第三章 研究方法
第四節 資料處理與分析
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第四節 資料處理與分析
壹、相關及描述統計
本研究之相關性、描述性統計以SPSS22 套裝統計軟體進行。
貳、探索性因素分析
在進行預試並修訂內容之後，針對目標族群進行量表的投放，蒐集 1006 份 的回答，以供因素分析做使用，並以SPSS22 套裝軟體進行分析，在因素分析之 前，先以SPSS 內建功能隨機拆分成兩份 50%之資料，提供兩階段的因素分析使 用。
探索性因素分析的進行方式依照 Yong & Pearce(2013)建議，採用主軸分析
（principal axis），並假設各個因子之間有程度上的相關性，採用斜交轉軸（oblique rotations）其中的極大變異法（Promax）進行探索性因素分析。
探索性因素分析的統計標準一樣採用Yong & Pearce(2013)的建議，標準分別 為：1.各題項共同性（H2）盡可能接近.4～.7。2.因素負荷量>.4。3.各因子至少包 含三個以上因素，良好的因子最好有5 題以上且負荷量達.5，依照上述的標準進 行題目的修訂，為第二波的驗證性因素分析做準備。
參、驗證性因素分析
利用AMOS 21 進行驗證性因素分析，依照探索性因素分析的結果建立模型，
並檢驗模型之適配度（goodness of fit）。驗證性因素分析會使用與探索性因素分 析不同樣本，如前述，使用SPSS 所拆分出之另一份資料檔。
進階的統計分析採用 AMOS21 版，以結構方程模式（SEM）檢驗各變項的 組合信度（component reliability, CR）與平均變異抽取量（average variance extracted, AVE）是否達到標準，CR 需要>0.6；AVE 則需要>0.25(Bagozzi & Yi, 1988)。適 配度指標部分則參考「卡方自由度比」、CFI(Comparative Fit Index)、RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)。並確保卡方/自由度比在 1 至 2 之間、TLI 以及CFI 大於.9 以上、RMSEA 小於.08 (Hu & Bentler, 1999; 余民寧，2006)。
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肆、遺漏值處理
填答者在各問卷題項填答「不適用」或者「漏答」者皆視為遺漏值，在進行 驗證性因素分析前，先利用SPSS 進行資料遺漏值置換，置換方法為數列平均數。
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l C h engchi U ni ve rs it y 第四章 研究結果與討論
研究結果分三部分呈現，包括研究樣本屬性，ACT 親職功能量表與親職效 能量表描述性統計、ACT 親職功能量表信效度檢定，以及 ACT 分數與親職效能 感之關係。
第一 節 描述性統計
壹、 樣本性質
本研究之樣本性質，乃是透過問卷蒐集後，以SPSS 套裝軟體進行分析，透 過描述統計的功能，得到如下之結果，家庭收入的平均雖為3.85（SD=1.21），倘 若換算為金額，則是將近七萬元，但呈現負偏態的狀況（-.717），即有一大群家 長的收入是高於此數字(表 3)。
教育程度的部分，若將小學-碩博分五個等級，小學/國中/高中/大專大學/碩 博以上，分別為 1-5 分，則教育程度之平均為 3.9 分(SD=0.568)，即家長平均教 育水準達大專程度，資料同樣呈現負偏態(-1.152)，也可以說是大部分的家長的教 育水準是高於此線的。
表 3 受試者教育程度與家庭收入描述性統計
全體 (n=1003)
M SD 偏態 峰度
最高學歷 3.9 .568 -1.152 -.379 家庭收入 3.85 1.21 -.634 4.546 貳、 ACT 描述性統計
本研究以ACT 計畫的量表為基礎，參考 2018 年的 ACT 研究(Altafim et al., 2018)，以原量表的前二部分為研究工具。以下為回收樣本之描述性統計，ACT 親職功能量表為likert 五點式量表，量表中原本有反向題，現已更改為正向敘述。
在Altafim 等人(2018)的研究當中，ACT 親職功能量表經過統計，呈現出三
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向管教（Positive discipline），而在本研究當中則呈現雙因子（後續篇章會有詳細 說明），觀察Altafim 等人(2018)年的題目分配並與本研究做比較之後，暫定將本 研究之雙因子命名為互動模式與情緒教育，雖然最初量表的單元被命名為親職概 念（about parenting），以及關於家長行為（about parent’s behavior）(Porter& Howe, 2008)，但本研究認為，將之改名為互動模式與情緒教育，更貼合將 ACT 獨立成 為親職功能評量工具的目的，故在命名上做了更動。
在回收的問卷當中，如表所示，受試者在第一部分(互動模式，IT)平均得分 為 3.74(SD=.592)，呈現負偏態(-.470)，在所有問題當中，以第十題(當我的孩子 表現不好時，我幾乎總是/我很少使用髒話)平均得分最高，為 4.63 分，推測此現 象也代表了家長們能夠注意自己在孩子面前的用字遣詞。在有關體罰或嚴厲管教 的題目當中（第八－打屁股／摑耳光／抓或打、第十－用髒話咒罵、十一、辱罵、
指著名字罵），平均得分均高於4.1，顯示出絕大部分的填答家長都很少使用體罰 或言語羞辱的方式來管教孩子，但是在第五題(孩子表現不好我會提高嗓音或大 聲喊叫)，平均得分為 3.18，是扣除第一題之後得分最低的題目，顯示出部分家 長在管教時或許仍會以大吼的方式表達事情的嚴重程度。得分最低的題目為第一 題（當我的孩子表現不好時，我會立即／稍後採取措施），有部分家長表示題意 與選項不清，不明白是什麼樣的表現不好或採取什麼樣的措施，或許因故造成此 題平均得分偏低，為2.51。而家長們最低分的題目為第一題（當我的孩子表現不 好，我會立即/稍後採取措施），平均為2.53 分，這題也是家長們最有疑問的一題，
在紙本的問卷上有許多家長對此題的題意與選項感到困惑，例如家長們不明白何 謂「表現不好」，有家長詢問是課業還是行為表現，同時也對選項感到不解，不 明白「措施」的意思，而這一題也在因素分析當中因為負荷量小於0.4 而被刪去，
後續研究者需要針對此題重新做翻譯，或調整文字，以同時符合量表作者原意以 及方便家長做填答。
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第二部分（情緒教育，EMO）平均得分為 3.64 分(SD=0.592)，資料呈現負偏 態(-.298)，在所有問題當中，以第八題(當我的孩子表現得很好並且做好事時，我 會表揚他們。)為最高，平均得分 4.39(SD=.884)，可以看出現在新世代的家長們 已經能夠很習慣與自然的鼓勵孩子的正向行為。而最低分的則是第十題(我參與 社區或學校的工作，以預防或減少暴力)，平均得分為 2.37(SD=1.247)，有部分家 長在紙本問卷上表示學校與社區並沒有類似的活動可以參加，因此在這題選擇了 較低分的選項，此題因為信度不足，在信度分析時即被研究者刪去。
第二部分其餘題目之平均得分皆高於3，顯示出家長們是有能力在孩子面前 監控自身行為，同時能夠管控自己的情緒，作為孩子學習情緒處理的示範角色，
但是在第七題（我告訴我的孩子，如果別人侮辱或打他們，他們必須用暴力以外 的方式回擊）的得分僅為3.08(SD=1.58)，是此部分第二低分，顯示出當孩子受到 他人攻擊或侮辱時，家長們的態度是比較沒有共識的，有部分的家長認為應該「以 牙還牙」，也有部分的家長認為應該另尋方法，和平的處理糾紛。
參、 親職效能描述性統計
本研究親職效能的部分採用陳富美與陳楷仁（2009）所編製之量表，在本次 回收的樣本中，受試者在量表的平均得分為 2.92(SD=0.537)，資料呈現負偏態 (=-.069)，在所有題目當中，有三題平均得分高於 3，得分最高的題項為第二題（我 相信我能導正子女得自社會的不當觀念。），平均得分為3.29(SD=0.601)，顯示出 家長們對於自己是否有能力引導孩子建立正確的價值觀有充足的信心。第二、三 名則是第一題「我相信我的管教方式有助於孩子的成長」，以及第七題「我覺得 自己在教養子女方面的能力不比別人差。」，可以看出在本研究的家長們對於自 己的教養能力是給予肯定態度的。在所有的題目當中，僅有第十題「我覺得我有 資格提供其他母親教養孩子的建議。」平均得分為2.41，其餘題目平均得分均高 於 2.7，顯示家長們雖然對於自己的教養能力有中等偏上之信心，也認為自己不 會比其他家長差，但對於自己是否能夠成為他人榜樣，或是否有資格給予他人教
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EMO10 2.37 1.25 .565 -.736 情緒教育 3.65 .592 -.298 -.254 親職效能
(PE)1 3.20 .609 -.137 -.485 PE2 3.29 .601 -.225 -.599 PE3 3.06 .620 -.105 -.156 PE4 2.85 .696 -.021 -.448 PE5 2.82 .708 -.230 -.067 PE6 2.94 .736 -.401 .054 PE7 3.02 .690 -.119 -.591 PE8 2.76 .746 -.205 -.224 PE9 2.90 .740 -.278 -.195 PE10 2.41 .818 .099 -.492 親職效能 2.92 .537 -.069 -.216
註：IT=互動模式，EMO=情緒教育，PE=親職效能，前二者為 ACT 親職功能量 表，後者為親職效能量表
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第二節 ACT 親職功能量表信效度
壹、信度分析
在針對受試者回答各指標之現況，從極不同意至非常同意等，分別給與1～
5 點方式計分，使得分愈高者代表受試者同意該向度之傾向愈大，例如在第二題
「當我心煩或承受壓力時…」1 分代表填答者越同意或容易找孩子麻煩，5 分則 反之。平均得分越高的受試者也代表在態度上更加認同採用較為正向的方式教養 孩子。在以本研究家長樣本進行分析後，各個分量表及向度之內部一致性信度係 數值(Cronbach alpha)分別如表所示。
在第一部分，互動模式的部分，整體分量表的信度係數達到0.79，符合文獻 對於信度的標準，顯示受試者在作答時，能發揮相當不錯的作答一致性。在第二 部分情緒教育則有若干題目出現信度係數較低的狀況，如第七題 EMO7(我告訴 我的孩子，如果別人侮辱或打他們，他們必須用暴力以外的方式回擊)，以及第十 題EMO10(我參與社區或學校的工作，以預防或減少暴力)造成信度降低，EMO7 修正後項目總相關為0.124，EMO10 修正後項目總相關為 0.177，將此二題做刪 減後，情緒教育分量表之信度係數達到0.79，符合量表所需的標準。而在第三部 分親職效能的部分，整體信度達到0.924，達到標準，也因此不做題目的刪改。
在完成三部分的信度分析後，以刪改過之量表(互動模式 11 題、情緒教育 8 題、親職效能10 題)進行探索性因素分析。
表 5 各量表信度係數
量表名稱 Cronbach’s α n
ACT互動模式 .790 11
ACT情緒教育 .790 8
親職效能 .924 10
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貳、ACT 親職功能量表驗證分析過程
本研究對「ACT 親職功能量表」之驗證過程主要採兩階段分析的流程進行，
第一步驟先將全部的回收樣本隨機抽取 50%，並就全題項進行探索性因素分析 (Exploratory factor analysis，EFA)，並依據文獻所指示之標準進行題目的刪改
(Howard, 2016)。第二步驟則選取另一半的資料進行驗證性因素分析(confirmatory
factor analysis，CFA)，依據 EFA 結果架構結構方程模式(Structural equation modeling, SEM)，並進行模型修訂，在原量表的背景理論支持之下進行題目的刪
factor analysis，CFA)，依據 EFA 結果架構結構方程模式(Structural equation modeling, SEM)，並進行模型修訂，在原量表的背景理論支持之下進行題目的刪