父母教養行為、子女教養歸因及青少年與父母溝通行 為之關係

本節擬從父母教養行為對子女與父母溝通行為之影響、父母教養行為對 子女教養歸因之影響、子女教養歸因對其與父母溝通行為之影響，以及子女 教養歸因於父母教養行為對其與父母溝通行為之影響的中介作用等四個部 分加以分析。

壹、父母教養行為對子女與父母溝通行為之影響

在進行多元迴歸分析之前，先進行多元共線性診斷，即預測變項間相關 係數需小於.80、各變項之膨脹係數（VIF）需低於 10 及容忍度（tolerance）

需大於.1（陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，2005）。由表 4-3-1 的數據可 發現：控制變項、父母親教養行為及子女與父母親溝通行為之相關係數皆小 於.80，而控制變項與父母親教養行為之膨脹係數（VIF）介於 1.92 與 1.01 之間、容忍度（tolerance）介於.99 與.52 之間，顯示變項間並無共線問題。

父母親教養行為對子女與父母親溝通行為所造成的影響，可從表 4-3-2 得知。分析結果顯示，子女與父母親的整體迴歸模式考驗皆達到顯著水準（子 女與父 F=6.216，p＜.001；子女與母 F=4.645，p＜.001），即預測變項對於 效標變項的解釋變異量具有統計意義，迴歸模式之多元相關係數（R）分別 為.281（子女與父）、.236（子女與母），決定係數（R²）為.079（子女與父）、.056

（子女與母），校正後決定係數（Adj R‧ ²）為.066（子女與父）、.044（子女 與母）。而在變異量的解釋上，吳明隆、涂金堂（2006）指出，當預測變項 數目多，或樣本數小時，以決定係數來推論母群體，常會有高估的傾向，故 應以校正後決定係數來估計會較佳。因此，本研究所有的迴歸分析皆參考校 正後決定係數。

進一步看各預測變項對子女與父母親溝通行為的影響（表4-3-2），發現 父親教育程度對於子女與父親溝通行為有顯著影響（t=2.032，p＜.05），即 父親教育程度越高，則子女對父親之溝通行為越佳。至於教養行為方面，父 母親「民主權威」的教養行為對子女與父母親溝通行為具有顯著正向預測力

（子女與父t=2.247，p＜.05；子女與母 t=3.997，p＜.001），而「獨斷專權」

教 養 行 為 對 子 女 與 父 母 親 溝 通 行 為 亦 有 顯 著 負 向 預 測 力 （ 子 女 與 父 t=-4.581，p＜.001；子女與母 t=-2.318，p＜.05），即父母親越常採用民主權 威教養行為，則青少年與父母親之溝通行為越傾向正向，而父母親越常採用 獨斷專權教養行為時，青少年子女與父母親之溝通行為越不傾向正向。

表4-3-1 控制變項、父母親教養行為、子女與父母親溝通行為之相關係數矩陣

（子女與父親n＝517；子女與母親 n＝560）

變項名稱 1 2 3 4 5 6 7 8

1. 子女與父/母親溝通行為 1.000 .027 .013 .045 .200^*** -.135^** .028 -.100^**

2. 子女性別(女性) .001 1.000 -.032 .006 -.044 -.106^** .052 -.057 3. 父母婚姻狀況(已婚有偶) .065 -.016 1.000 .042 .078^* -.015 -.053 -.057 4. 父/母親教育程度 .112^** -.006 .106^** 1.000 .210^*** -.052 -.029 -.073^* 5 父/母親民主權威教養 .165^*** -.029 .026 .142^** 1.000 -.248^*** -.186 ^*** -.454^***

6 父/母親獨斷專權教養 -.234^*** -.097^* -.089^* -.028 -.347^*** 1.000 .247 ^*** .434^***

7 父/母親寬鬆溺愛教養 .018 .142^** -.031 .040 -.160^*** .122^** 1.000 .375^***

8 父/母親忽視冷漠教養 -.106^** .040 -.040 -.072 -.548^*** .512^*** .352 ^*** 1.000

*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001

註：左下方數值為子女與父親部分，右上方數值為子女與母親部分。

表4-3-2 父母親教養行為對子女與父母親溝通行為之影響

子女與父親之溝通行為(N＝517) 子女與母親之溝通行為(N＝560) B S.E Beta t 值 B S.E Beta t 值 截距 2.956 .328 9.001*** 2.695 .330 8.173 ***

青少年性別（女） -.032 .054 -.026 -.590 .025 .055 .019 .464 父母婚姻狀況

（已婚有偶）

.114 .136 .036 .840 .006 .097 .002 .057

父親教育程度 .021 .010 .088 2.032*

母親教育程度 .000 .011 .001 .034

父親教養行為

民主權威 .019 .008 .116 2.247*

獨斷專權 -.035 .008 -.231 -4.581***

寬鬆溺愛 .008 .009 .041 .900 忽視冷漠 .013 .011 .070 1.187

母親教養行為

民主權威 .036 .009 .191 3.997 ***

獨斷專權 -.019 .008 -.108 -2.318 *

寬鬆溺愛 .021 .010 .089 1.780

忽視冷漠 .000 .013 .001 .024

F 值 6.216*** 4.645***

多元相關係數（R） .281 .236

決定係數（R²） .079 .056

校正後決定係數

（Adj R‧ ²）

.066 .044

*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001

綜前所述，本研究結果支持研究假設一之1-1 與 1-2，即父母民主權威、

獨斷專權的教養行為，對於國中生與父母溝通行為有顯著預測力。但假設 1-3 及 1-4 則未獲得研究支持。

貳、父母教養行為對子女教養歸因之影響

在進行多元迴歸分析之前，先進行多元共線性診斷，即預測變項間相關 係數需小於.80、各變項之膨脹係數（VIF）需低於 10 及容忍度（tolerance）

需大於.1（陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，2005）。由表 4-3-3 的數據可 發現：控制變項、父母親教養行為及子女對父母親教養歸因之相關係數皆小 於.80，而控制變項與父母親教養行為之膨脹係數（VIF）皆低於 1.92、容忍 度（tolerance）皆大於.52，顯示變項間並無共線問題。

子女對父母親的教養歸因是否受到父母親教養行為之影響，可從表 4-3-4 及 4-3-5 得知，在子女與父親部分（表 4-3-4），兩種不同教養歸因之迴 歸模式考驗皆達到顯著水準（持平體諒：F=3.436，p＜.001，情緒忽視：

F=4.438，p＜.001），多元相關係數分別為.212、.240，校正後決定係數分別 為.032、.045。進一步看預測變項對於依變項的影響，發現控制變項對於子 女教養歸因並無顯著預測力，至於父親教養行為方面，民主權威教養行為對 子女持平體諒教養歸因有顯著正向預測力（t=2.185，p＜.05），而獨斷專權 教 養 行 為 對 子 女 持 平 體 諒 教 養 歸 因 則 有 顯 著 負 向 預 測 力 （t=-3.348，p

＜.001），對子女情緒忽視教養歸因有顯著正向預測力（t=3.003，p＜.01），

即父親越常採取民主權威教養行為，越傾向採用持平體諒教養歸因，而當父 親採取獨斷專權教養行為的頻率越高，則青少年子女對父親越傾向採用情緒 忽視歸因、越不傾向採用持平體諒歸因。

表4-3-3 控制變項、父母親教養行為、子女對父母親教養歸因之相關係數矩陣（子

至於母親教養行為對子女教養歸因的影響方面（表4-3-5），在持平體諒 教養歸因迴歸模式中，其整體考驗未達到顯著水準（F=1.940，p=.061＞.05），

顯示控制變項及母親教養行為並不能有效解釋子女對母親持平體諒教養歸 因的變異。而情緒忽視教養歸因迴歸模式考驗則有達到顯著水準（F=4.841，

p＜.001），多元相關係數為.240，校正後決定係數為.046。細看預測變項對 子女情緒忽視教養歸因的影響，發現控制變項對情緒忽視歸因並無顯著預測 力，但母親獨斷專權教養行為對子女情緒忽視教養歸因具有顯著正向預測力

（t=3.391，p＜.001），而民主權威教養行為對子女情緒忽視教養歸因則有顯 著負向預測力（t=-2.846，p＜.01）。即母親越常採取獨斷專權教養行為，青 少年子女對母親越傾向採用情緒忽視教養歸因；而母親越常採取民主權威教 養行為，則青少年子女對母親越不傾向採用情緒忽視教養歸因。

表4-3-5 母親教養行為對子女教養歸因之影響

對母親的持平體諒歸因（N＝560） 對母親的情緒忽視歸因（N＝560）

B S.E. Beta t 值 B S.E. Beta t 值

截距 2.720 .247 11.036*** 2.388 .301 7.933***

青少年性別（女） .115 .041 .120 2.807** .090 .050 .075 1.794 父母婚姻狀況（已婚有偶） -.030 .073 -.017 -.410 -.128 .089 -.060 -1.442

母親教育程度 .000 .009 .000 .001 .011 .010 .046 1.083 母親教養行為

民主權威 .013 .007 .094 1.939 -.023 .008 -.136 -2.846**

獨斷專權 -.005 .006 -.040 -.851 .026 .008 .157 3.391***

寬鬆溺愛 .003 .008 .020 .444 -.020 .009 -.094 -1.880 忽視冷漠 .005 .010 .027 .507 .000 .012 .002 .037

F 值 1.940 4.841***

多元相關係數（R） .155 .240

決定係數（R²） .024 .058

校正後決定係數（Adj R‧ ²） .012 .046

*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001

根據上述研究結果顯示，在青少年子女與父親的部分，分析結果支持本 研究假設二之2-1、2-3 及 2-4，即父親民主權威的教養行為，對於國中生持 平體諒教養歸因有顯著預測力，而父親獨斷專權的教養行為，對於國中生持 平體諒教養歸因有顯著預測力，且對於國中生情緒忽視教養歸因亦有顯著預 測力，另假設二其餘教養行為部分，則未獲得研究支持。

至於青少年子女與母親的部分，分析結果支持本研究假設二之 2-2 及 2-4，即母親民主權威及獨斷專權的教養行為，對於國中生情緒忽視教養歸 因有顯著預測力，而假設二之其餘項目，並未獲得研究支持。

參、子女教養歸因對其與父母溝通行為之影響

在進行多元迴歸分析之前，先進行多元共線性診斷，即預測變項間相關 係數需小於.80、各變項之膨脹係數（VIF）需低於 10 及容忍度（tolerance）

需大於.1（陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，2005）。由表 4-3-6 的數據可 發現：控制變項、子女對父母親教養歸因及子女與父母親溝通行為之相關係 數皆小於.80，而控制變項與子女教養歸因之膨脹係數（VIF）介於 1.16 與 1.01 之間、容忍度（tolerance）介於.99 與.86 之間，顯示變項間並無共線問 題。

表4-3-6 控制變項、子女教養歸因、子女與父母親溝通行為之相關係數矩陣（子女 與父親n＝520；子女與母親 n＝567）

變項名稱 1 2 3 4 5 6

1. 子女與父/母親溝通行為 1.000 .031 .016 .046 .575^*** -.559 ^***

2. 子女性別(女性) .003 1.000 -.036 .006 .126^** .061 3. 父母婚姻狀況(已婚有偶) .065 -.016 1.000 .051 -.015 -.071 ^* 4. 父/母親教育程度 .115^** -.005 .106^** 1.000 .023 .005 5. 對父/母親之持平體諒教養歸因 .561^*** .094^* .027 .025 1.000 -.329 ^***

6. 對父/母親之情緒忽視教養歸因 -.557^*** .024 -.051 -.071 -.299^*** 1.000

*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001

註：左下方數值為子女與父親部分，右上方數值為子女與母親部分。

子女教養歸因對子女與父母親溝通行為所造成的影響，可從表4-3-7 得 與父t=2.241，p＜.05；子女與母 t=1.274，p＜.05），而在子女對父母親之教 養歸因方面，「持平體諒」及「情緒忽視」教養歸因對子女與父母親溝通行

根據上述研究結果，發現不論是青少年子女與父親或是與母親部分，假 設三皆得到顯著的支持，即國中生的教養歸因，對於其與父母親之溝通行為 有顯著預測力。細部來看，國中生的持平體諒教養歸因對其與父母親之溝通 行為有正向預測力，而情緒忽視教養歸因則有負向預測力。

肆、子女教養歸因於父母教養行為對子女與父母溝通行為之影響的中

介作用

在進行多元迴歸分析之前，先進行多元共線性診斷。由表4-3-8 的數據 可發現：控制變項、父母親教養行為、子女對父母親教養歸因及子女與父母 親溝通行為之相關係數皆小於.80，而控制變項、子女教養歸因與父親教養 行為之膨脹係數（VIF）皆低於 1.93、容忍度（tolerance）皆大於.51，顯示 變項間並無共線問題。

就模式一與模式二的變化來檢驗子女對父母親教養歸因的中介作用。比 較表4-3-9 及 4-3-10 的模式一及模式二後可發現，當控制變項、父母教養行 為、子女對父母教養歸因等變項同時進入迴歸模式二時，這些變項對於子女 與父母溝通行為的變異量，皆有顯著提升。子女與父親部分，加入持平體諒 教養歸因可由 6.6％提升至 34.1％，增加了 27.5％的解釋量；加入情緒忽視 教養歸因可由 6.6％提升至 32.8％，增加了 26.2％的解釋量。至於子女與母 親部分，加入持平體諒教養歸因可由 4.4％提升至 35.6％，增加 31.2％的解 釋量；而加入情緒忽視教養歸因則可由4.4％提升至 32.4％，增加 28.0％的 解釋量。此外，子女對父母之持平體諒與情緒忽視教養歸因進入迴歸方程式

就模式一與模式二的變化來檢驗子女對父母親教養歸因的中介作用。比 較表4-3-9 及 4-3-10 的模式一及模式二後可發現，當控制變項、父母教養行 為、子女對父母教養歸因等變項同時進入迴歸模式二時，這些變項對於子女 與父母溝通行為的變異量，皆有顯著提升。子女與父親部分，加入持平體諒 教養歸因可由 6.6％提升至 34.1％，增加了 27.5％的解釋量；加入情緒忽視 教養歸因可由 6.6％提升至 32.8％，增加了 26.2％的解釋量。至於子女與母 親部分，加入持平體諒教養歸因可由 4.4％提升至 35.6％，增加 31.2％的解 釋量；而加入情緒忽視教養歸因則可由4.4％提升至 32.4％，增加 28.0％的 解釋量。此外，子女對父母之持平體諒與情緒忽視教養歸因進入迴歸方程式