從人類的基本慾望來看卻也沒有甚麼不同（嚴麗娟譯，2017），正如本研究的發現，若能妥善地使用臉書，的確能對關係產生助益，並提升幸福感。本研究所呈現的結果希望能夠為臉書使用者提供一些有用的方向，藉由深入了解臉書使用產生正面效果的機制，才能使我們重新掌握這項工具、創造更美好的生活。

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收稿日期：2019 年 01 月 08 日一稿修訂日期：2019 年 01 月 10 日二稿修訂日期：2019 年 03 月 07 日三稿修訂日期：2019 年 04 月 17 日接受刊登日期：2019 年 04 月 18 日