第三章 研究方法
第五節 調節效果的檢驗
三、 影響嬰幼兒夜醒後入睡耗時對照顧者夜醒困擾程度解釋力之調節效果檢驗
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三、 影響嬰幼兒夜醒後入睡耗時對照顧者夜醒困擾程度解釋力之調節效果檢驗 以下將以夜醒再入睡耗時為預測變項，照顧者受夜醒困擾的程度為效標變項，
睡眠環境安排、居住型態、與配偶教養態度的一致性、與祖輩教養態度的一致性、
照顧者嬰幼兒睡眠的知識、失功能信念之設定限制、憤怒、懷疑、哺餵及安全性分 量表、憂鬱狀態分別作為調節變項，進行迴歸分析。實際操作各分三個階段進入，
第一層投入夜醒再入睡耗時，第二層投入調節變項、第三層投入夜醒再入睡耗時及 調節變項的交互作用，若交互作用所增加的解釋力（△R2）達顯著時，則顯示調節 變項具有調節的效果。
1. 睡眠環境安排的調節效果
如表40 所示，睡眠環境安排在嬰幼兒夜醒再入睡耗時與照顧者夜醒困擾程度 間並未存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預測照顧者夜醒困擾 程度 ( β=.421, p<.001 )，整體模式解釋量為 17.7%；模式二加入睡眠環境安排後，
嬰幼兒夜醒再入睡耗時 ( β=.411, p<.001 ) 及睡眠環境安排 ( β=.165, p<.001 ) 皆 可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為20.4%；而模式三加入嬰幼兒 夜醒再入睡耗時與睡眠環境安排的交互作用後，亦僅有嬰幼兒夜醒再入睡耗時 ( β=.401, p<.01 ) 及睡眠環境安排 ( β=.166, p<.001 ) 可顯著預測照顧者夜醒困擾 程度，交互作用沒有顯著預測力，整體模式解釋量仍為20.4%，並未增加；交互作 用的預測力則未達顯著。但睡眠環境安排可直接預測照顧者受夜醒困擾的程度。
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3. 與配偶教養態度一致性的調節效果
如表42 所示，與配偶教養態度一致性在嬰幼兒夜醒再入睡耗時與照顧者夜醒 困擾程度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預測照顧者夜醒 困擾程度 ( β=.428, p<.001 )，整體模式解釋量為 18.3%；模式二加入與配偶教養態 度一致性後，嬰幼兒夜醒再入睡耗時 ( β=.380, p<.001 ) 及與配偶教養態度一致性 ( β=-.220, p<.001 ) 皆可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為 22.9%；
而模式三加入嬰幼兒夜醒再入睡耗時與與配偶教養態度一致性的交互作用後，嬰 幼兒夜醒再入睡耗時與與配偶教養態度一致性的交互作用可顯著預測照顧者夜醒 困擾程度 ( β=.076, p<.05 )，整體模式解釋量為 23.4%。由於調節效果達顯著，因 此進行事後比較，結果如圖11 所示，與配偶教養態度一致性較高者，其嬰幼兒夜 醒再入睡耗時可顯著預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.214, p<.05 ) ；然而與配偶 教養態度一致性較低者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時無法預測照顧者受夜醒困擾的 程度 ( β=.095, p>.05 ) 。
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圖 11 與配偶教養態度一致性高、低兩組在嬰幼兒夜醒再入睡耗時對照顧者夜醒困擾 程度的預測力
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4. 與長輩教養態度一致性的調節效果
如表43 所示，與長輩教養態度一致性在嬰幼兒夜醒再入睡耗時與照顧者夜醒 困擾程度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預測照顧者夜醒 困擾程度 ( β=.428, p<.001 )，整體模式解釋量為 18.3%；模式二加入與長輩教養態 度一致性後，嬰幼兒夜醒再入睡耗時 ( β=.405, p<.001 ) 及與長輩教養態度一致性 ( β=-.141, p<.001 ) 皆可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為 20.2%；
而模式三加入嬰幼兒夜醒再入睡耗時與與長輩教養態度一致性的交互作用後，嬰 幼兒夜醒再入睡耗時與與長輩教養態度一致性的交互作用可顯著預測照顧者夜醒 困擾程度 ( β=.079, p<.05 )，整體模式解釋量為 20.7%。由於調節效果達顯著，因 此進行事後比較，結果如圖12 所示，與長輩教養態度一致性較高者，其嬰幼兒夜 醒再入睡耗時可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.298, p<.001 ) 。然而，與長輩 教養態度一致性較低者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時則無法預測照顧者受夜醒困擾 的程度 ( β=.151, p>.05 ) 。
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圖 12 與祖輩教養態度一致性高、低兩組在嬰幼兒夜醒再入睡耗時對照顧者夜醒 困擾程度的預測力
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5. 照顧者憂鬱狀態的調節效果
如表44 所示，照顧者憂鬱情緒在嬰幼兒夜醒再入睡耗時與照顧者夜醒困擾程 度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預測照顧者夜醒困擾程 度 ( β=.428, p<.001 )，整體模式解釋量為 18.3%；模式二加入憂鬱情緒後，嬰幼兒 夜醒再入睡耗時 ( β=.382, p<.001 ) 及照顧者憂鬱情緒 ( β=.308, p<.001 ) 皆可顯 著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為27.5%；而模式三加入嬰幼兒夜醒 再入睡耗時與憂鬱情緒的交互作用後，嬰幼兒夜醒再入睡耗時與照顧者憂鬱情緒 的交互作用可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=-.079, p<.05 )，整體模式解釋量為 28.1%。由於調節效果達顯著，因此進行事後比較，結果如圖 13 所示，照顧者憂 鬱程度較高者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.453, p<.001 )，照顧者憂鬱程度較低者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時亦可預測照 顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.629, p<.001 ) 。然而，照顧者憂鬱程度較低者，其嬰 幼兒夜醒再入睡耗時對照顧者受夜醒困擾程度的解釋力大於憂鬱程度較高者。
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圖 13 照顧者憂鬱程度高、低兩組在嬰幼兒夜醒再入睡耗時對照顧者夜醒困擾程 度的預測力
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6. 照顧者嬰幼兒睡眠知識量的調節效果
如表45 所示，照顧者睡眠知識在嬰幼兒夜醒再入睡耗時與照顧者夜醒困擾程 度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預測照顧者夜醒困擾程 度 ( β=.428, p<.001 )，整體模式解釋量為 18.3%；模式二加入睡眠知識量表得分後，
嬰幼兒夜醒再入睡耗時 ( β=.441, p<.001 ) 及睡眠知識量表得分 ( β=.097, p<.01 ) 皆可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為19.2%；而模式三加入嬰幼 兒夜醒再次睡耗時與睡眠知識量表得分的交互作用後，嬰幼兒夜醒再入睡耗時與 睡眠知識量表得分的交互作用可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=.126, p<.01 )，
整體模式解釋量為20.7%。由於調節效果達顯著，因此進行事後比較，結果如圖 14 所示，照顧者睡眠知識量表中得分較高者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預 測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.187, p<.05 ) 。然而，照顧者睡眠知識量表中得分 較低者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時則無法預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=-.059, p>.05 ) 。
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圖 14 睡眠知識量高、低兩組在嬰幼兒夜醒再入睡耗時對照顧者夜醒困擾程度的 預測力
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（β=.136, p<.001）皆可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為 20.1%；
而模式三加入嬰幼兒夜醒再入睡耗時與限制設定分量表的交互作用後，亦僅有嬰
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8. 失功能信念之憤怒分量表的調節效果
如表47 所示，失功能信念之憤怒分量表在嬰幼兒夜醒再入睡耗時與照顧者夜 醒困擾程度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒再入睡耗時可顯著預測照顧者夜 醒困擾程度 ( β=.428, p<.001 )，整體模式解釋量為 18.3%；模式二加入憤怒分量表 後，嬰幼兒夜醒再入睡耗時 ( β=.388, p<.001 ) 及憤怒分量表（β=.304, p<.001） 皆 可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為27.3%；而模式三加入嬰幼兒 夜醒再入睡耗時與憤怒分量表的交互作用後，嬰幼兒夜醒再入睡耗時與失功能信 念之憤怒分量表的交互作用可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=-.075., p<.05 )，整 體模式解釋量為27.9%。由於調節效果達顯著，因此進行事後比較，結果如圖 15 所示，照顧者失功能信念之憤怒分量表的總分較高者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時 可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.459, p<.001 )，憤怒分量表的總分較低者，其 嬰幼兒夜醒再入睡耗時亦可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.606, p<.001 ) 。然 而，失功能信念之憤怒分量表的總分較低者，其嬰幼兒夜醒再入睡耗時對照顧者 受夜醒困擾程度的解釋力大於憤怒分量表的總分較高者。
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圖 15 憤怒相關失功能信念高、低兩組在嬰幼兒夜醒再入睡耗時對照顧者夜醒困 擾程度的預測力
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12. 小結:
在外在因素部分，分析結果支持研究假設3-3-1 及 3-3-2，嬰幼兒夜醒再入睡 耗時對照顧者受夜醒困擾程度的預測力會受到照顧者與配偶及祖輩教養態度的一 致性的調節。照顧者與配偶及祖輩對教養態度較一致者，其孩子夜醒再入睡耗時 對本身受夜醒困擾程度的預測力較高，也就是說，較能夠依照孩子的睡眠狀態來 預測照顧者的困擾程度，若孩子的夜醒再入睡耗時短，則能夠預測照顧者有較低 的困擾，若孩子的夜醒再入睡耗時長，則能夠預測照顧者有較低的困擾；反之，
照顧者與配偶及祖輩對教養態度較不一致者，其孩子夜醒再入睡耗時無法預測受 夜醒困擾的程度。但其餘外在因素如睡眠環境安排及居住型態並沒有調節效果存 在，不支持研究假設1-3 及 2-3。
在個人因素部分，分析結果支持研究假設4-3、5-3 及 6-3-2，嬰幼兒夜醒再 入睡耗時對照顧者受夜醒困擾程度的預測力會受到照顧者憂鬱程度、照顧者嬰幼 兒睡眠知識量及失功能信念之憤怒分量表的調節。照顧者憂鬱程度較低、在嬰幼 兒睡眠知識量表得分較高、在失功能信念的憤怒分量表中得分較低的照顧者，其 孩子夜醒再入睡耗時對本身受夜醒困擾程度的預測力較高，也就是說，較能夠依 照孩子的睡眠狀態來預測照顧者的困擾程度，若孩子的夜醒再入睡耗時短，則能 夠預測照顧者有較低的困擾，若孩子的夜醒再入睡耗時長，則能夠預測照顧者有
在個人因素部分，分析結果支持研究假設4-3、5-3 及 6-3-2，嬰幼兒夜醒再 入睡耗時對照顧者受夜醒困擾程度的預測力會受到照顧者憂鬱程度、照顧者嬰幼 兒睡眠知識量及失功能信念之憤怒分量表的調節。照顧者憂鬱程度較低、在嬰幼 兒睡眠知識量表得分較高、在失功能信念的憤怒分量表中得分較低的照顧者，其 孩子夜醒再入睡耗時對本身受夜醒困擾程度的預測力較高，也就是說，較能夠依 照孩子的睡眠狀態來預測照顧者的困擾程度，若孩子的夜醒再入睡耗時短，則能 夠預測照顧者有較低的困擾，若孩子的夜醒再入睡耗時長，則能夠預測照顧者有