第三章 研究方法
第五節 調節效果的檢驗
一、 影響嬰幼兒安撫入睡耗時對照顧者安撫困擾程度解釋力之調節效果檢驗
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第五節 調節效果的檢驗
接著為探討睡眠環境安排、居住型態、與配偶及祖輩教養態度的一致性、照 顧者嬰幼兒睡眠的知識、失功能信念及情緒狀態，在嬰幼兒睡眠狀態預測照顧者 主觀困擾程度的調節效果，因此將採階層迴歸分析 ( hierarchical regression analysis ) 的方式檢驗其調節效果。
一、 影響嬰幼兒安撫入睡耗時對照顧者安撫困擾程度解釋力之調節效果檢驗 首先，將以安撫入睡時間長度為預測變項，照顧者受安撫入睡困擾的程度為 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，第一層投入安撫入睡時間長度，第二層投入調節變項、第三層 投入安撫入睡時間長度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18 所示，睡眠環境安排在安撫入睡時間長度與安撫困擾程度間存在調節 效果。模式一安撫入睡時間長度可顯著預測安撫困擾程度 ( β=.563, p<.001 )，整體 模式解釋量為31.7%；模式二加入睡眠環境安排後，僅有安撫入睡時間長度 ( β=.554, p<.001 ) 可顯著預測安撫困擾程度，整體模式解釋量為 31.9%；而模式三 加入安撫入睡時間長度與睡眠環境安排的交互作用後，安撫入睡時間長度與睡眠 環境安排的交互作用可顯著預測安撫困擾程度 ( β=-.310, p<.05 )，整體模式解釋量 為32.4%。由於調節效果達顯著，因此進行事後比較，結果如圖 2 所示，讓小孩自 己睡的照顧者，其安撫入睡時間長度可顯著預測照顧者安撫困擾程度 ( β=.680, p<.001 )，與小孩一起睡者，其安撫入睡時間長度亦可預測照顧者安撫困擾程度
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*p<.05; ***p<.001
圖 2 與孩子一起睡、小孩單獨睡兩組在嬰幼兒安撫入睡時間長度對照顧者安撫 困擾程度的預測力
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p<.001 )，整體模式解釋量為 31.4%；模式二加入與配偶教養態度一致性後，安撫 入睡時間長度 ( β=.519, p<.001 ) 及配偶教養態度一致性 ( β=-.189, p<.001 ) 皆可*p<.05; ***p<.001
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p<.001 )，整體模式解釋量為 31.4%；模式二加入與長輩教養態度一致性後，安撫 入睡時間長度 ( β=.557, p<.001 ) 及長輩教養態度一致性 ( β=-.132, p<.001 ) 皆可*p<.05; ***p<.001
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6. 照顧者嬰幼兒睡眠知識量的調節效果
如表23 所示，睡眠知識量表總分在安撫入睡時間長度與安撫困擾程度間存在 調節效果。第一層安撫入睡時間長度可顯著預測安撫困擾程度 ( β=.560, p<.001 )，
整體模式解釋量為31.4%；模式二加入睡眠知識量表總分後，僅有安撫入睡時間長 度 ( β=.560, p<.001 ) 可顯著預測安撫困擾程度，整體模式解釋量為 31.4%；而模 式三加入安撫入睡時間長度與睡眠知識量表總分的交互作用後，安撫入睡時間長 度與睡眠知識量表總分的交互作用可顯著預測安撫困擾程度 ( β=.093, p<.01 )，整 體模式解釋量為32.2%。由於調節效果達顯著，因此進行事後比較，結果如圖 3 所示，照顧者睡眠知識量表得分較高者，其嬰幼兒安撫入睡時間長度可預測照顧 者受安撫困擾的程度 ( β=.321, p<.01 ) 。然而，睡眠知識量表得分較低者，其嬰幼 兒安撫入睡時間長度則無法預測照顧者受安撫困擾的程度 ( β=.120, p>.05 ) 。
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*p<.05; **p<.01; ***p<.001
圖 3 睡眠知識量高、低兩組在嬰幼兒安撫入睡時間長度對照顧者安撫困擾程度的 預測力
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**p<.01; ***p<.001
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p<.001 )，整體模式解釋量為 31.4%；模式二加入憤怒分量表後，安撫入睡時間長 度 ( β=.529, p<.001 ) 及憤怒分量表（β=.241, p<.001）皆可顯著預測安撫困擾程度，‧ 國
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9. 失功能信念之懷疑分量表的調節效果
如表26 所示，失功能信念之懷疑分量表在安撫入睡時間長度與安撫困擾程度 間存在調節效果。第一層安撫入睡時間長度可顯著預測安撫困擾程度 ( β=.560, p<.001 )，整體模式解釋量為 31.4%；模式二加入懷疑分量表後，安撫入睡時間長 度 ( β=.515, p<.001 ) 及懷疑分量表（β=.191, p<.001）皆可顯著預測安撫困擾程度，
整體模式解釋量為34.8%；而模式三加入安撫入睡時間長度與懷疑分量表的交互作 用後，安撫入睡時間長度與懷疑分量表的交互作用可顯著預測安撫困擾程度 ( β=-.077, p<.05 )，整體模式解釋量為 35.4%。由於調節效果達顯著，因此進行事 後比較，結果如圖4 所示，照顧者失功能信念之懷疑分量表的總分較高者，其嬰 幼兒安撫入睡時間長度可預測照顧者受安撫困擾的程度 ( β=.578, p<.001 )，懷疑分 量表的總分較低者，其嬰幼兒安撫入睡時間長度亦可預測照顧者受安撫困擾的程 度 ( β=.726, 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 安撫入睡時間長度對照顧者受安撫困擾程度的解釋力大於懷疑分量表的總分較高 者。
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圖 4 懷疑相關失功能信念高、低兩組在嬰幼兒安撫入睡時間長度對照顧者安撫困 擾程度的預測力
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10. 失功能信念之哺餵分量表的調節效果
如表27 所示，失功能信念之哺餵分量表在安撫入睡時間長度與安撫困擾程度 間存在調節效果。第一層安撫入睡時間長度可顯著預測安撫困擾程度 ( β=.560, p<.001 )，整體模式解釋量為 31.4%；模式二加入哺餵分量表後，安撫入睡時間長 度 ( β=.524, p<.001 ) 及哺餵分量表（β=.193, p<.001）皆可顯著預測安撫困擾程度，
整體模式解釋量為35.0%；而模式三加入安撫入睡時間長度與哺餵分量表的交互作 用後，安撫入睡時間長度與哺餵分量表的交互作用可顯著預測安撫困擾程度 ( β=-.088, 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5 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 安撫入睡時間長度可預測照顧者受安撫困擾的程度 ( β=.563, p<.001 )，哺餵分量表 的總分較低者，其嬰幼兒安撫入睡時間長度亦可預測照顧者受安撫困擾的程度 ( β=.736, p<.001 ) 。然而，失功能信念之哺餵分量表的總分較低者，其嬰幼兒安撫 入睡時間長度對照顧者受安撫困擾程度的解釋力大於哺餵分量表的總分較高者。
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**p<.01; ***p<.001
圖 5 哺餵相關失功能信念高、低兩組在嬰幼兒安撫入睡時間長度對照顧者安撫困 擾程度的預測力
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*p<.05; ***p<.001
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12. 小結:
在外在因素部分，分析結果支持研究假設1-1，嬰幼兒安撫入睡時間長度對照 顧者受安撫困擾程度的預測力會受到與小孩睡與否的調節。讓小孩獨自睡者，其 孩子安撫入睡時間長度對照顧者受安撫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；反之，與孩子一起睡者，其孩 子安撫入睡時間長度對照顧者受安撫困擾程度的預測力較低。但其餘外在因素如 居住型態及與配偶或長輩教養態度的一致性並沒有調節效果存在，不支持研究假 設2-1、3-1-1 及 3-1-2。
在個人因素部分，分析結果支持研究假設5-1、6-1-3 及 6-1-4，嬰幼兒安撫入 睡時間長度對照顧者受安撫困擾程度的預測力會受到照顧者嬰幼兒睡眠知識量及 失功能信念之懷疑及哺餵分量表的調節。在睡眠知識量表中得分較高、在失功能 信念的懷疑及哺餵分量表中得分較低者，其孩子安撫入睡時間長度對本身受安撫 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，若孩子的入睡時間短，則能夠預測照顧者有較低的困擾；反之，在睡 眠知識量表中得分較低、在失功能信念的懷疑及哺餵分量表中得分較高的照顧者，
其孩子安撫入睡時間長度較無法預測或對本身受安撫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、失功能信念的限制設定、憤怒及安全性分量表 並沒有調節效果存在，不支持研究假設4-1、6-1-1、6-1-2 及 6-1-5。
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