親子情感之階層迴歸分析

【H3】未婚教師的個人背景變項、父母婚姻關係對親子情感具有顯著解釋 力。

本節主要探討未婚教師個人的背景變項、知覺父母婚姻關係與其 親子情感的關係。

壹、未婚教師的個人背景變項、知覺父母婚姻關係、親子情感與其親 子情感之相關分析。

本研究之以皮爾遜積差相關分析未婚教師的個人背景變項、知覺父母 婚姻關係、與其親子情感的結果列於表4-4-1，各有關變項與親子情感呈現 相當程度的相關。與母親親子情感的相關係數範圍為-.00~.27、與父親親子 情感的相關係數範圍為.07~.54。

表 4-4-1 所呈現的皮爾遜積差相關係數，「性別」（r=.22，P<.001）、「知 覺父母婚姻關係」（r=.27，P<.001）與母親的親子情感為正相關。「知覺父 母婚姻關係」（r=48，P<.001）、「與母親的親子情感」（r=.54，P<.001）與 父親的親子情感為正相關。

4-4-1 各變項與「與母親的親子情感」、「與父親的親子情感」「婚姻態度」

之相關係數表（n=491）

*p<.05 **p<.01 ***p<.001

變項名稱

1 2 3 4 5 6 7

1.性別

^1.00

2.年齡 －

1.00

3.教育程度 － －

1.00

1.00

5.與母親的親子情感 .22*** -.00 .01 .27*** 1.00

6.與父親的親子情感 .07 .06 .06 .48*** .54***

1.00

7.婚姻態度 -.18*** -.08* .07 .25*** .19*** .21*** 1.00

貳、 影響親子情感之階層迴歸分析

本研究透過強迫進入階層迴歸分析，找出能顯著解釋未婚教師與母親 的親子情感、與父親的親子情感、婚姻態度的因素。本研究透過文獻探討 選出適當的解釋因子作為變項的考慮，但在建構迴歸預測模式時，必須避 免線性重合或多元共線的問題，因此在正式進行階層迴歸前，研究者必須 先進行多元共線性診斷。多元共線性診斷可從變項間的相關係數是否超 過.80、各變項的膨脹係數（VIF）是否超過 10 與整個迴歸模式的條件指數

（CI）是否超過 30 來做檢驗（吳明隆、涂金堂，2005；陳正昌、程炳霖、

陳新豐、劉子鍵，2004）。多元共線性診斷的分析結果顯示：一、變項間 的 相 關 係 數 未 超 過.80 ， 各 有 關 變 項 與 婚 姻 態 度 的 相 關 係 數 範 圍 為 -.21~.52；各有關變項與母親的親子情感的相關係數範圍為-.13~.24、各有 關變項與父親的親子情感的相關係數範圍為-.13~.48。二、各變項間的膨脹 係數符合 VIF 的檢驗標準，皆未超過 10 的常用檢驗標準，因此本研究之 各變項間並無線性重合的問題。三、但以整個迴歸模式的條件指數（CI）

是否超過 30 來做檢驗時發現父親的親子情感對婚姻態度的迴歸模式之條 件指數為32.756，略超出整個迴歸模式的條件指數，數值仍在研究的接受 範圍內。

由於基本資料表（表4-4-1）中顯示，家中排行之獨生子女的樣本數未 達到 30 位，因此本研究在後續的階層迴歸分析將捨棄獨生子女。在刪除 獨生子女後，組成新的階層迴歸預測模式，其變項有性別、年齡、教育程 度（排行居中、排行最小）、異性交往（曾經與異性交往者，但現階段並 無固定交往的對象；從未交往過男女朋友者）、是否父母同住、知覺父母 婚姻關係。

一、未婚教師與其親子情感 （一）與母親的親子情感 1.模式一

在模式一中，投入自變項為個人背景變項（性別、年齡、教育程度、

家中排行、與異性交往情形、是否與父母同住），結果發現與母親的親子 情感有顯著解釋力（F=4.40，P<.001）。經迴歸參數檢定後發現個人背景變 項的性別（Bata=0.21，P<.001）、排行居中（Bata =-0.14，P<.01），皆達顯 著水準，其解釋變異量為 7％。以性別來看，與未婚男性教師比較，女性 未婚教師與母親的親子情感較男性教師佳；由Bata 值顯示，未婚教師為排 行居中者，與母親的親子情感呈現負向的相關，換言之，以排行來看，與 排行老大者比較，排行居中者與母親的親子情感較排行老大者較不好（表 4-4-2）。

2.模式二

模式二中，除了投入模式一的個人背景變項外，再加入未婚教師知覺 的父母婚姻關係變項，結果發現各變項對與母親的親子情感有顯著解釋力

（F=6.85，P<.001）。經迴歸參數檢定後發現各變項的性別（Bata=0.20，

P<.001）、排行居中（Bata =-0.13，P<.01）、知覺父母婚姻關係（Bata =0.22，

P<.001）對與母親的親子情感達顯著水準，其聯合解釋變異量為 12％。以 性別來看，與未婚男性教師比較，未婚女性教師與母親的親子情感較男性 教師佳；由Bata 值顯示，未婚教師為排行居中者（Bata=0.20，P<.001），

與母親的親子情感呈現負向的相關，換言之，以排行來看，與排行老大者 比較，排行居中者與母親的親子情感較不好；而未婚教師所知覺的父母婚 姻關係（Bata=0.22，P<.001）越親密、越和諧則其與母親的親子情感也就 越好（表4-4-2）。

相較於模式一，模式二的解釋變異量由 7％提升為 12％，性別、排行

居中、從未與異性交往者與母親的親子情感持續達顯著水準，而知覺父母 婚姻關係此變項對未婚教師與母親的親子情感亦達顯著水準。另一方面，

模式二中部分變項的Bata 值因為加入未婚教師「知覺父母婚姻關係」變項 後，產生變化，其中Bata 值提高的變項為「排行居中」、「排行最小」、「是 否與父母同住」，代表這三個變項對於母親的親子情感的解釋力較模式一 來得高；Bata 值降低的變項為「性別」、「教育程度」、「從未與異性交往者」， 代表這三個變項對於母親的親子情感的解釋力較模式一來得低；而 Bata 值維持不變的變項為「年齡」、「曾經與異性交往者，但現階段並無固定交 往的對象」，換言之，加入「知覺父母婚姻關係」變項對於「年齡」、「曾 經與異性交往者，但現階段並無固定交往的對象」對母親的親子情感的解 釋力沒有產生變化。

（二）與父親的親子情感 1. 模式一

模式一中，投入自變項為個人背景變項（性別、年齡、教育程度、家 中排行、目前與異性交往情形、是否與父母同住），結果發現對與父親的 親子情感達顯著水準（F=1.95，+P<.1）經回歸參數檢定後發現個人背景變 項的從未交往過異性朋友者（Bata=-0.11，P<.01），其解釋變異量為 3％。

由Bata 值顯示，從未與異性交往者（Bata=-0.11，P<.01），與父親的親子 情感呈現負相關，換言之，以目前與異性交往情形來看，與目前有固定交 往男女朋友的未婚教師比較，從未交往過男女朋友的未婚教師，與其父親 的親子情感較為不好（表4-4-2）。

2.模式二

模式二中，除了投入自變項為個人背景變項（性別、年齡、教育程度、

家中排行、目前與異性交往情形、是否與父母同住），再加入未婚教師知

覺 父 母 婚 姻 關 係 變 項 ， 結 果 發 現 對 與父 親 的 親 子 情 感 有 顯 著 解 釋 力

（F=16.83，P<.001）。經迴歸參數檢定後發現個人背景變項的從未交往過 異性朋友者（Bata=-0.12，P<.01），其解釋變異量為25％。由 Bata 值顯示，

從未與異性交往者（Bata=-0.12，P<.01），與父親的親子情感呈現負相關，

換言之，以目前與異性交往情形來看，與目前有固定交往男女朋友的未婚 教師比較，從未交往過男女朋友的未婚教師，與其父親的親子情感較為不 好；而未婚教師知覺的父母婚姻關係（Bata=0.47，P<.001）越親密、越和 諧，則與其父親的親子情感也會越好（表4-4-2）。

相較於模式一，模式二加入未婚教師知覺父母婚姻關係的變項後，解 釋變異量由3％提升至 25％，而性別、從未與異性交往者與父親的親子情 感持續達顯著水準，而知覺父母婚姻關係此變項對未婚教師與父親的親子 情感亦達顯著水準（表4-4-2）。

另一方面，模式二中部分變項的Bata 值因為加入未婚教師「知覺父母 婚姻關係」變項後，產生變化，其中Bata 值提高的變項為「年齡」、「排行 居中」、「排行最小」、「是否與父母同住」，代表這四個變項對於父親的親 子情感的解釋力較模式一來得高；Bata 值降低的變項為「性別」、「教育程 度」、「曾經與異性交往者，但現階段並無固定交往的對象」、「從未與異性 交往者」，代表這四個變項對於父親的親子情感的解釋力較模式一來得低。

從上述研究可歸納出四項研究結果：一、以性別來看，與未婚男性教 師比較，未婚女性教師與母親的親子情感較男性教師佳。此項研究結果呼 應以下三篇的研究結果：羅國英於 1997 年提出，性別是親子關係的重要 預測變項，除了顯示女性對母親的黏結較男性強之外，也發現子女與父親 的互動基礎比母親的關係來的薄弱（引自利翠珊，1999）。同樣的，張嘉 真與李美枝（2000）分別測量男女大專生對父母四種情感表現行為（包括 表達表達性情感行為、工具性情感行為、在外維持聯繫、依伴）的「頻率」

及「接納度」，研究亦發現女生對母親的表達性情感行為顯著高於男生對 於父與母，及女生對父親；在工具性情感行為上，有受試的性別差異，女 生高於男生，及對父與母的差異，對母親的表達多於父親；「在外維持聯 繫」與「刻意找時間陪伴親長」兩因素，則不受性別而有顯著差異情形。

孫頌賢與修慧蘭（2005）研究亦發現，男孩子比女孩子更容易感受到來自 父親的否定感，而女孩子比男孩子更容易感受到與母親之間的親密，因此 結果突顯母女與父子間的親子情感差異情形。二、以排行來看，與排行老 大者比較，排行居中者與母親的親子情感較不好。國內外的實證研究並未 以不同家中排行探討與親子情感的差異。三、以目前與異性交往情形來 看，與目前有固定交往男女朋友的未婚教師比較，從未交往過男女朋友的 未婚教師，與其父親的親子情感較為不好。國內外的實證研究並未不同的 異性交往情形探討與親子情感的差異。Bartl-Haring 與 Sabatelli（1997）指 出原生家庭的互動經驗，特別是親子關係，影響了人際關係的適應，其中 又以影響兩性關係甚鉅。從親子情感的觀點出發，可能可找出不同異性交 往情形與其父親的親子情感之差異性。四、不論是未婚男教師或是未婚女

孫頌賢與修慧蘭（2005）研究亦發現，男孩子比女孩子更容易感受到來自 父親的否定感，而女孩子比男孩子更容易感受到與母親之間的親密，因此 結果突顯母女與父子間的親子情感差異情形。二、以排行來看，與排行老 大者比較，排行居中者與母親的親子情感較不好。國內外的實證研究並未 以不同家中排行探討與親子情感的差異。三、以目前與異性交往情形來 看，與目前有固定交往男女朋友的未婚教師比較，從未交往過男女朋友的 未婚教師，與其父親的親子情感較為不好。國內外的實證研究並未不同的 異性交往情形探討與親子情感的差異。Bartl-Haring 與 Sabatelli（1997）指 出原生家庭的互動經驗，特別是親子關係，影響了人際關係的適應，其中 又以影響兩性關係甚鉅。從親子情感的觀點出發，可能可找出不同異性交 往情形與其父親的親子情感之差異性。四、不論是未婚男教師或是未婚女