第四章 結果與討論
第二節 社會控制理論與自我控制理論之潛在成長模型之驗證
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第二節 社會控制理論與自我控制理論之潛在成長模 型之驗證
本節主要驗證從社會控制、自我控制等理論所建構之理論模型是否可被驗 證。本節將先簡述、分析外在的測量變項、變異數-共變數矩陣，隨後再討論潛 在成長模型整體的適配度及各項預測因子對偏差行為斜率與截距之影響。
壹、測量變項簡述與分析
上節已詳細說明四波偏差行為的描述統計與平均數與變異數變動。本節將探 討其他測量變項的平均數、變異數及其變動，由於這些變項並不是依變項，故不 若討論偏差行為般詳細。茲就學校依附感、同儕關係、親子關係、教育抱負、學 業成就、控制信念之測量變項分述如下。
一、學校依附感
本研究探討學校依附感共有第一、二、三波，其各波加總之總分平均數、變 異數、偏態、峰度如表22所示。
表 22 學校依附感描述統計 學校依附感描述統計
平均數 標準差 變異數 偏態 峰度 X1（第一波學校依附感） 9.127 1.633 2.666 -.404 .732 X2（第二波學校依附感 8.430 1.587 2.520 -.524 1.124 X3（第三波學校依附感） 8.289 1.624 2.636 -.471 .723
從上表可以發現，學校依附感的平均數呈現逐步下降的趨勢，顯示隨著年級 的上升，越來越多人不喜歡上學；變異數則呈現先降後升、浮動不定的情況，此 顯示學校依附感並無明顯之馬太效應；在偏態上，皆小於3，峰度皆小於10，此 顯示學校依附感大致上呈現常態分配（Kline,2005）。
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Greenhouse-Geisser 1597.218 1.985 804.600 422.264*** .000 .097 誤差 假設為球形 14838.782 7846 1.891
Greenhouse- Geisser 14838.782 7787.573 1.905 受試者間 145383.231 3923 4.023701
***
p<.001
二、 同儕關係
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Greenhouse-Geisser 115.437 1 115.437 174.351*** .000 .041
誤差 假設為球形 2692.063 4066 .662
Greenhouse-Geisser 2692.063 4066 .662
受試者間 3809.205 3923 .937
***
p<.001
三、親子關係
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Greenhouse-Geisser 306.766 1.997 153.629 154.239*** .000 .066 誤差 假設為球形 4345.891 4370 .994
Greenhouse- Geisser 4345.891 4363.145 .996
受試者間 4809.565 2185 2.201
***
p<.001
四、教育抱負
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Greenhouse-Geisser 988.968 2.592 381.631 251.278*** .000 .142
誤差 假設為球形 5970.532 4551 1.312
Greenhouse- Geisser 5970.532 3931.375 1.519
受試者間 11670.049 1517 7.693
***
p<.001
五、學業成就
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Greenhouse-Geisser 6296.493 2.591 2430.285 6218.202*** .000 .612
誤差 假設為球形 3994.670 11835 .338
Greenhouse- Geisser 3994.670 10220.885 .391
受試者間 17010.803 4.312 4.312
***
p<.001
六、自我控制能力
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貳、測量變項之變異數-共變數矩陣及多元共線性
潛在成長模式所使用的矩陣，必須是變異數-共變數矩陣，若使用相關係數 矩陣，尤其於變異數皆已標準化為1，將估計參數結果無法提供更多的訊息。因 此本研究將列出二十個測量變項之變異數-共變數矩陣，並探測其相關是否達顯 著及多元共線性的問題。
一、 變異數-共變數矩陣及相關係數矩陣
本研究所採用的變異數共變數矩陣，其測量變項計有二十四個；由於其矩陣 過度龐大，放在正文中相當不便，因此乃將其置於附錄四、五。
在變異數共變數矩陣中，大體上可以發現，其對角線的變異數（不包含自我 控制）是有變動的；就整體而言，其相關係數介於.006~.815；就各測量模式而 言，其相關係數介於.815~.171，且其相關係數皆達顯著；易言之，將這個矩陣 來進行潛在成長模型，基本上是可行的。
二、 多元共線性之檢定
邱皓政（2011）指出，在結構方程式中的多元共線性問題比較難判定，原因 是結構方程式不等於迴歸。一般可先從模型估計或技術操作來探討，俟發現問題 後，再採用多元迴歸共線性的方式檢證是哪些變數的問題。而研究者認為若從最 嚴格的角度來看，可以直接進行多元迴歸共線性檢定，不須等到有問題再進行。
以下分別以二十四個變項輪流當作依變項，投入其他二十三個自變項，並以VIF 大於10為作為判準，結果顯示VIF介於1.083~4.473，表示多元共線性不嚴重。
貳、多變量潛在成長模型分析
本研究之理論來自社會控制、自我控制、關鍵期等理論，主要的依變項為偏 差行為之斜率、截距；自變項為學業成就、學校依附感、同儕關係、親子關係、
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就整體模型而言，整體模型的卡方值為1661.4，達顯著，表示原始矩陣與擬 合矩陣確實有顯著之差異；然而從卡方值的公式可以瞭解，卡方值深受樣本數影 響（陳順宇，2007），還須考量其他的指標。就RMSEA指標言，其值為.044，
小於.05；AGFI為.95，大於.90；由此得知，本模式整體適配度良好。
而就內在適配度指標言，測量模式的t值皆達顯著，顯示測量模式之估計值皆 具意義，而在整體迴歸方程式的解釋力，依陳順宇（2007）計算方式達.438654。
由於潛在成長模型，其目的是在探索第一波與設定的斜率（本研究設為從第 一波到最後一波的增加）對各波之預測情形。因此，若用一般的標準規定因素負 荷量一定要在.7以上，顯然不合理，這等於預設斜率一定要與各波有關。就事實 而言，斜率甚至會與各波有負相關。因此，合理的標準，應是第一波與用來定準 的增長之該波（如在偏差行為中，即是第一波與第四波），其多元相關之平方要 超過.5；若依此標準，包括偏差行為測量模式、學校依附感、親子關係、教育抱 負、自我控制信念（自我控制信念應該用.7標準）皆無法達成此標準；只有學業 成就、同儕關係合乎測量模式的標準；值得注意的是，若採用單獨之測量模型，
除了自我控制信行為（為了研究目的不得不加入這個測量模型），皆符合此標準。
易言之，這是因為受到整體估計影響才使得測量模型不適合；基本上，本研究並 不認同這種測量哲學，因為這種測量哲學顯然暗示測量的結果受選擇的多少測量 變項影響。換句話說即是選擇二個變項（如選擇教育抱負、同儕關係）與選擇三 個變項（如選擇教育抱負、同儕關係、學校依附）其估算出來的潛在特質是不一 樣的；這在邏輯上顯然不是很合理；合理的邏輯應是測量具有穩定性，測量模式 不受選擇多少變項的影響，結構方程式模型不過計算出預測變項對依變項的迴歸 係數而已。本研究認為，理想的估計應是先獨立估算出測量模式的參數，再將參 數代入整體的模型中估算出潛在變項的路徑係數；當然如此的模式或許會使適配 度降低，但是卻可獲得統計的合理性。
然而，基於一般普遍的見解，仍採用一階段求解，而不採用二階段求解法。
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以下茲就偏差行為截距、斜率之方程式分別討論。
（一）偏差行為截距之方程式
偏差行為截距=0.05*（親子關係截距）-0.14*(學校依附感截距)-0.31*(同儕關 係截距)-0.1*(學業成就截距) （只列出顯著的迴歸係數）
上述的第一個迴歸方程式，其解釋力為0.158，整體迴歸方程式之F值為 195.0606，達顯著；不過此乃由於大樣本才達顯著。事實上，解釋力並不佳；研 究者認為主要有兩原因，第一，本迴歸方程式所投入只有社會控制理論的部份，
相當重要的一個變項自我控制信念，卻沒顯著。而之所以沒顯著原因，本研究認 為這是因為此變項是家長回憶結果，而這種回憶填答，是相當值得懷疑；因此，
在缺乏有效的預測因子下，迴歸方程式的解釋力自然降低。第二，預測變項的截 距項，事實上是第一波的總分（扣除誤差），然而總分與因素分數畢竟是不同，
這可能也是降低預測力的原因。
從偏差行為截距迴歸方程式可以發現，增強正向同儕關係截距，學校依附感 之截距，學業成就的截距，能有效降低偏差行為之截距；不過值得注意的是，建 立預測截距項的迴歸方程式，不如直接以第一波的資料建立結構方程模型，因為 截距的資料乃以總分當作潛在變項，易言之，是將各題視為等值，這顯然不如以 隱含加權值概念的因素分數當作潛在變項來得準確。
另外，以上的迴歸係數皆為負數，其原因乃在於本研究皆以正向定義學校依 附感、同儕關係、學業成就；因此正向的學校依附感、同儕關係自然與偏差行為 呈現負相關（當然在此必須強調迴歸係數不等於相關），然而較特殊的是親子關 係截距，此係數竟然是正的，易言之，當親子關係愈佳，偏差行為竟然愈多，這 顯然與許多研究結果不合（林青瑩，1999；陳羿足，2000；周美智，2001；侯崇 文，2001；張惠君，2002）。研究者認為這可能有四種原因：第一、這可能是題
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目選擇不夠廣泛的原因，本研究所選擇的題目主要集中於看功課與談心，但這兩 個面向可能尚不足以代表親子關係或父母對子女的管教，導致與文獻不合。第 二、大樣本的關係，使得原本不應顯著的迴歸係數達到顯著，事實上，其迴歸係 數僅.05，當人數降至2000人以下，其迴歸係數就不顯著，顯示此迴歸係數之顯 著與大樣本有密切關聯。第三，亦有可能這些題目反應的不只是親子關係，而是 社經地位，因為看子女的功課屬於高社經地位家庭父母的管教行為，低社經地位 的家長難以為之。第四、若將親子關係的四題，減為兩題，選擇以「爸爸會不會 聽你講內心的話？」、「媽媽會不會聽你講內心話」當作親子關係的題目，得到 的結果發現親子關係截距對偏差行為截距之預測力為.04，但不顯著；同樣的，
選擇「爸爸會不會看你的作業或考卷、瞭解你的學習情況？」、「媽媽會不會看 你的作業或考卷、瞭解你的學習情況？」，得到的結果亦發現親子關係截距對偏 差行為截距之預測力為.05，亦不顯著--事實上，就算再用其他方法選擇題目，
如分別以父親、母親探討，其結果仍然一樣。若將親子關係僅介定在父親，其迴 歸係數為.05，不顯著；介定在母親，其迴歸係數為.03，亦不顯著。因此，總的 來說，這些題目，不論是四題，二題這些題目對偏差行為的截距預測力相當低，
而若將親子關係與偏差行為截距進行淨相關分析，則發現其淨相關為正，但不顯 著，易言之，親子關係是透過其他的中介變項影響偏差行為的，至於是何者則有 待後之研究者繼續努力。
而就相關來看，其相關大小依序為同儕關係、學校依附感、學業成就、教育 抱負、自我控制信念、親子關係，且皆與偏差行為呈現負相關，這符應了先前眾
而就相關來看，其相關大小依序為同儕關係、學校依附感、學業成就、教育 抱負、自我控制信念、親子關係，且皆與偏差行為呈現負相關，這符應了先前眾