本節以 Pearson 積差相關分析國小六年級學童休閒參與、同儕關係與 偏差行為各構面之間的相關性，並以背景變項 (性別、排行、手足數、家 庭結構)、休閒參與各構面 (靜態休閒、動態休閒)、同儕關係各構面 (正向 同儕關係、負向同儕關係 ) 為預測變項，以偏差行為各構面 (違規犯過、
情緒困擾、學習困擾 ) 為效標變項，進行多元迴歸分析，以瞭解各預測變 項對偏差行為之間的影響。
一、國小六年級學童休閒參與 、同儕關係與偏差行為之相關分析
本研究以 Pearson 積差相關進行國小六年級學童休閒參與、同儕關係 和偏差行為各構面之相關分析，結果如表 4-24 和 4-25 所示：
表4-24 休閒參與與偏差行為分層面及整體層面之相關分析摘要表 構面 違規犯過 情緒困擾 學習困擾 整體偏差行為 靜態休閒 .13* .02 .17* .14*
動態休閒 .17* .04 .07 .10*
整體休閒參與 .19* .04 .14* .15*
* p＜.05
(一) 休閒參與和偏差行為各構面 的 相關情形
由表 4-24 得知，「靜態休閒」、「動態休閒」、「整體休閒參與」
分別與「違規犯過」達到顯著水準，具有顯著相關； 「靜態休閒」、和
「整體休閒參與」分別與「學習困擾」有顯著相關；「靜態休閒」、「動 態休閒」、「整體休閒參與」分別與「整體偏差行為」，有顯著相關。
但「靜態休閒」、「動態休閒」、「整體休閒參與」分 別與「情緒困擾」
沒有顯著相關；「動態休閒」與「學習困擾」沒有顯著相關。此結果顯 示國小六年級學童休閒參與與偏差行為 間有大部分的相關，因此本假設 4-1 獲得部分支持。
(二) 國小六年級學童同儕關係與偏差行為之相關分析
國小六年級學童同儕關係與偏差行為分層面及整體層面之相關分析 結果如表 4-25：
表 4-25 同儕關係與偏差行為分層面及整體層面之相關分析摘要表 正向同儕關係 負向同儕關係
違規犯過 -1.16* .23*
情緒困擾 -.18* .39*
學習困擾 -.18* .13*
整體偏差行為 -.21* .30*
* p＜.05
由上表得知，「違規犯過」、「情緒困擾」、「學習困擾」、「整 體偏差行為」分別與「正向同儕關係」達顯著水準，具有顯著負相關。
「違規犯過」、「情緒困擾」、「學習困擾」、「整體偏差行為」分別 與「負向同儕關係」達顯著水準，具有顯著正相關。
其中「違規犯過」與「正向同儕關係」的負相關最高 (r＝-1.155)；
「學習困擾」與「正向同儕關係」的負相關最低 (r＝-.175)。「情緒困 擾」與「負向同儕關係」的相關最高 (r＝.385)；「學習困擾」與「負向 同儕關係」的相關最低 (r＝.129)。
偏差行為各層面與正向同儕關係有顯著負相關，顯示國小六年級學 童偏差行為與正向同儕關係有密切的關係。而偏差行為各層面與負向同 儕關係有顯著正相關，顯示國小六年級學童偏差行為與負向同儕關係有 密切的關係，故本研究假設 4-2 獲得支持。
(三) 綜合討論
茲將本節之研究結果摘要並分析如下：
1.休閒參與與偏差行為之相關
「靜態休閒」、「動態休閒」、「整體休閒參與」分別與「違規 犯過」有顯著相關；「靜態休閒」、和「整體休閒參與」分別與「學 習困擾」有顯著相關；「靜態休閒」、「動態休閒」、「整體休閒參
與」分別與「整體偏差行為」，有顯著相關。此結果與多數學者研究 相似，少年參與逸 樂 型媒體閱聽性休閒 活 動愈多，易產生偏 差 行為 (林衢良、林淑芬，2008；林淑芬、林衢良、林志 峰，2007；張 麗鵑，
2003；施威良、周國雄、陳芳玲， 2003；劉于慈， 2010)；當少年觀 看暴力類媒體、情色類媒體、鬼怪懸疑類媒體的時間 愈長時，次數愈 多時，則少年愈可能發生偏差行為 (張麗鵑，2003)，因此 ，研究者 推論可能的原因在於，學童一旦接觸到電玩電視，由於電視節目的多 元性，聲光影音多媒體的誘惑，進而的模仿不當的行為所造成。至於 學童從事「動態休閒」為何也會造成偏差行為？可能是 老師在施測時 未以標準化程序進行或是有其他原因，需進一步加以探討。所以，綜 合 上 述 顯 示 國 小 六 年 級 學 童 休 閒 參 與 與 偏 差 行 為 之 間 有 密 切 的 相 關，不容小覷。
2.同儕關係與偏差行為之相關
偏差行為各層面與正向同儕關係，具有顯著負相關，顯示國小六 年級學童偏差行為與正向同儕關係有密切的關係，表示國小六年級學 童正向同儕關係愈多，偏差行為愈少。偏差行為各層面與負向同儕關 係，具有顯著正相關，顯示國小六年級學童偏差行為與負向同儕關係 有密切的關係，表示國小六年級學童負向同儕關係愈多，偏差行為愈 多 。 此 與 陳 秀 卿 (2008)、 李 政 憲 (2009)、 張 安 君 (2009)、 張 珍 雯 (2010)、劉于慈 (2010) 的研究結果相似，結交偏差同儕比率低，學 童自 身的 整體 偏差 行 為 低 ， 由 此 可知 偏 差 同儕對偏差行為有 正 向影 響。與張麗鵑 (2003) 研究結果也相同，當少年結交好奇型同儕、尋 求刺激型同儕、同儕偏差行為愈多時，則少年發生偏差行為的可能性 愈高；當少年 用 功 型 同儕愈 多 時，則 少 年 發生偏差行 為的可 能 性 較 低，可見偏差行為的發生與結交好壞朋友習習相關 。
推 論 其 可 能 的 原 因 是 ， 國 小 六 年 級 學 童 身 心 發 展 處 於 青 少 年 狂 飆 的前期 ，不再 對 父母 的 話言 聽 計從 ， 逐 漸 以 同 儕 為 生 活 的 重 心，
所以當一旦接觸偏差同儕時，很快的便會起而模仿產生不當行為。
二、國小六年級學童的背景變項、休閒參與、同儕關係對偏差行為之影響 本研究以多元迴歸進行各預測變項對偏差行為各構面 (違規犯過、情 緒困擾、學習困擾) 之預測分析，結果如表 4-26、表 4-27、表 4-28 所示。
(一) 各變項對違規犯過的多元迴歸分析
由表 4-26 得知：模式 (1) 中，背景變項對違規犯過行為的影響有：
男 生 顯 著 高 (β =. 2 7 , p < . 0 5 ) ； 排 行 最 大 者 顯 著 高 於 獨 生 子 女 (β=.2 1 , p < .0 5 ) ； 來 自 單 親 家 庭 者 顯 著 高 於 來 自 雙 親 家 庭 者 (β=.1 4 , p
<.05)。在模式 (2) 中，為瞭解背景變項、休閒參與、同儕關係對 違規犯 過行為的影響力，同時投入背景變項、休閒參與、同儕關係各向度，對 違規犯過行為進行迴歸分析，發現動態休閒參與愈多違規犯過行為愈明 顯 (β=.13,p <.05)， 正 向 同 儕 關 係 愈 佳 則 違 規 犯 過 行 為 愈 少 (β=-.10,p
<.05)；整體模式解釋力提升為 12%。可見性別、排行、單親家庭等背景 變項會透過休閒參與、同儕關係對情緒困擾有顯著影響，故本假設 5-1 獲得部分支持。
表4-26 各變項對違規犯過的多元迴歸分析表 違規犯過
變項 模式 (1) 模式 (2)
b β b β
男生 (女生參照) .30* .27 .25* .24 出生序 (獨生子女參照)
排行最大 .24* .21 .15 .14 中間子女 .08 .05 .03 .02 排行最小 .17 .15 .09 .09 手足數 (一位參照)
二位 -.04 -.03 .01 .01
三位 .00 .00 .04 .03
四位以上 .05 .03 .01 .01 家庭結構 (雙親家庭參照)
單親家庭 .22* .14 .22* .15 隔代教養或其它 .07 .03 .10 .04 休閒參與
動態休閒參與 .10* .13
靜態休閒參與 .05 .07
同儕關係
正向同儕關係 -.09* -.10
負向同儕關係 .10 .08
常數 1.08 * .72*
R square .09 .12
* p <.05
(二) 各變項對情緒困擾的多元迴歸分析
由表 4-27 得知：在模式 (1) 中，背景變項對情緒困擾的影響：排 行最大者顯著高於獨生子女 (β=.19,p <.05)；有一位手足數者顯著高於有 二位手足數者 (β=-.19,p <.05)；來自單親家庭者顯著高於來自雙親家庭 者 (β=.12,p <.05)。在模式 (2) 中，為瞭解背景變項、休閒參與、同儕關 係對情緒困擾的影響力，同時投入背景變項、休閒參與、同儕關係各向 度，對情緒困擾進行迴歸分析，發現負向同儕關係 愈多，情緒困擾愈顯 著 (β=.36,p <.05)；整體模式解釋力提升為整體模式解釋力 16%，可見排 行、手足數和單親家庭等背景變項會透過休閒參與、同儕關係對情緒困 擾有顯著影響，故本假設 5-2 獲得部分支持。
表 4-27 各變項對情緒困擾的多元迴歸分析表 情緒困擾
變項 模式 (1) 模式 (2)
b β b β
男生 (女生參照) .06 .04 .05 .03 出生序 (獨生子女參照)
排行最大 .30* .19 .15 .10 中間子女 .27 .12 .16 .07 排行最小 .19 .12 .06 .04 手足數 (一位參照)
二位 -.28* -.19 -.18 -.12 三位 -.26 -.14 -.19 -.10 四位以上 -.05 -.02 -.06 -.02 家庭結構 (雙親家庭參照)
單親家庭 .25* .12 .17* .08 隔代教養或其它 .14 .04 .18 .05 休閒參與
動態休閒參與 .07 .07
靜態休閒參與 -.01 -.01
同儕關係
正向同儕關係 -.06 -.04
負向同儕關係 .61* .36
常數 1.49* 057
R square .02 .16
* p <.05
(三) 各變項對學習困擾的多元迴歸分析
由表 4-28 得知：在模式 (1) 中，背景變項對學習困擾的影響：男 生顯著高於女生 (β=.14,p <.05)；排行最小者顯著高於獨生子女 (β=.20,p
<.05)；來自單親家庭者顯著高於來自雙親家庭者 (β=.14,p <.05)。在模式 (2) 中，為瞭 解背景 變項、休 閒 參與 、同 儕關係對學 習困擾的 影 響力，
同時投入背景變項、休閒參與、同儕關係各向度，對學習困擾進行迴歸 分析，發現靜態休閒參與愈多，學習困擾愈多 (β=.13,p <.05)；負向同儕 關係愈多，學習困擾愈多 (β=.20,p <.05)，整體模式解釋 力提升 為 10%。
可見性別、排行和家庭結構等背景變項會透過休閒參與、同儕關係對學 習困擾有顯著影響，故本假設 5-3 獲得部分支持。
表 4-28 各變項對學習困擾的多元迴歸分析表 學習困擾
變項 模式 (1) 模式 (2)
b β b β
男生 (女生參照) .30* .14 .21* .10 出生序 (獨生子女參照)
排行最大 .27 .12 .11 .05 中間子女 .40 .12 .16 .05 排行最小 .44* .20 .25 .12 手足數 (一位參照)
二位 -.06 -.03 .09 .04 三位 -.08 -.03 .10 .04 四位以上 -.07 -.02 .05 .01 家庭結構 (雙親家庭參照)
單親家庭 .41* .14 .36* .12 隔代教養或其它 -.12 -.02 -.04 -.01 休閒參與
動態休閒參與 .08 .05
靜態休閒參與 .20* .13
同儕關係
正向同儕關係 -.16 -.09
負向同儕關係 .49* .20
常數 1.80* .49
R square .03 .10
* p <.05
(四 ) 綜合討論
依據以上研究結果發現，部分的背景變項、休閒參與、同儕關係對 國小六年級學童的偏差行為是有影響的，此一結果呼應了研究 目的，認 為背景變項、休閒參與、同儕關係 與偏差行為是有相關的。靜態休閒參 (看電視或影片與上網從事娛樂 ) 與對偏差行為有正向影響，也就是說靜 態休閒愈多偏差行為就愈明顯，跟多位學者研究發現相同，一旦少年參 與逸樂型媒體閱聽性休閒活動愈多，易產生偏差行為 (林衢良、林淑芬，
2008；林淑芬、林衢良、林志峰， 2007； 張麗鵑，2003；施威良等人，
2003；劉于慈，2010)。可見，從事不當的 休閒活動有可能造成學童不當 的違規或學習困擾，所以家長宜和學童一起討論規劃正當的休閒娛樂，
避免網路成癮或是留連網咖，造成偏差問題行為之發生。至於學童參與 動態休閒參與 (逛街、聚會、體能活動 ) 對違規犯過也有正面 影響，這 有違常理，其可能原因有待進一步探討。
再者，負向同儕關係對情緒困擾和學習困擾有正向影響 ，也就是說 負向同儕關係愈多，學童情緒困擾和學習困擾也愈多， 此研究結果與多 位學者相同 (李文傑，2012；林衢良、林淑芬，2008；黃惠玲，2004；
陳秀卿，2008；詹宜華、張楓明、董旭英，2012；張楓明，2006；張麗
陳秀卿，2008；詹宜華、張楓明、董旭英，2012；張楓明，2006；張麗