第四章 研究結果
第五節 孝道情感焦慮對孝道觀念的中介效果與檢驗
接著，本研究根據Baron 與 Kenny（1986）的觀點，採四步驟來檢驗是否存在 假設4-1 與假設 4-2 的中介效果。其中第一步驟（M1），前置變項對中介變項有有顯 著的預測效果；第二步驟（M2），中介變項對結果變項有顯著的預測效果；第三步 驟（M3）前置變項頇對結果變項有顯著的預測效果；第四步驟（M4），同時放入前
置變項及中介變項，前置變項對結果變項的預測效果會顯著下降或下降至不顯著，但 中介變項對結果變項的預測效果仍維持顯著的預測效果。除此之外，為了得知此間接 效果（indirect effect）與直接效果（direct effect）之間是否達統計上顯著的下降，故 進一步採Sobel test（Sobel, 1982）與 Bootstrapping（Preacher & Hayes，2004）以檢 驗間接效果。此外，為了控制另一孝道信念的作用效果，當檢驗孝道情感焦慮對相互 性孝道與角色反轉間關係的中介效果時，會先放入權威性孝道作控制。當檢驗孝道情 感焦慮對權威性孝道與角色反轉間關係的中介效果時，會先放入相互性孝道作控制。
一、孝道情感焦慮對相互性孝道與角色反轉間關係的中介效果
針對孝道情感焦慮在相互性孝道對角色反轉影響的中介效果迴歸分析中(表 10)，
在控制基本變項後，父親版M1 前置變項相互性孝道對中介變項情感焦慮有顯著的預 測效果（β = .32，p < .001），M2 中介變項情感焦慮對結果變項角色反轉有顯著的預 測效果（β = .36，p < .001），M3 相互性孝道對角色反轉有顯著的預測效果（β = .55，
p < .001）。但是在 M4 同時放入前置變項相互性孝道與中介變項情感焦慮，情感焦 慮對角色反轉的預測效果仍顯著（β = .36，p < .001），而相互性孝道對於角色反轉 的預測力雖有降低，但並未達不顯著（β = .43，p < .001），因此在父親版中，情感 焦慮僅部分中介相互性孝道對角色反轉的影響。進一步用 Sobel test 檢驗在父親版中，
孝道情感焦慮對相互性孝道及角色反轉的間接效果，結果達統計上顯著（z = 4.13，p
< .001）。另以 Bootstrapping 檢驗情感焦慮在 95%的信心水準下的間接效果，其信賴 區間上、下界的值並未包含0（CI = .11~ .32），顯示間接效果達顯著。由上述結果 可知，在父親版中，情感焦慮在相互性孝道對角色反轉的影響中達顯著部分中介的效 果。
在母親版M1 前置變項相互性孝道對中介變項情感焦慮有顯著的預測效果（β
= .27，p < .001），M2 中介變項情感焦慮對結果變項角色反轉有顯著的預測效果（β
= .25，p < .001），M3 相互性孝道對角色反轉有顯著的預測效果（β = .50，p
< .001）。在 M4 同時放入前置變項相互性孝道與中介變項情感焦慮，情感焦慮對角 色反轉的預測效果仍顯著（β = .25，p < .001），而相互性孝道對於角色反轉的預測 力雖有降低，但並未達到不顯著程度（β = .43，p < .001），因此在母親版中，情感 焦慮在相互性孝道對角色反轉之影響關係中，也僅具部分中介效果。進一步用Sobel
test 檢驗在母親版中，孝道情感焦慮對相互性孝道及角色反轉的間接效果，結果達統 計上顯著（z = 3.21，p < .01）。另以 Bootstrapping 檢驗情感焦慮的間接效果，結果 顯示在95%的信心水準下，其信賴區間上、下界的值並未包含 0（CI = .05 ~ .18），
間接效果達顯著。故母親版中，情感焦慮在相互性孝道對角色反轉的影響亦達顯著的 部分中介效果。
上述研究結果顯示：不論父親版或母親版，皆支持了本研究假設4-1，即相互性 孝道信念對角色反轉傾向的影響關係會受到孝道情感焦慮的中介作用。
表 10 孝道情感焦慮在相互性孝道對角色轉的影響之中介效果迴歸分析（β 值）
✝p < .10. *p < .05. **p < .01. ***p < .001.
變項
父親版 母親版
情感焦慮 角色反轉 情感焦慮 角色反轉
M1 M2 M3 M4 M1 M2 M3 M4
控制變項
性別 -.08 .01 .01 .01 .01 -.07 -.07 -.07
年齡 .02 -.04 -.04 -.04 -.12* .17 .17 .17 父／母年齡 .16 .17 .17 .17 .29* -.01 -.01 -.01 父／母健康 -.12✝ .04 .04 .04 -.01 .10 .10 .10 與父／母互動頻率 .15* .16* .16* .16* .18** .17** .17** .17**
長子／長女與否 .05 .05 .05 .05 -.05 -.05 -.05 -.05 已婚與否 .05 .15* .15* .15* -.08 .04 .04 .04 權威性孝道 .19** .11* .18** .11* .16** .02 .06 .02 前置／中介變項
相互性孝道 .32*** .55*** .43*** .27*** .50*** .43***
情感焦慮 .36*** .36*** .25*** .25***
Adjusted R2 .20 .48 .38 .48 .17 .34 .28 .34 df 9/227 10/226 9/227 10/226 9/256 10/255 9/256 10/255 F 7.58*** 22.75*** 16.81*** 22.75*** 6.92*** 14.38*** 12.70*** 14.38***
二、孝道情感焦慮對權威性孝道與角色反轉間關係的中介效果
< .01）。以 Bootstrapping 檢驗情感焦慮的間接效果，在 95%的信心水準下，其信賴 區間上、下界的值並未包含0（CI = .03 ~ .14），顯示間接效果達顯著。以上結果均 支持在父親版中，情感焦慮在權威性孝道對角色反轉的影響中達顯著的部分中介效果，
假設4-2 在父親版中獲得支持。
在母親版中，因權威性孝道信念對角色反轉傾向的作用效果未達顯著（β = .06，
n.s.），前置變項對結果變項沒有顯著的預測效果，不符合 Baron 與 Kenny（1986）
檢驗中介效果時，前置變項對結果變項有顯著預測效果。但根據Hayes（2009）認為 的間接效果，結果達顯著（z = 2.31，p < .05）。以 Bootstrapping 檢驗情感焦慮的間 接效果，在95%的信心水準下，其信賴區間上、下界的值並未包含 0（CI = .01
~ .09），顯示間接效果達顯著。雖然母親版中前置變項權威性孝道對角色反轉的預
設力未達顯著，但經過sobel test 與 bootstrapping 檢驗後，仍支持在母親版中，孝道 情感焦慮在權威性孝道對角色反轉傾向的影響中達顯著部分中介效果，故在母親版中，
假設4-2 也獲得支持。
表 11 孝道情感焦慮在權威性孝道對角色轉的影響之中介效果迴歸分析 變項
父親版 母親版
情感焦慮 角色反轉 情感焦慮 角色反轉
M1 M2 M3 M4 M1 M2 M3 M4
控制變項
性別 -.08 .01 .01 .01 .01 -.07 -.07 -.07 年齡 .02 -.04 -.04 -.04 -.12 .17 .17 .17 父／母年齡 .16 .17 .17 .17 .29* -.01 -.01 -.01 父／母健康 -.12✝ .04 .04 .04 -.01 .10 .10 .10 與父／母互動頻率 .15* .16* .16* .16* .18** .17** .17** .17**
長子／長女與否 .05 .05 .05 .05 -.05 -.05 -.05 -.05 已婚與否 .05 .15* .15* .15* -.08 .04 .04 .04 相互性孝道 .32*** .43*** .55*** .43*** .27*** .43*** .50*** .43***
前置／中介變項
權威性孝道 .19** .18** .11* .16** .06 .02
情感焦慮 .36*** .36*** .25*** .25***
Adjusted R2 .20 .31 .38 .48 .17 .34 .28 .34 df 9/227 8/228 9/227 10/226 9/256 10/255 9/256 10/255 F 7.58*** 14.41*** 16.81*** 22.75*** 6.92*** 14.38*** 12.70*** 14.38***
✝p < .10. *p < .05. **p < .01. ***p < .001.