第四章 研究結果與討論
第二節 父母教養行為與幼兒社會行為之關聯
本節將藉由建構「家庭社經地位」、「父母教養行為」對「幼兒社會行為」
的結構方程模式，探討「家庭社經地位」、「父母回應」、父母「條件式管教」
對於幼兒正、負向「社會行為」的解釋力，以回答「父母教養行為」與「幼兒社 會行為」之關聯如何的研究問題。
本節首先分別建構「家庭社經地位」、「父母教養行為」以及「幼兒社會行 為」的測量模型並呈現驗證性因素分析（CFA）結果，以檢驗實際量測變數和潛 在構面的關係。接著，使用結構模式探討「家庭社經地位」、「父母教養行為」
與「幼兒社會行為」之間的關聯，完成 SEM 完整模式的建構。
一、 驗證性因素分析（CFA）結果
如果測量模型具有收斂效度，需要滿足以下三項條件（Hair et al., 2009）:
1. 組成信度（composite reliability, CR）大於 0.7。
2. 平均變異數萃取量（average of variance extracted, AVE）大於 0.5。
3. 因素負荷量（factor loadings）不能太低（低於 0.50）或太高（高於 0.95）。
下面將分別針對「家庭社經地位」、「父母教養行為」、以及幼兒正、負向
「社會行為」，建立 CFA 多因素模型，以確保在進行 SEM 分析之前，所有構面 均符合驗證性因素分析的基本要求。
（一）家庭社經地位、父母教養行為之驗證性因素分析
以「家庭社經地位」、「父母回應」行為與「條件式管教」行為三個構面，
建立 CFA 多因素模型（也稱一階完全相關驗證式因素分析）。此模型因為允許模 型自由估計潛在變數之間的變異數及共變異數，因此可以提供因素之間相關程度 大小的訊息，並指出不同變數是否會產生交互作用，是因素分析中最常見的模型
（張偉豪，2011）。
執行 CFA 後，依據修正指標（Modification Index, MI），發現觀察變數「管 教 3」與其他多個變項的殘差不獨立，顯示該題項與其他題項為相似觀點的觀察 變數，因模型精簡及違反殘差獨立的原則，對指標「管教 3」（孩子行爲失控時 打孩子）予以刪除，父母「條件式管教」構面最終保留兩個觀察變數（分別是
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「管教 1」（不聽話時責駡孩子）和「管教 2」（必要時通過限制行動來管教））。
刪除殘差不獨立的觀察變數後，再次執行驗證性因素分析，得到模型如圖 4-2-1。
該模式適配度指標均符合理想數值的標準（絕對配適指標 GFI=.995>.90, AGFI=.990>.90, RMSEA=.025<.08, 增量配適指標 NFI=.990>.80, CFI/IFI=.994>.90, 精簡配適指標 PNFI=.601>.50），顯示該模型適配度良好。這三個構面之各個指標 的標準化因素負荷量，均介於 0.50-0.95 之間，殘差均為正值並且顯著，無違犯估 計存在。
圖 4-2-1 社經地位、「父母回應」及「條件式管教」行為驗證式因素分析圖 社經地位、「父母回應」行爲及「條件式管教」行為之觀察變項（指標）的 模 型 參 數 估 計 如 表 4-2-1 所 示 ， 在 收 斂 效 度 方 面 ， 三 個 構 面 的 組 成 信 度
（composite reliability, CR）分別爲 0.74、0.75、0.75，均大於 0.7 的建議標準值。
另外，社經地位的平均變異數萃取量（average of variance extracted, AVE）爲 0.49，
雖未達卻接近建議標準值 0.5，回應行爲、「條件式管教」行爲的平均變異數萃取 量分別爲 0.50、0.60，達到 0.5 的標準。總體而言，社經地位、「父母回應」行爲 與父母「條件式管教」行為這三個構面具有可接受的收斂效度。
綜上所述，本研究針對家庭社經地位、「父母回應」行為、父母「條件式管 教」行爲進行驗證性因素分析，經修正後的三個構面符合 CFA 的基本要求。
51 RMSEA=.071<.08；增量配適指標 NFI=.920>.80，CFI=.927>.90，IFI=.927>.90；精 簡配適指標 PNFI=.719>.50，PGFI=.636>.50），顯示該模型適配度良好。
圖 4-2-2「正向社會行為」驗證式因素分析圖
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幼兒「正向社會行為」之觀察變項（指標）模型參數估計摘要詳見表 4-2-2，
在這些構面的收斂效度指標上，四個構面（獨立、主動、合群、順從）的組成信 度分別爲 0.70、0.77、0.79、0.75，均符合建議標準值 0.7。在收斂效度的平均變 異數萃取量指標上，除了主動構面的平均變異數萃取量為 0.45，未達建議標準值 0.5，合群構面的平均變異數萃取量為 0.49，未達卻接近建議標準值 0.5 外，其他 兩個構面（獨立、順從）的平均變異數萃取量均超過統計學上的建議標準值
（Hair et al., 2010）。總體而言，幼兒「正向社會行為」的四個構面具有可接受的 收斂效度。
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2. 「負向社會行為」
由於幼兒負向社會行爲只有退縮行爲與攻擊行爲兩個構面，而二階驗證式因 素分析需要三個以上構面，因此以退縮與攻擊兩個構面，進行一階完全相關驗證 式因素分析。執行 CFA 後，依據修正指標（Modification Index, MI），發現攻擊 行爲構面的觀察變數「攻擊 4」與其他多個變項的殘差不獨立，顯示該題項與其 他題項為相似觀點的觀察變數。因模型精簡及違反殘差獨立的原則，對指標「攻 擊 4」予以刪除，攻擊行爲構面最終保留三個觀察變數（分別是「攻擊 1」、「攻 擊 2」與「攻擊 3」）,再次執行驗證性因素分析，得到如圖 4-2-3 所示的模型。
該 模 型 的 各 項 適 配 度 指 標 均 符 合 理 想 數 值 的 標 準 （ 絕 對 配 適 指 標 GFI=.986>.90, AGFI=.963>.90, RMSEA=.070<.08；增量配適指標 NFI=.964>.80，
CFI=.967>.90，IFI=.967>.90；精簡配適指標 PNFI=.514>.50，PGFI=.506>.50），
顯示該模型適配度良好。負向社會行爲這兩個構面（退縮行爲、攻擊行爲）之各 個指標的標準化因素負荷量，均不低於 0.5，殘差均為正值並且顯著，無違犯估計 的現象存在。
圖 4-2-3「負向社會行為」驗證式因素分析圖
幼兒「負向社會行為」之觀察變項（指標）模型參數估計摘要詳見表 4-2-3，
在這兩個構面的收斂效度指標上，退縮構面的組成信度為 0.73，大於建議標準值 0.7，攻擊構面的組成信度為 0.69，未達卻接近建議標準值。在收斂效度的平均變 異數萃取量指標上，退縮構面的平均變異數萃取量為 0.48，未達卻接近建議標準 值 0.5，合群構面的平均變異數萃取量為 0.44，未達建議標準值。總體而言，幼兒
「負向社會行為」的兩個構面具有可接受的收斂效度。
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表 4-2-3
「負向社會行為」之觀察變項（指標）模型參數估計摘要表
構面 指標
模型參數估計值 收斂效度
非標準 化因素 負荷量
S.E. C.R. P
標準化 因素負 荷量
SMC CR AVE
退縮
退縮 1 1 0.61 0.369
0.73 0.48 退縮 2 1.27 0.07 17.69 *** 0.87 0.768
退縮 3 0.77 0.04 19.29 *** 0.56 0.312 攻擊
攻擊 1 1 0.56 0.31
0.69 0.44 攻擊 2 1.15 0.07 16.20 *** 0.79 0.627
攻擊 3 0.74 0.04 17.47 *** 0.61 0.371
綜上所述，本研究的依變項即幼兒社會行爲，包含幼兒「正向社會行為」的 四個構面與幼兒負向社會行爲的兩個構面，均符合 CFA 的基本要求，即幼兒正、
負向社會行為量表具有信度、收斂效度及區別效度，可進行第二階段的結構模型 分析。
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二、Pearson 積差相關分析結果
在驗證結構方程模型之前，需進行 Pearson 積差相關分析，以了解變項之間 是否存在共線性，「家庭社經地位」、「父母回應」行爲、父母「條件式管教」
行爲、幼兒正向社會行爲、負向社會行爲之 Pearson 積差相關分析結果見表 4-2-4。
由表 4-2-4 的相關係數矩陣可知，各變項之間的 Pearson 積差相關係數的絕對 值大小範圍在.003 至.56 之間，數值均未超過.6（邱皓政，2006），因此本研究變 項之間的共線性在可接受範圍内，可進行下一步的結構方程模式分析。
除此之外，由該表的相關係數矩陣可知，「家庭社經地位」的測量變項中，
父母教育程度與父母職業具有中等程度的正相關，相關係數為.56，介於.4-.6 之間
（邱皓政，2006）；幼兒正向社會行爲的測量變項中，獨立性與主動性（相關係 數為.452）、主動性與合群性（相關係數為.513）、順從性與合群性之間（相關係 數為.415），相關係數均超過.4，具有中等程度的正相關。其餘變項之間的相關性 則較弱或無相關。
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表 4-2-4
各變項間之 Pearson 相關分析結果
變項名稱 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
1.父母教育程度 －
2.父母職業 .56** －
3.家庭收入 .38** .37** －
4.「父母回應」 .17** .15** .12** －
5.「條件式管教」 -.04 -.05* -.09** .20** －
6.獨立性 .05* .02 .03 .23** .07** －
7.主動性 .16** .11** .10** .36** .10** .45** －
8.合群性 .06** .06** .06** .28** .03 .39** .51** －
9.順從性 -.01 .02 .03 .22** -.00 .38** .32** .42** －
10.退縮性 .05* .03 -.02 -.06** .02 -.11** -.14** -.16** -.01 － 11.攻擊性 -.03 -.02 -.02 -.09** .17** -.09** .01 -.17** -.15** .12**
*p<.05, **p<.01
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三、結構方程模式（SEM）分析結果
（一）概念性結構方程模型及假設
本研究的概念性模型如圖 4-2-4 所示，概念性模型中包含五個潛在變數：
「家庭社經地位」、「父母回應」行爲、「條件式管教」行爲、幼兒正向社會行 爲、負向社會行爲，有關概念性模型的各項假設如表 4-2-5。
圖 4-2-4 概念性模型示意圖
表 4-2-5
概念性模型之假設
在本節驗證性因素分析結果的部分驗證測量模型後，家庭社經地位、「父母 回應」行爲、「條件式管教」行爲、幼兒正向社會行爲、負向社會行爲等量表的
研 研
假設 內容
家庭社經地位→幼兒社會行為
（H1）
H1-1 家庭社經地位與幼兒的正向社會行爲正相關。
H1-2 家庭社經地位與幼兒的負向社會行爲負相關。
父母回應行爲→幼兒社會行為
（H2）
H2-1 父母回應行爲與幼兒的正向社會行爲正相關。
H2-2 父母回應行爲與幼兒的負向社會行爲負相關。
條件式管教→幼兒社會行為
（H3）
H3-1 父母條件式管教行為與幼兒的正向社會行爲正相關。
H3-2 父母條件式管教行為與幼兒的負向社會行爲負相關。
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信、效度與因素結構皆符合研究要求，並且處於統計學可接受的範圍內。在此情 形下，分析過程便可進入結構模型分析，以驗證概念性模型的配適度與假設，並 進行各構面間潛在關係的分析。
（二）結構方程模式評鑒
依據研究假設及概念性模型，以「家庭社經地位」、「父母教養行為」與
「幼兒社會行為」之間的關聯，建立結構方程模型如圖 4-2-5 所示。
參考陳寬裕與王正華（2018）所提出的 SEM 整體模型的評鑒步驟，本研究首 先進行結構方程模式評鑒（包含違犯估計檢驗及整體模型配適指標評鑒），然後 進行假設檢定，最後分析「家庭社經地位」、「父母教養行為」與幼兒正向、負 向「社會行為」之間的關聯效果。
圖 4-2-5 社經地位、父母教養行為對幼兒社會行為影響之標準化係數路徑圖
模型評鑑的第一步，需確立所估計的參數並未違反統計所能接受的範圍，亦 即沒有不適當的解產生。一般而言，需要確保模型中沒有發生以下三種違犯估計 的現象（陳寬裕、王正華，2018）：
1. 有負的誤差變異數存在。
2. 標準化係數超過或太接近 1（大於 0.95）。
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3. 有太大的標準誤。
觀察表 4-2-6 整體模型參數估計表，依次對比上述三點參考標準後發現：各 觀察變項的誤差變異有 27 個，潛在變項的誤差變異有 8 個，測量的誤差變異數介 於 0.03~1.14 之間，數值皆爲正值；所有參數的標準化係數介於-0.32~0.88 之間，
觀察表 4-2-6 整體模型參數估計表，依次對比上述三點參考標準後發現：各 觀察變項的誤差變異有 27 個，潛在變項的誤差變異有 8 個，測量的誤差變異數介 於 0.03~1.14 之間，數值皆爲正值；所有參數的標準化係數介於-0.32~0.88 之間，