第四章 研究結果與討論
第四節 影響奉養態度之因素
本節主要考驗假設三，探討成年子女之個人背景變項、代間衝突，與奉養態 度的相關情形，同時也探討影響奉養態度之之多元迴歸因素。
壹、 預測變項的共線性分析
進行迴歸分析之前，需要先考慮各變項之間是否存有共線性的問題，本研究 將以相關係數以及容忍度（Tolerance）與變異數波動因素考驗（VIF）等數值檢 驗之。檢驗之前會先將屬於類別變項的性別、教育程度、婚姻狀況，進行轉化處 理。性別的部分，直接將男性代表數值為1、女性代表數值為 2，婚姻狀況則以 已婚代表數值為1、未婚代表數值為 2 投入下列分析中。最後的教育程度方面，
因國中組（0.3%）與高中／職組（2.3%）人數過少而選擇刪除，最後剩大學或專 科（65.1%）代表數值為 1 以及研究所以上（32.4%）代表數值為 0，進行兩組比 較。
檢視各變項之間的相關係數，發現各預測變項之間有顯著相關者，其相關係 數並未達.0（表 4-4-1、奉養態度與個人背景、代間衝突之相關係數矩陣），表示 各預測變項之間無高度相關（r>.80）組別存在，且容忍度（Tolerance）與變異數 波動因素考驗（VIF）等數值亦無違反（吳明隆，2006）。因此不刪除任何預測變 項，全數投入奉養態度的迴歸分析中，共計投入奉養態度迴歸分析的預測變項則 有：個人背景變項中的性別、年齡、手足數量、個人經濟、教育程度、婚姻狀況、
代間衝突「生活價值與習慣」層面、代間衝突「生涯目標」、代間衝突「子女察 覺父母不等的對待」、整體代間衝突等十個預測變項。
表4-4- 1 奉養態度與個人背景、代間衝突之相關係數矩陣
1 2 3 4 5 6 7 8 1 奉養態度 1 -0.009 .275*** .234*** -.367*** .382*** -.401*** -.364*
2 婚姻狀況 1 -.276*** -.168*** 0.052 0.065 -0.014 0.033 3 年齡 1 .101* -.108* -0.016 -0.035 0.011
4 個人經濟 1 -0.061 0.089 -.053* -0.09
5 教育程度 1 .287*** .254* .115***
6「生活價值與習慣」層面代間衝突 1 .753*** .309***
7「生涯目標」層面代間衝突 1 .485***
8「子女察覺父母不等的對待」層面代間衝突 1
貳、奉養態度的解釋因子
本研究以個人背景變項的性別、年齡、手足數量、個人經濟、教育程度、婚 姻狀況、代間衝突的「生活價值與習慣」層面、「生涯目標」層面、「子女察覺父 母不等的對待」層面等十個預測變項，投入奉養態度的階層迴歸分析中；在此選 擇使用階層迴歸分析法，是因為在文獻探討中曾提及，代間衝突會影響成年子女 對父母的支持面向與程度（Sarah，2010），當子女與父母因為個人對生涯目標的 設定或追求有所衝突時，同住的意願會降低，也可能透過經濟支持來代替親身照 顧（伊慶春、章英華，1998；柯瓊芳，2002）；子女發現父母對自己與手足的態 度不同，或因彼此日常生活作息與習慣不同所產生的衝突，亦會降低同住的意願
（陳寶如，2006；楊秋燕，1993）。整體而言，成年子女與父母之間衝突較少，
與父母同住的意願相對較高（章英華，1994），再加上不同的代間衝突和奉養態 度有著不同的關係（柯瓊芳，2002；葉光輝，2008），三個層面的代間衝突均會 影響奉養態度，且有獨立解釋的變異量，研究者嘗試拆解個別的變異量為何，因 此，依此論點，本研究欲使用階層迴歸分析法，首先檢視個人背景變項對奉養態 度的影響，而後再丟入代間衝突的三個層面，分別檢視個人背景及代間衝突對奉 養態度的影響力；下列階層迴歸分析一共有四個分析模式，分析結果如下（表 4-4-2）：
一、模式一
投入背景變項（性別、年齡、手足數量、個人經濟、教育程度、婚姻狀況）
的迴歸模式一能有效解釋奉養態度的情形達顯著，可解釋的變異量為 28.4%（表 4-4-2）（F=26.560，p<.001）。其中，「性別」（β=.219，t=4.984，p <0.001）、「婚姻 狀況」（β=.104，t=2.253，p <0.001）、「年齡」（β=.283，t=5.993，p <0.001）、「個 人經濟」（β=..173，t=3.907，p<0.001）、「手足數量」（β=-.132，t=-2.797，p <0.001）
以及「教育程度」（β=-.347，t=-7.993，p <0.001）達顯著水準。
在個人背景變項等多個預測變項中，以上變項是可以解釋成年子女對父母的 奉養態度的顯著預測變項，發現以「性別」來說，女兒的奉養態度比兒子好，而
以「婚姻狀況」來說，未婚的奉養態度較好，且「年齡」、「個人經濟」等對奉養 態度均為正向影響，也就是說年齡越大、月收入越高者，其對父母的奉養態度也 越好；「手足數量」以及「教育程度」對奉養態度呈現負向影響，表示手足數量 越多、教育程度越低，對父母的奉養態度越差。
二、模式二
除了模式一的變項之外，模式二再將「生涯目標」層面的代間衝突投入模型 後（表4-4-2），對於奉養態度的解釋量達到 34.8%（F=38.495，p<0.001），解釋 增量ᇞR2＝.065，ᇞF=30.505，顯示「生涯目標」層面代間衝突的投入能夠有效提 升模型的解釋力，也就是區組的增量具有統計意涵，表示在控制人口變項的影響 下，代間衝突變項能夠額外提供6.5%的解釋力；其中，「性別」（β=.168，t=3.932，
p<0.001）、「婚姻狀況」（β=.101，t=2.282，p<0.01）、「年齡」（β=..263，t=5.806，
p<0.001）、「個人經濟（β=.170，t=4.036，p<0.001）、以及「教育程度」（β=-.274，
t=-6.370，p<0.001）達顯著水準，表示在個人背景變項等多個預測變項中，除了 手足數量外，其餘同第一階，為可以解釋成年子女對父母的奉養態度的顯著預測 變項。
當加入「生涯目標」層面代間衝突（β=-.274，t=-6.204，p<0.001）後，「手 足數量」（β=.073，t=-1.589）變成不顯著預測變項，雖然在模式一時，手足數量 越多，對奉養態度呈現負向影響，但同時考慮了「生涯目標」代間衝突時，手足 數量的多寡並不會對奉養態度產生影響，顯示比起手足數量，此層面代間衝突頻 率更能影響成年子女的奉養態度，且其影響力為負向的，也就是說「生涯目標」
層面代間衝突頻率越低，奉養態度越高。
三、模式三
模式三中除了模式二的變項外，再加入代間衝突的「子女察覺父母不等的對 待」層面（表 4-4-3），對於奉養態度的解釋量達到 37.2%，（F=15.642，p<0.001，
解釋增量ᇞR2＝.025，ᇞF=29.676）達顯著，表示「子女察覺父母不等的對待」變
項能夠額外提供2.5%的解釋力，「子女察覺父母不等的對待」層面的代間衝突頻 率越高，對成年子女的奉養態度有顯著負面的影響，也就是說，當此層面代間衝 突頻率下降時，成年子女的奉養態度會比較好；其中，「性別」（β=.126，t=2.909，
p <0.01）、「婚姻狀況」（β=.107，t=2.471，p <0.05）、「年齡」（β=..269，t=6.055，
p <0.001）、「個人經濟」（β=.164，t=3.965，p <0.001）、以及「教育程度」（β=-.271，
t=-6.427，p <0.001）達顯著水準。表示在模式三中，個人背景變項中的「性別」、
「婚姻狀況」、「年齡」、「個人經濟，為可以解釋成年子女對父母的奉養態度的顯 著預測變項，與模式二同。
四、模式四
最後，將「生活價值與習慣」層面的代間衝突投入模式四中，對於奉養態度 的解釋量達到44.9%（F=53.525，p<0.001），解釋增量ᇞR2＝.076，ᇞF=35.981，
顯示「生活價值與習慣」層面的代間衝突頻率投入模型中，能夠有效提升模型解 釋力，且能夠額外提供7.6%的解釋力，研究結果顯示，「生活價值與習慣」層面 的代間衝突頻率對成年子女的奉養態度有顯著正面的影響。
其中，「性別」（β=.100，t=2.455，p <0.05）、「年齡」（β=.242，t=5.794，p <0.001）、
「個人經濟」（β=.104，t=2.610，p <0.01）、以及「教育程度」（β=-.314，t=-7.850，
p <0.001）達顯著水準，表示在個人背景變項等多個預測變項中，除了「手足數 量」、「婚姻狀況」外，其餘變項是可以解釋成年子女對父母的奉養態度的顯著預 測變項，且以「性別」來看，女兒的奉養態度較兒子佳、「年齡」、「個人經濟」
對奉養態度均為顯著正向影響；「教育程度」對奉養態度呈現顯著負向影響。
當加入「生活價值與習慣」層面代間衝突（β=.445，t=7.316，p<0.001）後，
「婚姻狀況」（β=.064，t=1.550）變成不顯著預測變項，雖然在模式三時，「婚姻 狀況」對奉養態度呈現正向影響，但同時考慮了「生活價值與習慣」層面代間衝 突時，婚姻狀況反而不會對奉養態度產生影響，顯示比起婚姻狀況，「生活價值 與習慣」層面代間衝突頻率更能影響成年子女的奉養態度，且其影響力為正向的。
綜合上述投入的四個階層，個人背景變項以及代間衝突的三個層面能有效解 釋成年子女的奉養態度44.9%的變異量，表示個人背景變項與代間衝突三層面對 成年子女奉養態度的解釋力很高。從各階層個別解釋力來看，解釋增量ᇞR2均達 顯著水準，由合計的個人背景變項、「生涯目標」、「子女察覺父母不等的對待」、
「生活價值與習慣」所獲得的解釋增量ᇞR2分別為.295、.065、.025、.076，各解 釋了29.5%、6.5%、2.5%、7.6%的變異量，由此可見，各階層均能有效解釋成年 子女的奉養態度，但「性別」、「婚姻狀況」、「年齡」、「個人經濟、「教育程度」、
「手足數量」等個人背景變項合計的解釋量最高，且「性別」、「年齡」、「個人經 濟」、「教育程度」是每個模式中均能有效解釋的個人背景變項；另外就每個變項 的β 係數來看，從模式一到模式三，成年子女的「教育程度」一直是影響奉養態 度最大的因素，教育程度高的成年子女，其奉養態度較教育程度低的成年子女 好，但到了模式四，丟入「生活價值與習慣」層面的代間衝突時，對奉養態度的 解釋力變成最大的，表示該層面的代間衝突對於成年子女的奉養態度是最重要的 影響因素，其次為「教育程度」，接著才是「年齡」。
參、研究假設之檢驗結果
綜合上述個人背景變項、代間衝突以及奉養態度相關聯之變項結果，下列以 表格（表4-4-3）呈現本研究之各項假設的檢定結果。
表4-4- 2 奉養態度之階層迴歸分析 效標變項 預測變項
奉養態度
模式一 模式二 模式三 模式四
b β t b β t b β t b β t 個人背景
性別 .318 .219 4.984*** .244 .168 3.932*** .183 .126 2.909** .145 .100 2.455*
婚姻狀況 .173 .104 2.253** .167 .101 2.282** .178 .107 2.471* .106 .064 1.550
年齡 .081 .283 5.993*** .075 .263 5.806*** .077 .269 6.055*** .069 .242 5.794***
手足數量 -.070 -.132 -2.797** -.039 -.073 -1.589 -.033 -.062 -1.382 -.015 -.027 -.641
個人經濟 .000 .173 3.907*** .000 .170 4.036*** .000 .164 3.965*** .000 .104 2.610**
教育程度 -.528 -.347 -7.993*** -.417 -.274 -6.370*** -.413 -.271 -6.427*** -.478 -.314 -7.850***
代間衝突
「生涯目標」 -.235 -.274 -6.204*** -.164 -.191 -3.976*** -.464 -.174 -8.234***
「子女察覺父母不平等對待」 -.139 -.189 -3.955*** -.123 -.167 -3.723***
「生活價值與習慣」 .309 .445 7.316***
R2 .295 .360 .385 .461
Adjusted R2 .284 .348 .372 .449
ᇞR2 .295 .065 .025 .076
F 26.560*** 38.495*** 15.642*** 53.525***
ᇞF 26.560*** 30.505*** 29.676*** 35.981***
***p<.001
性別：「男生」為 1、「女生」為 2；婚姻狀況：「已婚」為 1、「未婚」為 2；教育程度：「研究所或以上」為 1、「大學或專科」為 2
表4-4- 3 研究假設之檢定結果
2-1 成年子女的性別與婚
母的奉養態度，且「性別」、「年 齡」、「個人經濟」、「教育程度」
對奉養態度有正向影響。
¾ 個別投入代間衝突的三個層面 後，「手足數量」變得不顯著，亦 無法有效解釋成年子女的奉養態 度。
¾ 「生活價值與習慣」層面的代間 衝突投入模式後，「婚姻狀況」便 無法有效解釋奉養態度。
¾ 個人背景變項與代間衝突的三個 層面均能夠有效解釋成年子女的
¾ 個人背景變項與代間衝突的三個 層面均能夠有效解釋成年子女的