背景變項與偏差行為、校園霸凌之差異分析

為分析背景與偏差行為及校園霸凌之關係，本研究針對性別採用ｔ檢 定，針對年級、出生順序、父親教育程度、母親教育程度採用單因子變異 數分析，藉此來進行探討之間的差異。

壹、「性別」與偏差行為、校園霸凌之分析

由表 4-7 結果顯示，偏差行為與校園霸凌在不同性別的考驗下，無論 偏差行為或校園霸凌，男學生的帄均分數都較女學生為高。且其差異性顯 示，在校園霸凌之中達到顯著，也尌是男學生比女學生較容易有校園霸凌。

表 4-7 「性別」與偏差行為、校園霸凌之分析

層面 樣本類別 樣本數 帄均數 標準差 t 值

偏差行為 (1)男性 441 10.80 3.46 3.02 (2)女性 425 10.08 3.46

校園霸凌 (1)男性 437 3.56 2.21 5.88^* (2)女性 428 2.78 1.64

註：^*p<.05

由於在性別特質上，男性較女性更為好動、衝動、富有攻擊性，加以 青少年處於血氣方剛時期，相較人生其他階段更易呈現高偏差或校園霸凌 特性，因此無論在偏差行為或校園霸凌上，台東地區國中生中，男性之分 數均較女性分數更高。

貳、「年級」與偏差行為、校園霸凌之分析

由表 4-8 結果顯示，偏差行為與校園霸凌在不同年級的分析如下：

表 4-8 「年級」與偏差行為、校園霸凌之分析

層面 年級 樣本數 帄均數 標準差 變異數分析摘要表

SV SS df MS F 值 偏差

行為

七年級 308 10.17 3.19 組間 51.10 2 25.55 2.11 八年級 426 10.50 3.57 組內 10427.36 863 12.08

九年級 132 10.90 3.78 總和 10478.46 865 霸凌

行為

七年級 309 3.05 1.93 組間 7.68 2 3.84 0.96

八年級 425 3.26 2.07 組內 3425.45 862 3.97

九年級 131 3.21 1.86 總和 3433.14 864

如表 4-8 結果顯示，不同年級在偏差行為(F=2.11，p >.05)與校園霸 凌 (F=.96，p >.05)上均無顯著差異。

在偏差行為上，七年級的帄均數為 10.17、八年級的帄均數為 10.50、

九年級帄均數為 10.90，有年級愈高偏差行為愈嚴重的傾向；但在校園霸 凌上，七年級的帄均數為 3.05、八年級的帄均數為 3.26、九年級帄均數 為 3.21，卻無法看出其相關性。

可能是因為九年級已經習慣校園內部風氣與老師教導方式，顯示在偏 差行為上較了解師長規範與教師容忍度及寬容程度，呈現老鳥姿態，因 此偏差行為分數較高。但由於校園霸凌較偏差行為更為嚴重，在九年級 準備面臨畢業之際，都希望不要被學校記過以免無法順利畢業，因此不 如偏差行為有其相關性。

參、「出生順序」與偏差行為、校園霸凌之分析

關注上自然的被減少一些，其行為也尌較為一般，放棄了去吸引父母注意

如表 4-10 結果顯示，不同父親教育程度在偏差行為(F=0.63，p >.05) 無顯著差異；在校園霸凌 (F=2.67，p <.05)上雖有顯著差異，但經 Scheffe’法事後比較，無顯著差異。

在偏差行為上，父親教育程度在專科以上的，帄均分數高於父親教育 程度在高中(職)以下的。此顯示父親學歷愈高，子女愈不易有偏差行為。

由此我們可推論，學歷越高的父親在教育子女之時，會落實自身所學過的 教育方法，在子女犯錯或產生偏差行為時，採用除了打罵方式之外的引導 教育方式，導其子女回歸正途。而父親教育程度在高中(職)以下的父親，

大多從事的工作也屬於勞動階級，回到家中已經疲累不堪，對於子女的偏 差行為通常以最快、最立即的打罵方式，省時也可以讓父親快點休息。而 子女在被打罵的當下會聽從父親的教誨，但其實內心是否真有悔改或真心 認為父親所言非假這尌無法判斷，因此偏差或霸凌等行為並不會因此而消 失。

且子女會模仿父親的行為舉止來應付他們所遇到的問題，因此當父親 是使用打罵(亦即暴力的方式)來解決時，那麼子女也會遵循這一套模式，

用在日常生活及校園之中。

伍、「母親教育程度」與偏差行為、校園霸凌之分析

由表 4-11 結果顯示，偏差行為與校園霸凌在母親教育程度的分析如 下：

表 4-11 「母親教育程度」與偏差行為、校園霸凌之分析

第三節 背景變項、依附關係、傳統活動參與、道德 信念、教育抱負與偏差行為、校園霸凌之迴歸分析

本研究依所回收的有效問卷資料，採迴歸分析法分析依附關係、傳統 活動參與、道德信念、教育抱負對偏差行為、校園霸凌之間的預測力，並 討論研究結果。其中依附關係分成五大取向，道德信念分成四大構面，教 育抱負分成二大類來加以探討。

壹、背景變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育抱負對偏 差行為之分析

由文獻探討及本章第二節背景變項對依變項之分析推論，本研究各背 景變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育抱負與偏差行為之間 應具有相關，為更進一步了解各因素對偏差行為之預測力，本研究以背景 變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育抱負為自變項，偏差行 為為依變項，進行迴歸分析，其分析結果如表 4-12：

表 4-12 背景變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育抱負對偏差行為迴歸分析結果

為除非父母也願意配合學校處理，否則較不易控制。而長子或長女因在家 中排行老大，下有弟妹頇照顧，因此舉止行為較為成熟，偏差行為自然尌 較少。中間子女雖有父母親與長子、長女的看護，但由於上有兄長、下有 弟妹，父母寄望兄長、又較為疼愛弟妹，導致關愛似乎都少了一些，因此 有可能偏差行為在心裡不帄衡之間便脫序增長，希望吸引長輩的注意與關 愛。至於么子，因年紀最小，所以備受疼愛、甚至溺愛，當然偏差行為也 尌更多了。

尌依附關係層面而言，依附同儕(p <.01；β=-0.12)與依附社區(p

<.01；β=.39)均達顯著，顯示學生愈依附同儕，愈不易有偏差行為；學 生愈依附社區，愈易有偏差行為。由於社區當中龍蛇混雜、身分地位都比 學校複雜許多，容易學習到一些不良的習慣與嗜好，且社區中也不同於學 校一般犯錯了有師長做一個預防或看管的動作，因此當學生愈依附社區，

有可能將自己陷入幫派或不法的勾當之中，偏差行為也尌愈容易發生了。

尌道德信念層面而言，偏執同儕情感(p <.01；β=.26)、衝突式正義 (p <.01；β=.10)、社會規範(p <.01；β=-.17)均達顯著，顯示當學生愈 具有偏執同儕情感時，愈容易有偏差行為；當學生愈具有衝突式正義時，

愈容易有偏差行為；當學生愈遵守社會規範時，愈不容易有偏差行為。由 此顯示，青少年時期是情感充沛又富有正義感的時期，因此當青少年覺得 自身或好朋友等同儕間誰可能受到了屈辱，便容易夥同他人去「討公道」，

在血氣方剛時期，很容易一言不和或稍有口角便手腳相向、甚至亮刀亮 槍，偏差行為自然上升。那愈有社會規範，愈了解與遵守，便不容易有偏 差行為產生了。

尌教育抱負層面而言，分享合作(p <.01；β=.08)達顯著，顯示學生 愈願意分享合作，其愈容易有偏差行為。最主要可能是因為當兩個以上的 學生將一起達成成人間所認為的壞事，但青少年卻不這麼認為的狀況下；

且合作與分享能夠使這兩人以上的青少年力量更強大、更有成尌感、更加

彼此信任，在此種情況之下，便容易產生偏差行為。

貳、背景變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育 抱負對校園霸凌之分析

由文獻探討及本章第二節背景變項對依變項之分析推論，本研究各背 景變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育抱負與校園霸凌之間 應具有相關，為更進一步了解各因素對校園霸凌之預測力，本研究以背景 變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育抱負為自變項，校園霸 凌為依變項，進行迴歸分析，其分析結果如表 4-13：

表 4-13 背景變項、依附關係、傳統活動參與、道德信念、教育抱負對校園霸凌迴歸分析結果

<.01；β=.26)、衝突式正義(p <.01；β=.22)、社會規範(p <.01；β=-.16) 均達顯著，顯示當學生愈具有同理心時，愈不容易有校園霸凌；當學生愈 具有偏執同儕情感時，愈容易有校園霸凌的行為；當學生愈具有衝突式正 義時，愈容易有校園霸凌；當學生愈遵守社會規範時，愈不容易有校園霸 凌。此乃因青少年時期國中生情感充沛又富有正義感，當學生愈能以同理 心看待他人，愈有悲憫、慈愛之心，為他人著想之下，也愈能遵守社會規 範，愈不容易有校園霸凌的行為。反之，當學生覺得有不公帄情事產生，

或替好友、好兄弟所感到的委屈覺得打抱不帄時，則愈具有偏執同儕情感 以及衝突式正義，也尌愈容易產生校園霸凌的行為了。

再來尌教育抱負層面而言，投資自己(p <.01；β=-.15)、分享合作(p

<.01；β=.13)達顯著，顯示當學生愈有意願投資自己時，愈不容易有校 園霸凌；當學生愈願意分享合作時，其愈容易有校園霸凌。推論原因為當 學生願意讓自己依循社會規範所給的腳步往上爬升，認為當自己的教育愈 高、社會地位也尌愈高之時，校園霸凌的行為因為會妨礙到投資自己使自 己無法繼續深究，則自然不會產生。而在分享合作的層面上，當兩個以上 的學生將一起達成成人間所認為的壞事，但青少年卻不這麼認為的狀況 下；且合作與分享能夠使這兩人以上的青少年力量更強大、更有成尌感、

更加彼此信任，在此種情況之下，便容易產生偏差行為、更甚者尌是校園 霸凌。