第三章 研究方法
第五節 調節效果的檢驗
二、 影響嬰幼兒夜醒次數對照顧者夜醒困擾程度解釋力之調節效果檢驗
國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
二、 影響嬰幼兒夜醒次數對照顧者夜醒困擾程度解釋力之調節效果檢驗
以下將以夜醒次數為預測變項，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 投入夜醒次數，第二層投入調節變項、第三層投入夜醒次數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29 所示，睡眠環境安排在嬰幼兒夜醒次數與照顧者夜醒困擾程度間並未 存在調節效果，睡眠環境安排可直接預測照顧者受夜醒困擾的程度。第一層嬰幼 兒夜醒次數可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=.577, p<.001 )，整體模式解釋量為 33.3%；模式二加入睡眠環境安排後，嬰幼兒夜醒次數 ( β=.561, p<.001 ) 及睡眠環 境安排 ( β=.080, p<.05 ) 皆可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為 33.9%；而模式三加入嬰幼兒夜醒次數與睡眠環境安排的交互作用後，僅有嬰幼兒 夜醒次數 ( β=.712, 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，整體模式解釋量為34.0%。但睡眠環境安排可直接預測照顧者受夜醒困擾 的程度。
‧
*p<.05; ***p<.001
‧
p<.001 )，整體模式解釋量為 34.8%；模式二加入居住型態後，僅有嬰幼兒夜醒次 數 ( β=.590, p<.001 ) 可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為 34.8%；‧
**p<.01; ***p<.001
‧
**p<.01; ***p<.001
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
6. 照顧者嬰幼兒睡眠知識量的調節效果
如表34 所示，睡眠知識量表得分在嬰幼兒夜醒次數與照顧者夜醒困擾程度間存 在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒次數可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=.582, p<.001 )，整體模式解釋量為 33.8%；模式二加入睡眠知識量表得分後，僅有嬰幼兒 夜醒次數 ( β=.584, p<.001 ) 可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解釋量為 34.2%；而模式三加入嬰幼兒夜醒次數與睡眠知識量表得分的交互作用後，嬰幼兒夜 醒次數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=.074, p<.05 )，整體模式解釋量為 34.7%。由於調節效果達顯著，因此進行事後比較，結 果如圖6 所示，照顧者睡眠知識量表得分較高者，其嬰幼兒夜醒次數可預測照顧者 受夜醒困擾的程度 ( β=.402, p<.001 ) 。然而，睡眠知識量表得分較低者，其嬰幼兒 夜醒次數則無法預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.244, p>.05 ) 。
‧
*p<.05; ***p<.001
圖 6 睡眠知識量高、低兩組在嬰幼兒夜醒次數對照顧者夜醒困擾程度的預測力
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
7. 失功能信念之限制設定分量表的調節效果
如表35 所示，失功能信念之限制設定分量表在嬰幼兒夜醒次數與照顧者夜醒 困擾程度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒次數可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=.582, p<.001 )，整體模式解釋量為 33.8%；模式二加入限制設定分量表後，僅有 嬰幼兒夜醒次數 ( β=.573, p<.001 ) 可顯著預測照顧者夜醒困擾程度，整體模式解 釋量為34.0%；而模式三加入嬰幼兒夜醒次數與限制設定分量表的交互作用後，嬰 幼兒夜醒次數與限制設定分量表的交互作用可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=-.087, p<.01 )，整體模式解釋量為 34.7%。由於調節效果達顯著，因此進行事後 比較，結果如圖7 所示，照顧者失功能信念的限制設定分量表總分較高者，其嬰幼 兒夜醒次數可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.732, p<.001 )，照顧者限制設定分 量表總分較低者，其嬰幼兒夜醒次數亦可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.905, p<.001 ) 。然而，失功能信念之限制設定分量表總分較低者，其嬰幼兒夜醒次數對 照顧者受夜醒困擾程度的解釋力大於限制設定分量表總分較低者。
‧
**p<.01; ***p<.001
圖 7 限制設定相關失功能信念高、低兩組在嬰幼兒夜醒次數對照顧者夜醒困擾程 度的預測力
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
8. 失功能信念之憤怒分量表的調節效果
如表36 所示，失功能信念之憤怒分量表在嬰幼兒夜醒次數與照顧者夜醒困擾 程度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒次數可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=.582, p<.001 )，整體模式解釋量為 33.8%；模式二加入憤怒分量表後，嬰幼兒 夜醒次數 ( β=.539, p<.001 ) 及憤怒分量表（β=.269, 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40.9%；而模式三加入嬰幼兒夜醒次數與憤怒分 量表的交互作用後，嬰幼兒夜醒次數與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=-.067, p<.05 )，整體模式解釋量為 41.3%。由於調節效果達顯著，
因此進行事後比較，結果如圖8 所示，照顧者失功能信念之憤怒分量表的總分較 高者，其嬰幼兒夜醒次數可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.597, p<.001 )，憤怒 分量表的總分較低者，其嬰幼兒夜醒次數亦可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.730, 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 次數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。
‧
*p<.05; ***p<.001
圖 8 憤怒相關失功能信念高、低兩組在嬰幼兒夜醒次數對照顧者夜醒困擾程度的 預測力
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
9. 失功能信念之懷疑分量表的調節效果
如表37 所示，失功能信念之懷疑分量表在嬰幼兒夜醒次數與照顧者夜醒困擾 程度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒次數可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=.582, p<.001 )，整體模式解釋量為 33.8%；模式二加入懷疑分量表後，嬰幼兒 夜醒次數 ( β=.549, p<.001 ) 及懷疑分量表（β=.129, 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35.4%；而模式三加入嬰幼兒夜醒次數與懷疑分 量表的交互作用後，嬰幼兒夜醒次數與懷疑分量表的交互作用可顯著預測照顧者 夜醒困擾程度 ( β=-.090, p<.01 )，整體模式解釋量為 36.2%。由於調節效果達顯著，
因此進行事後比較，結果如圖9 所示，照顧者失功能信念之懷疑分量表的總分較 高者，其嬰幼兒夜醒次數可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.624, p<.001 )，懷疑 分量表的總分較低者，其嬰幼兒夜醒次數亦可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.805, p<.001 ) 。然而，失功能信念之懷疑分量表的總分較低者，其嬰幼兒夜醒 次數對照顧者受夜醒困擾程度的解釋力大於懷疑分量表的總分較高者。
‧
**p<.01; ***p<.001
圖 9 懷疑相關失功能信念高、低兩組在嬰幼兒夜醒次數對照顧者夜醒困擾程度的 預測力
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
10. 失功能信念之哺餵分量表的調節效果
如表38 所示，失功能信念之哺餵分量表在嬰幼兒夜醒次數與照顧者夜醒困擾 程度間存在調節效果。第一層嬰幼兒夜醒次數可顯著預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=.582, p<.001 )，整體模式解釋量為 33.8%；模式二加入哺餵分量表後，嬰幼兒 夜醒次數 ( β=.554, p<.001 ) 及哺餵分量表（β=.102, 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34.8%；而模式三加入嬰幼兒夜醒次數與哺餵分量 表的交互作用後，嬰幼兒夜醒次數與失功能信念之哺餵分量表的交互作用可顯著 預測照顧者夜醒困擾程度 ( β=-.093, p<.01 )，整體模式解釋量為 35.7%。由於調節 效果達顯著，因此進行事後比較，結果如圖10 所示，照顧者失功能信念之哺餵分 量表的總分較高者，其嬰幼兒夜醒次數可預測照顧者受夜醒困擾的程度 ( β=.598, p<.001 )，哺餵分量表的總分較低者，其嬰幼兒夜醒次數亦可預測照顧者受夜醒困 擾的程度 ( β=.774, p<.001 ) 。然而，失功能信念之哺餵分量表的總分較低者，其 嬰幼兒夜醒次數對照顧者受夜醒困擾程度的解釋力大於哺餵分量表的總分較高 者。
‧
**p<.01; ***p<.001
圖 10 哺餵相關失功能信念高、低兩組在嬰幼兒夜醒次數對照顧者夜醒困擾程度 的預測力
‧
*p<.05; ***p<.001
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
12. 小結:
在外在因素部分，分析結果顯示睡眠環境安排、居住型態及與配偶或祖輩教 養態度的一致性皆未在嬰幼兒夜醒次數對照顧者受夜醒困擾程度的預測力中存在 調節的效果，不支持研究假設1-2、2-2、3-2-1 及 3-2-2。
在個人因素部分，分析結果支持研究假設5-2、6-2-1、6-2-2、6-2-3 及 6-2-4，
嬰幼兒夜醒次數對照顧者受夜醒困擾程度的預測力會受到照顧者嬰幼兒睡眠知識 量及失功能信念之限制設定、憤怒、哺餵、懷疑分量表的調節。照顧者在嬰幼兒睡 眠知識量表得分較高、在失功能信念的限制設定、憤怒、哺餵及懷疑分量表中得分 較低的照顧者，其孩子夜醒次數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，若孩子的夜醒次數少，則能 夠預測照顧者有較低的困擾；若孩子的夜醒次數多，則能夠預測照顧者會感受到較 嚴重的困擾。反之，照顧者在嬰幼兒睡眠知識量表得分較低、在失功能信念的限制 設定、憤怒、哺餵及懷疑分量表中得分較高的照顧者，其孩子夜醒次數較無法預測 或對本身受夜醒困擾程度的預測力較低。但其餘個人因素如照顧者憂鬱程度、失功 能信念之安全性分量表並沒有調節效果存在，不支持研究假設4-1 及 6-1-5。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
Na tiona
l Ch engchi University
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