第四章 研究結果
第三節 多元階層迴歸分析結果
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加的 F 和 R 平方達到顯著，可以表示緩衝作用存在，階層迴歸分析結果詳 見表 4-3-1、表 4-3-2 及表 4-3-3，分述如下:
1. 經由迴歸分析發現，階層二(F=3.686，p=0.000，﹤0.05)、階層三(F=3.608， p=0.000，﹤0.05)達到顯著，表示階層二、階層三內應各至少有一個變 項能解釋依變項憂鬱情緒的變異。階層二(F改變=8.265，p=0.000，﹤0.05) 達顯著，可以解釋22.7%( R平方 =0.227)的依變項(憂鬱情緒)的變異，
以階層二調整後的R平方=0.166，表示解釋力為16.6%；而階層三(F改 變=2.794，p=0.043，﹤0.05)達到顯著，可以解釋27.2%( R平方 =0.272) 的依變項(憂鬱情緒)變異，調整後的 R 平方=0.197，表示解釋力為 19.7%；整個模式對憂鬱情緒具有(0.166+0.197=0.363) 36.3%的解釋力。
2. 在第三階段迴歸分析中達顯著的變項為收入(p=0.029，<0.05)、社會支持 (p=0.001，<0.05)、ADL 功能(p=0.039，<0.05)、IADL 功能(p=0.015，
<0.05)、共病指數(p=0.000，<0.05)，此結果驗證了研究假設一的直接效 果，即在控制其他變項下，ADL失能程度、共病指數程度越高，憂鬱情 緒程度越高，也可以說越失能越憂鬱。
3. 第三階段迴歸分析中交互IADL變項達到正向顯著(p=0.016，<0.05)，此 結果無法驗證研究假設二的緩衝效果，即在控制其他變項下，社會支持 無法緩衝失能壓力源對憂鬱情緒感受的負向衝擊；IADL 失能程度
(Beta=0.339)與憂鬱情緒情形為顯著正向關係，因此IADL功能越佳，憂
鬱情緒越嚴重，IADL 功能程度每增加 1 單位，憂鬱情緒就增加 0.339 個單位，增加為10 單位，憂鬱情緒增加3.39單位。
就上述結果而言，我們可以得知失能壓力源與社會支持對憂鬱情緒有直接作 用，日常生活功能越差、慢性病越多的長者越憂鬱，但工具性日常生活功能 越佳的長者也越憂鬱，社會支持越高有直接減輕憂鬱情緒的效果，也對工具 性日常生活功能較佳的長者憂鬱情緒有緩衝的作用。
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表4-3-1階層迴歸Anovaa
Anovaa
模式 平方和 df 平均平方和 F 顯著性
1
迴歸 78.545 7 11.221 .888 .518b
殘差 1794.228 142 12.635
總數 1872.773 149
2
迴歸 425.322 11 38.666 3.686 .000c
殘差 1447.451 138 10.489
總數 1872.773 149
3
迴歸 509.945 14 36.425 3.608 .000d
殘差 1362.828 135 10.095
總數 1872.773 149
a. 依變數: 憂鬱情緒
b. 預測變數:(常數), 收入分組, 有無伴侶分組, 性別, 有無宗教分組, 獨居時間, 年齡, 有無子女 c. 預測變數:(常數), 收入分組, 有無伴侶分組, 性別, 有無宗教分組, 獨居時間, 年齡, 有無子女, 四種支持加總, 共病指數, 巴氏量表, IADL加總
d. 預測變數:(常數), 收入分組, 有無伴侶分組, 性別, 有無宗教分組, 獨居時間, 年齡, 有無子女, 四種支持加總, 共病指數, 巴氏量表, IADL加總, 交互ADL, 交互共病, 交互IADL
表4-3-2 階層迴歸模式摘要
模式摘要 模式 R R 平
方
調過後的 R 平方
估計的標 準誤
變更統計量
R 平方改
變量
F 改變 df1 df2 顯著性F 改變
1 .205a .042 -.005 3.555 .042 .888 7 142 .518
2 .477b .227 .166 3.239 .185 8.265 4 138 .000
3 .522c .272 .197 3.177 .045 2.794 3 135 .043
a. 預測變數:(常數), 收入分組, 有無伴侶分組, 性別, 有無宗教分組, 獨居時間, 年齡, 有無子女 b. 預測變數:(常數), 收入分組, 有無伴侶分組, 性別, 有無宗教分組, 獨居時間, 年齡, 有無子女, 四種 支持加總, 共病指數, 巴氏量表, IADL加總
c. 預測變數:(常數), 收入分組, 有無伴侶分組, 性別, 有無宗教分組, 獨居時間, 年齡, 有無子女, 四種 支持加總, 共病指數, 巴氏量表, IADL加總, 交互ADL, 交互共病, 交互IADL
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表4-3-3階層迴歸係數
係數a
模式 未標準化係數 標準化
係數
t 顯著性 共線性統計量 B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 允差 VIF
1
(常數) 3.170 3.478 .912 .364
性別 .200 .661 .027 .303 .762 .819 1.222
年齡 .027 .041 .056 .650 .517 .898 1.114
獨居時間 .020 .018 .097 1.098 .274 .873 1.146 有無伴侶分組 -.588 .660 -.080 -.890 .375 .832 1.201 有無宗教分組 -.625 .649 -.082 -.962 .338 .940 1.064 有無子女 -.133 .740 -.017 -.180 .857 .775 1.290 收入分組 -1.080 .707 -.128 -1.526 .129 .960 1.041
2
(常數) 9.554 4.301 2.221 .028
性別 -.650 .624 -.089 -1.042 .299 .763 1.310
年齡 .005 .039 .010 .123 .902 .809 1.235
獨居時間 .018 .017 .086 1.068 .287 .865 1.157 有無伴侶分組 -.400 .603 -.055 -.663 .508 .827 1.209 有無宗教分組 -.897 .595 -.117 -1.508 .134 .928 1.077 有無子女 .214 .679 .027 .315 .753 .764 1.310 收入分組 -1.345 .655 -.159 -2.052 .042 .929 1.077 巴氏量表 -.048 .030 -.180 -1.577 .117 .431 2.322 共病指數 1.015 .269 .312 3.771 .000 .820 1.220
IADL加總 2.489 1.879 .152 1.325 .187 .426 2.346
四種支持加總 -.053 .016 -.263 -3.306 .001 .882 1.133
3
(常數) 7.639 4.293 1.779 .077
性別 -.445 .621 -.061 -.717 .475 .741 1.349
年齡 .017 .040 .036 .425 .672 .760 1.316
獨居時間 .015 .017 .072 .906 .366 .856 1.169 有無伴侶分組 -.811 .612 -.111 -1.325 .187 .774 1.293 有無宗教分組 -.895 .590 -.117 -1.516 .132 .908 1.101 有無子女 .500 .679 .063 .737 .462 .735 1.360 收入分組 -1.439 .651 -.171 -2.212 .029 .907 1.103 巴氏量表 -.066 .032 -.249 -2.089 .039 .380 2.631
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共病指數 .973 .267 .299 3.653 .000 .804 1.244
IADL加總 5.374 2.176 .328 2.470 .015 .306 3.269
四種支持加總 -.055 .016 -.274 -3.457 .001 .855 1.169 交互共病 .004 .017 .023 .251 .802 .630 1.588 交互ADL -.001 .002 -.115 -.854 .394 .298 3.351 交互IADL .328 .135 .339 2.434 .016 .277 3.608 a. 依變數: 憂鬱情緒
二、送餐、共餐兩組社會支持的直接作用
將整體樣本依社會支持分數去分成社會支持低(0-44 分)、社會支持高
(45-90 分)兩組，再分別進行多元迴歸，檢視兩個迴歸模式裡，壓力源變項
是否對憂鬱情緒有影響、達到顯著的社會支持變項是否具有直接作用，檢視 結果如說明:
1. 如表 4-3-4，社會支持低之階層迴歸均未達顯著，表示較低的社會支持
並不足以因應失能壓力源對憂鬱情緒造成的衝擊；也可以說社會支持 較低的送餐組長者因為失能所造成憂鬱情緒衝擊並不強烈，而社會支 持程度也不足以減低憂鬱情緒。
表4-3-4社會支持低之階層迴歸Anovaa
Anovaa
模式 平方和 df 平均平方和 F 顯著性
1
迴歸 124.257 6 20.710 1.103 .385b
殘差 544.715 29 18.783
總數 668.972 35
2
迴歸 318.566 11 28.961 1.984 .078c
殘差 350.406 24 14.600
總數 668.972 35
a. 依變數: 憂鬱
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b. 預測變數:(常數), 年齡, 性別, 有無伴侶分組, 收入分組, 有無宗教分組, 有無子女 c. 預測變數:(常數), 年齡, 性別, 有無伴侶分組, 收入分組, 有無宗教分組, 有無子 女, centering共病, centering社會支持, centeringIADL, centering自覺健康, centeringADL
2.如表 4-3-5，社會支持高之階層迴歸在第二階層達到顯著(p=0.000，
<0.05)，顯示社會支持高之共餐組的社會支持直接作用效果較社會支持低之 送餐組顯著。如表4-3-5，在第二階層達到顯著的變項包括：性別(p=0.043，
<0.05)、有無同住伴侶(p=0.03，<0.05)、年齡(p=0.032，<0.05)、自覺健康 (p=0.038，<0.05)、IADL(p=0.000，<0.05)、共病指數(p=0.004，<0.05)、社 會支持(p=0.045，<0.05)，最後經共線性診斷，VIF小於4、允差值大於 0.25，
顯示無多元共線重疊問題。
我們可以說，在控制其它變項下，共餐組人口變項結果顯示女性、無同
住伴侶、年齡越大的長者憂鬱情緒越嚴重；失能壓力源變項結果顯示自覺健 康程度越差、共病指數越高、IADL 功能越佳，憂鬱情緒越嚴重；社會支持 方面，社會支持越低則越憂鬱。這結果代表共餐組的長者可能對於 ADL 輕 微失能已然適應或有足夠資源促使IADL功能較好，但因為本身罹患慢性疾 病感到焦慮、自我感覺健康也較差，對於自身健康情形常有抱怨、對於未來 失能或需要長期照顧有所恐懼，導致憂鬱情緒越嚴重；而共餐組的社會支持 足夠可以減緩憂鬱情緒，因此共餐長者參與餐飲服務對防止憂鬱情緒的惡化 確實有顯著的緩衝效果之助益。
表4-3-5社會支持高之階層迴歸模式摘要
模式摘要 模
式
R R 平
方
調過後的 R 平方
估計的 標準誤
變更統計量
R 平方改變量 F 改變 df1 df2 顯著性F 改變
1 .303a .092 .041 2.980 .092 1.802 6 107 .105
2 .580b .336 .265 2.609 .245 7.517 5 102 .000
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a. 預測變數:(常數), 年齡, 有無宗教分組, 收入分組, 有無伴侶分組, 有無子女, 性別
b. 預測變數:(常數), 年齡, 有無宗教分組, 收入分組, 有無伴侶分組, 有無子女, 性別, centering社會支持, centering自覺健康, centeringADL, centering共病, centeringIADL
表4-3-5社會支持高之階層迴歸模式摘要
係數a
模式 未標準化係數 標準化
係數
t 顯著性 共線性統計量
B 之估
計值
標準誤差 Beta 分 配
允差 VIF
1
(常數) 1.693 3.408 .497 .620
性別 -.493 .648 -.078 -.760 .449 .814 1.229
有無伴侶分組 -1.302 .612 -.208 -2.128 .036 .885 1.130 有無宗教分組 -.592 .606 -.092 -.977 .331 .967 1.034 有無子女 .009 .719 .001 .013 .989 .833 1.200 收入分組 -.798 .691 -.111 -1.156 .250 .927 1.078
年齡 .045 .039 .115 1.150 .253 .855 1.170
2
(常數) -.618 3.176 -.195 .846
性別 -1.200 .586 -.189 -2.047 .043 .763 1.310
有無伴侶分組 -1.232 .559 -.197 -2.205 .030 .814 1.229 有無宗教分組 -.645 .535 -.100 -1.205 .231 .950 1.053 有無子女 .600 .641 .084 .936 .351 .805 1.243 收入分組 -1.210 .620 -.168 -1.953 .054 .883 1.132
年齡 .080 .037 .204 2.176 .032 .742 1.347
centering自覺健康 -.271 .129 -.190 -2.106 .038 .798 1.253
centeringADL -.050 .035 -.179 -1.427 .156 .413 2.419
centeringIADL 7.406 1.946 .485 3.805 .000 .401 2.492
centering共病 .798 .274 .275 2.910 .004 .729 1.372
centering社會支持 -.040 .020 -.169 -2.030 .045 .937 1.068
a. 依變數: 憂鬱
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