第四章 研究結果
第五節 父母教養方式與國中生心理資本影響學習投入
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第五節 父母教養方式與國中生心理資本影響 學習投入模型之分析
本節主要目的在於探討本研究所提「父母教養方式與國中生心理資本影響學 習投入」的假設模型是否能夠得到驗證。為確保分析過程之嚴謹性，近年來學者 多建議採用二階段分析法(two-stage approach)，首先，將統合模型界定成CFA (confirmatory factor analysis)測量模式，評鑑CFA模式是否適配觀察資料，待獲得 一個可接受的測量模式後，再進行統合模型之路徑結構分析(Anderson & Gerbing, 1988; Bollen, 1989 )。是以，本研究採二階段分析法進行假設模型因果關係之檢 測。茲將分析結果分為以下兩個部分，第一部分是對本研究之假設模型進行CFA 模式的評估；第二部分則就本研究所提之「父母教養方式與國中生心理資本影響 學習投入模型」進行整體模型的評估以及路徑結構的驗證。
壹、「父母教養方式與國中生心理資本影響學習投入」之 CFA 模式 分析
進行「父母教養方式與國中生心理資本影響學習投入」整體模型的評估與檢 驗之前，本研究以 650 位國中學生為觀察樣本，先針對本假設模型之CFA模式進 行模式評估。圖 4-5-1 為本研究所提出之「父母教養方式與國中生心理資本影響 學習投入模型」的CFA模式圖，模式與觀察資料適配的評鑑指出，從整體適配度 來看，本模式大致可被研究資料所支持，χ2 =376.51，df= 109，p <.001，達顯著 水準，惟χ2 值易受樣本大小而變動，若樣本大於 200 人，則應再參考其他指標作 為判斷依據(余民寧，2006)。檢驗其他評鑑指標，RMSEA= .061，若模式之RMSEA 值介於.05-.08 表示模式是合理適配(余民寧，2006)，故本指標顯示模式達合理適 配標準；SRMR= .039，達良好適配程度(<.05)；檢驗模式比較適配度指標：NFI
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值為.98、NNFI值為.98、CFI值為.99、IFI值為.99、RFI值為.97，均符合.9 以上之 標準；而精簡適配度指標檢驗結果：PNFI= .79、PGFI=.67，均符合.5 以上之標 準，顯示本模式與觀察資料具有相當程度的契合度。
模式之標準化參數估計顯示，模式中所有的估計參數皆達顯著；估計參數之 誤差變異誤亦未出現異常之處。此外，模式中之因素負荷量介於.64-.93 之間，均 於理想值範圍內。另一方面，CFA 模式中潛在變項之間的兩兩相關之絕對值，
介於.32 至.76 之間，表示模式中各潛在變項間的關聯程度均屬中等，並無明顯共 線性的問題存在，亦無不相關的變項存在於本研究之假設模型中。
圖 4-5-1 「父母教養方式與國中生心理資本影響學習投入」之 CFA 模式
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(Indicator variables)方面，外衍潛在變項之父母正向知覺(ξ1)以學習表現(X1)、問 題解決能力(X2)及內省能力(X3)為指標；父母支持(ξ2)以自主支持(X4)與父母投入‧
品質也是不容忽視的(Bagozzi & Yi, 1988)，是以本研究採用Bagozzi等人(1988)所 提之建議，從基本適配度、整體適配度以及內在結構適配度三方面來進行「父母‧
度之重要指標(Bagozzi & Yi, 1988)，各指標之判斷標準如下：1. 誤差變異誤不得為負值，且須達顯著水準。
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由表4-5-3可知，整體適配指標當中，χ2 =376.51，df=109，p <.001，達顯著水準，
表示理論模型與觀察資料間有差異，應拒絕虛無假設。但χ2 值易受樣本大小而變
在比較適配指標方面，NFI=.98；NNFI=.98；CFI=.99；IFI=.99；RFI=.97 皆達大 於.9 之要求標準，顯示本模型呈現良好適配。
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是正規化卡方值(χ2 /df)並未達到小於3的標準；且AIC指數為464.51，雖然小於獨 立模型的18661.61，但卻大於飽和模型的306.00。‧ 國
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而關於χ2 /df值之判斷，Bollen(1989)以及Hair、Anderson、Tatham與Black (1998) 認為該值小於3是較為嚴格之標準，當χ2 /df值小於5即可視為良好之配適。故整 體而言，本研究所提出之模型的整體適配度檢定結果堪稱理想，由模型契合度檢 驗的結果來看，本假設模型與觀察資料具有相當程度的契合度，也就是說，本研 究提出之模型是能夠用來解釋實際觀察資料的。
(三) 內在結構適配度
Hair等學者(1998)指出內在結構適配度之評估應包含測量模式及結構模式兩 方面。茲分別針對測量模式及結構模式兩個部分進行本研究模型之內在結構適配 度檢定，結果說明如下：
1. 測量模式
Bagozzi等人(1988)指出，欲衡量模型中測量模式的適配度時，可運用下列幾 項重要的判斷指標，分述如下：
(1) 測量模式中的因素負荷量以及測量誤差變異誤，需達顯著。
(2) 測量變項之信度值，即個別測量變項之R2 值，需大於.5。
(3) 潛在變項的組合信度(composite reliability，ρc )需大於.6。
(4) 平均變異抽取量(average variance extracted，ρv )需大於.5。
由表4-5-2 可以看出所有估計的因素負荷量（λ）皆達顯著水準，t 值介於 17.30- 28.51，p <.001；所有估計的測量誤差變異誤( δ與ε )，亦皆達p <.001顯著 水準，t值介於6.07- 16.67。這些結果符合「測量模式中的因素負荷量、測量誤差 變異誤應達顯著水準」的衡鑑指標。
測量模式中之個別指標信度、潛在變項組合信度與平均變異抽取量之分析結
果列於表 4-5-4，可以看出十七個測量指標中，僅人身攻擊(X7)與收回關愛(X8) 之個別指標信度小於.5，顯示此兩變項的測量誤差較大，其餘測量變項均符合個 別指標信度值大於.5 之標準。此外，父母正向知覺、父母支持、父母心理控制、‧
、.9068 及.9199，均達.6 以上的標準。而五個潛在變項的平均變異抽取量，介 於.5848-.7847 之間，均達平均變異抽取量大於.5 的評鑑標準。
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(1) 結構參數(γ、β)需達顯著。
(2) 潛在依變項之信度值(R2)需高於.5。
(3) 潛在變項間的相關係數應低於.9。
由表4-5-2可知，結構參數值除了父母正向知覺對於國中生學習投入效果的 路徑係數(γ21)未達顯著外，其餘參數之t值之絕對值介於4.14-10.72之間，皆達
p <.001之顯著水準。其次，根據表4-5-2中殘差變異量(
ζ)計算所得的潛在依變項信度值，心理資本與學習投入兩個潛在依變項之信度值依序為.49與.64，心理資 本的R2值雖未達高於.5之標準，亦接近標準值。最後，表4-5-5 顯示父母教養方 式與國中生心理資本影響學習投入模型中的五個潛在變項之交互相關係數絕對 值介於.29 至.7之間，合乎潛在變項的相關係數應低於.9 的評鑑標準。
表4-5-5 假設模型潛在變項間的交互相關係數
*** p <.001
根據前述有關本研究假設模型之內在結構適配度評估結果可知，模型中所有 的因素負荷量、測量誤差變異誤皆達顯著；潛在變項的組合信度與平均變異抽取 量均符合模式適配之標準；潛在變項間的相關係數均低於.9；在潛在依變項之信 度值方面，雖然心理資本的R2值未達高於.5之標準，但亦接近標準值；個別測量 變項之信度值方面，兩個測量變項的信度值低於.5，表示此兩變項的測量誤差較 大，然而黃芳銘(2002)指出，個別觀察變項之信度值高於.5 是較為嚴苛的標準，
依據Bollen(1989)的看法，當個別觀察變項信度值之t值達顯著，即屬可接受的範
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1.父母正向知覺 1.00
2.父母支持 .455*** 1.00
3.父母心理控制 .-.290*** -.374*** 1.00
4.心理資本 .488*** .524*** -.490*** 1.00
5.學習投入 .437*** .561*** -.488*** .700*** 1.00
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圍；此外，模型中的結構參數除父母正向知覺對國中生學習投入之路徑效果未達 顯著外，其餘路徑均達顯著。綜上所述，本研究之「父母教養方式與國中生心理 資本影響學習投入模型」具有良好的內在結構適配度。
二、各變項參數估計結果
本研究主要是希望探討父母教養方式、國中生心理資本與學習投入之間的影 響歷程，藉由變項之間的直接效果、間接效果與整體效果，能夠瞭解潛在自變項 對潛在依變項的直接影響，以及透過其他潛在依變項中介後的間接影響。在潛在 變項的路徑分析中，直接效果由兩個潛在變項之間的路徑係數表示，即模型中的 Beta與Gamma係數；整體效果則是直接效果與所有間接效果的總和。透過各潛在 變項間影響效果的檢定，可瞭解變項之間的線性結構關係。
(一) 各研究變項之間的直接效果
根據本研究所提出之假設，父母正向知覺對國中生的心理資本與學習投入有 直接效果；父母支持對國中生的心理資本與學習投入有直接效果；父母心理控制 對國中生的心理資本與學習投入有直接效果；國中生的心理資本對其學習投入有 直接效果。
圖4-5-3為路徑模型所估計得出的完全標準化係數結果。由表4-5-6中可以看 出，父母正向知覺對國中生心理資本的直接效果為.28，達p <.001之顯著水準；
對國中生學習投入的直接效果為.02 (p >.05)，未達到顯著水準。父母支持對國中 生心理資本之直接效果為.32 (p <.001)；對國中生學習投入的直接效果為.25 (p <.001)，皆達顯著水準。父母心理控制對國中生心理資本的直接效果為-.31 (p <.001) ；對國中生學習投入的直接效果為-.15 (p <.001)，皆達顯著水準。國 中生心理資本對其學習投入之直接效果為.53，達p <.001顯著水準。這些參數估 計結果顯示，除了父母正向知覺對於國中學生學習投入的直接關係之研究假設未
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獲得支持以外，其餘本研究所提出的假設關係皆獲得實證資料之支持，且係數強 度亦堪稱理想。
(二) 各研究變項之間的間接效果
根據本研究所提出的假設模型，各變項間除了直接效果外，父母正向知覺會 透過國中生的心理資本對其學習投入產生間接效果；父母支持會透過國中生的心 理資本對其學習投入產生間接效果；父母心理控制亦會透過國中生的心理資本對 其學習投入產生間接效果。間接效果的估計數與顯著性考驗列於表4-5-6。
根據表4-5-6，父母正向知覺對於國中學生學習投入的間接效果為.148；父母 支持對於國中學生學習投入的間接效果為.17；父母心理控制對國中學生學習投 入的間接效果為-.164，皆達p <.001之顯著水準。由這些結果顯示，本研究所提 出之變項間的假設關係皆獲得支持。
(三) 各研究變項之間的整體效果
由表4-5-6 可知，父母正向知覺對於國中學生心理資本的整體效果為.28 (p <.001)；對學習投入的整體效果為.168 (p <.001)。父母支持對於國中學生心理 資本的整體效果為.32 (p <.001)；對學習投入的整體效果為.42 (p <.001)。父母心 理控制對國中生心理資本的整體效果為-.31 (p <.001)；對學習投入的整體效果為 -.314 (p <.001)。國中學生心理資本對於其學習投入的整體效果為.53 (p <.001)。
根據前述各變項間的影響結果可以看出，所有潛在變項之間的整體效果皆達顯著 水準。
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有直接效果，表示「父母正向知覺」對於國中生的「心理資本」具有顯著正向的 直接影響力；再者，「父母支持」、「父母心理控制」等父母教養方式變項對於 國中生的「心理資本」與「學習投入」有直接效果，表示「父母支持」對於國中 生的「心理資本」與「學習投入」具有顯著正向的直接影響力，而「父母心理控 制」則是對於國中生的「心理資本」與「學習投入」具有顯著負向的直接影響力。
此外，國中生的「心理資本」對於其「學習投入」具有直接效果，表示國中生的
此外，國中生的「心理資本」對於其「學習投入」具有直接效果，表示國中生的