自我概念與父母教養方式對臺灣都會區高中生偏差行為之影響

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譚子文、董旭英自我概念與教養方式 203 教育科學研究期刊第五十五卷第三期 2010 年，55（3），203-233

自我概念與父母教養方式

對臺灣都會區高中生偏差行為之影響

譚子文

*

董旭英

國立中正大學犯罪防治學系暨研究所研究生國立成功大學教育研究所副教授

摘要

本研究主要目的在於比較父母教養方式與自我概念二者對高中生偏差行為影響之差異。其次，是評估自我概念對父母教養方式與高中生偏差行為間關係的影響。而本研究之青少年自我概念焦點為道德取向、自我價值、自我韌性。抽樣對象為臺灣都會區高中（高職）學生，主要採用分層叢集隨機抽樣方式，有效分析樣本計 784 份，並採用巢式迴歸模型分析所蒐集的數據。研究結果發現：一、父母關愛、父母管教、道德取向對高中生偏差行為各有其直接之影響力；二、父母教養方式中的父母關愛對高中生偏差行為發生的預測力，比個人自我概念效應更重要；三、道德取向對父母管教與高中生偏差行為間關係的影響中，扮演著具意義性的角色。關鍵字：父母教養方式、自我概念、高中生偏差行為通訊作者：董旭英，E-mail: yytung@mail.ncku.edu.tw 收稿日期：2009/11/18；修正日期：2010/04/06、2010/08/11；接受日期：2010/09/03。

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204 自我概念與教養方式譚子文、董旭英

壹、前言

許多研究顯示，父母不當的教養方式，極可能導致青少年暴力或反社會行為（廖經台， 2002；Barnes & Farrell, 1992; Vazsonyi, Hibbert, & Snider, 2003）；而且研究發現，與一般青少年相比，行為偏差或犯罪的青少年，比較缺少父母的接納、愛護，以及父母的管教方式也缺乏一致性（王淑女，1994；周震歐、簡茂發、葉重新、高金桂，1982；Goldstein & Heaven, 2000）。而疏忽管教的父母所教養的子女也常出現人際關係、學業等問題，易導致孩子具有敵意、叛逆的性格，較容易出現吸毒、性行為混亂、酗酒與翹課等偏差及犯罪行為（Lamborn, Mounts, & Steinberg, 1991; Patterson, DeBaryshe, & Ramsey, 1989）。相對地，正向、積極、民主的教養方式，則可防止子女偏差行為之出現（周玉慧、吳齊殷，2001）。所以父母的教養方式在解釋青少年偏差行為的發生，扮演著重要的角色。青少年階段一直被視為是一個形塑自我的重要關鍵時期（Erikson, 1968; Marcia, 1980; Waterman, 1982），青少年藉由生活中重要他人的言語或非語文的反應判斷自己的能力，並不斷藉由成長過程中群體和個體互動之歷程，使自我概念逐漸成形（Freeman, 2003）。當個人的自我概念愈正向時，其行為自我控制的能力愈強、愈能夠適應環境、充滿自信、具有較高的抱負水準；相反地，則易產生焦慮不安、消極低落、退縮、偏差行為等適應不良的症狀（Hattie, 1992）。青少年濫用藥物、逃學、沉迷於電腦網咖或中途輟學等，往往是因為負向的自我概念所延伸出之價值混淆與情緒低落所導致（張坤鄉、王文華，2007）。綜上所述，我們可以得知青少年偏差行為的發生，的確與父母教養方式和自我概念息息相關。然而觀察發現，大多數的研究焦點於父母教養方式或自我概念對青少年偏差行為的影響，只從個別的觀點切入討論，或是以自我概念作為中介變項，以瞭解父母教養方式如何經由自我概念而影響偏差行為。但是在這些研究當中，似乎忽略了自我概念是一個獨立的概念與統整的個人特質（Rosenberg, 1979），個體因為發展成熟與經驗因素的個別差異，對自我價值的認定、意象感受便會有所不同。尤其是接近青少年後期的高中生，其自我概念的發展已漸趨成熟穩定，是否會影響父母教養方式與偏差行為間的關聯性，在實證文獻上較缺乏明確的論述。換言之，研究者在探討父母教養方式、自我概念與青少年偏差行為的關係時，應考量其不同交互組合情形的差異效應對偏差行為的影響。在過去，國內外研究者較少進行相關實徵研究，尤其是在高中階段的青少年發展關鍵時期，提供一個較整體的觀察，這也是本研究的主要目的，希望填補此一有所缺漏的實徵研究文獻。

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譚子文、董旭英自我概念與教養方式 205

貳、文獻探討

一、青少年偏差行為之內涵

從人類成長的歷程觀之，青少年時期正處於兒童階段發展到成人階段的過渡期。在此時期中，青少年不論在生理發展、心智思考及社會角色的扮演等，正面臨各種轉變，其身心發展不但正處於人生的狂飆期，亦使得他們面臨青春期蛻變的壓力。既要面對來自學業競爭與升學考試的壓力，又要調適來自家庭、社會、學校、同儕、自我發展等的壓力或挫折，往往就會因此引發各類型的偏差行為。而所謂青少年（adolescence），一般廣義的界定為 12 歲到 21歲左右，依據我國《少年事件處理法》之規定，青少年係指 12 歲以上未滿 18 歲者，其學制大抵符合臺灣七年級（國一）至九年級（國三）以及高一至高三階段的學生。而本研究之研究對象乃鎖定青少年中晚期，即臺灣地區就讀高中一年級至三年級之學生。較早期，楊國樞（1986）認為，偏差行為是違反法律規範及社會規範的行為。之後，吳武典（1992）更具體指出，所謂偏差行為，就是個人的行為顯著地偏離常態，並且妨礙其生活適應者。簡單地說，即是行為需同時具備「有異」及「有害」兩個要件，才足以符合偏差行為的定義；意指若行為只是和社會常態不一樣，雖然與一般人不同，尚不能斷定其為偏差，因為這項行為並沒有造成自己的不健康或不利，也沒有對他人帶來痛苦或社會危害。陳羿足與董旭英（2002）則依據吳武典對偏差行為定義為「違反任何團體規範之行為」之準則，發展出多向度之青少年偏差行為量表。如同上述文獻所探討的，我們必須將行為與社會整體相較，才能進一步判斷其是否為偏差行為。那麼，在不同的社會、不同的時空，則有不同的標準，對於偏差行為的界定當然也會有所不同。所以，偏差行為並沒有所謂「絕對偏差」的觀點（the absolutist definition），偏差行為既是由社會規範所界定，而對認可或排斥之規範本身，會因時間與空間的移轉，以及不同社會、文化或情境而轉變。綜合上述討論的結果，本研究將採用陳羿足與董旭英（2002）對偏差行為所測量之內涵：偏差行為是指個體所表現出來的外在行為，而這些行為主要是違反法律或社會上的文化規範，就學生而言，其範圍包括學習適應行為。因而本研究將偏差行為定義為一程度性及多向性行為的整體表現，例如蹺課、逃學、喝酒、和老師起衝突、偷竊、吸毒、抽菸、和別人打架等。

二、父母教養方式與青少年偏差行為

關於父母的教養方式，歷年來的研究非常多，雖然不同的專家學者所關注的焦點不同，使用的定義亦有些許差異，如「教養方式」、「教養態度」、「教養行為」、「管教方式」、「管教態度」等等，但其內涵與所代表的意義卻大致相同。楊國樞（1986）即指出教養方式與管教方式的意義雷同，但管教方式亦同時包含管教態度與管教行為，惟教養方式的字面涵義比管

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教方式更為廣泛。至於父母教養方式的分類也有很大的差異，從單一向度、雙向度，甚至多向度考量者皆有。Darling 和 Steinberg（1993）檢視早期有關教養方式文獻指出，以兩個向度來解析教養行為，為早期學者最常採納的方式。例如 Symonds（1939）提出的接受－拒絕、主導－順從（acceptance vs. rejection and dominance vs. submission）；Schaefer（1959）的愛－敵意、自主－控制（emotional love vs. hostility and autonomy vs. control），及 Becker（1964）的溫暖－敵意、限制－放縱（warmth vs. hostility and restrictive vs. permissive）等。之後，相關學者認為父母的管教方式並非走向某一型態的極端，而是在不同的形式上，呈現不同的程度，如張春興（1991）將父母管教方式分為寵愛、放任、嚴格和民主等四種；Baumrind（1971）以父母的權威傾向為指標，將父母教養方式歸類為民主（authoritative）、權威（authoritarian）、放任（permissive）及忽視（uninvolved）四種類型。Maccoby 和 Martin（1983）進一步以 Baumrind 的研究為基礎，從要求與反應兩向度考量，組成開明權威（authoritative，高反應高要求）、寬鬆放任（indulgent，高反應低要求）、專制權威（authoritatian，低反應高要求）與忽視冷漠（neglectful，低反應低要求）四種父母教養方式。儘管各方面研究對於父母教養方式的歸類不盡相同，但大致可以區分為支持和控制二個關鍵構面（陳富美，2007；Hoeve et al., 2009）。

就自我控制理論（Gottfredson & Hirschi, 1990）及一般緊張理論（Agnew, 1992）的觀點而言，如果父母採取消極、負面的教養態度或教養不力可能導致子女產生不安情緒或低自我控制，從而發展出偏差、犯罪等行為（Laub & Sampson, 1988; Loeber & Stouthamer-Loeber, 1986; Patterson & Yoerger, 2002; Rankin & Wells, 1990; Sampson & Laub, 1993; Steinberg, Blatt-Eisengart, & Cauffman, 2006; Thornberry, 2005; Warr, 1993）；相對地，正向、積極、民主的教養方式，則可防止子女偏差行為之出現（Claes et al., 2005; Simons, R. L., Simons, L. G., Burt, Brody, & Cutrona, 2005; Vazsonyi et al., 2003）。研究顯示，專制、權威、控制的父母會造成子女衝動、攻擊的性格，子女在學校的適應情況就會表現較差（Campbell, Breaux, Ewing, & Szumowski, 1986; Putallaz, 1987）。當父母採用如關愛、獎勵、自由、較少懲罰等正向的教養方式，兒童會較有自信心且人際關係會愈好、社會焦慮愈低，在學校的適應情況則較佳（Barth, 1993），子女也較能夠自我接納並且接納別人（Stafford & Bayer, 1993）。吳齊殷與陳易甫（2001）於其研究中清楚發現，個人之反社會特質和攻擊性行為的習得，與其父母不當教養之間，確實存在著密切關聯性。曾經遭受父母不當教養的人，其後所發生的種種問題行為，父母的不當教養很可能是關鍵影響因素。由此推之，父母教養確實會直接且間接地影響青少年後續的偏差行為（Simons, Wu, Johnson, & Conger, 1995）

綜合上述結果，可以得到一個相當一致的結論，儘管研究對象不同，在兒童與青少年樣本上，都可得到相類似的結果，亦即父母不同的教養方式，如關愛、教導、監督、忽視，與青少年的偏差行為有密切的關聯性，正向的教養方式可以幫助青少年遠離偏差行為，但負向的教養方式，則易將青少年推向偏差或反社會行為。Hoeve 等（2008）指出，多向度的父母教

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譚子文、董旭英自我概念與教養方式 207 養方式比單一向度的父母教養方式，在預測青少年偏差行為的風險因子上，提供了一個具影響性及全面性的模式特點。因此，本研究參考 Maccoby 與 Martin（1983）的歸類方式，依據受試者在量表中父母反應與父母要求得分之高低，將父母管教方式以關愛、管教、監督及忽視等向度衡量與青少年偏差行為的關聯性。但是若做更深層的思考，父母的教養方式是否對偏差行為的發展扮演著絕對的影響角色，特別是在青少年的中晚期，孩子的自我價值觀念漸臻成熟與穩定，當面對挫折或誘惑時，究竟父母的教養方式與青少年自我概念的取向，孰扮演更具影響力的地位，是相當值得探討的議題。由於實徵文獻對此問題之討論較缺乏，故本研究將焦點在臺灣高中生自我概念與父母教養方式與其偏差行為之相關性。

三、自我概念與青少年偏差行為

自我概念是整個青少年自我體系（self-system）的核心，係指個人對自己的理念、情感與態度的總合。換言之，自我概念係個人試圖解釋自己、建立基模（scheme），以便將對自己的印象、情感與態度組織起來（周愫嫻，2008；林秀怡、馬傳鎮、陳玉書，2003；黃德祥，2008； Berger, Pargman, & Weinberg, 2002）。一般而言，自我概念的發展是隨著個體生命週期的演進而持續推展且漸趨穩定，在此過程中，青少年階段被視為一個建構自我的重要關鍵時期（Byrne & Shavelson, 1986; Harter, 1990; Marsh & O’Mara, 2008）。事實上，自我概念是一個十分複雜的內在體系，其中主要包含一套個人對自我的評價，以自身為出發點對外界事件判斷的準則，以及自身及外在環境的主、客觀條件的協調取向。所以本研究依據相關文獻，在討論自我概念系統時，以自我價值、道德取向、自我韌性三個面向做細緻陳述，以下將逐一說明：

（一）自我價值

若從人格與社會發展的角度來審視，探討青少年時期的自我概念及其發展的重要意義，在於青少年時期是個體發展自我認同（self-identity），塑造一個正向自我價值觀及自尊，而且逐漸與重要他人（如父母、師長）的價值分離，進而形塑個人獨特價值體系的重要階段（Erikson, 1968）。青少年在此時期的焦點在於藉此建立一套對於自我的正向認同，而認同的發展又大多和青少年所處的環境與情緒處理有關，他們大多以自我的立場對於過去、現在及未來的自我賦予明確的意義，然而往往侷限於有限的或不理智的判斷能力、貧乏的問題解決能力等，易使他們對自我認同的形塑產生混淆，以及對自我價值有所扁損（Everall, Bostik, & Paulson, 2005），進而使個體的內在需求過於壓抑或放任自我，亟可能造成身心之無法正常發展，易有反社會行為或犯罪行為的產生（Xin, Zhou, Bray, & Kehle, 2003）。所以在討論青少年自我概念與偏差行為發生的關聯性時，正向自我價值或自尊，扮演一個相當重要的角色，並在以往的實徵研究上獲得證實（Bigler, Neimeyer, & Brown, 2001; Campbell, Assanand, & DiPaula, 2003）。

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（二）道德取向

就個人特質中的道德取向而言，Keasey（1975）在納歸先前的實徵研究結果指出，青少年的道德判斷發展是階段性進行的，而且經由固定不變的順序。處於不同道德發展階段和年齡的兒童，其道德觀念也是不一樣的，主要來自於認知轉換，這亦代表著個體自我特徵及取向的表現。而且 Reese、Bird 和 Tripp（2007）也強調，兒童道德關念和自尊的發展都是一種自我概念的形塑。此外，從公民社會的脈絡觀點而言，道德價值取向為青少年自我概念發展之重要一環，特別是在法制及規範觀念上的取向（Kohlberg, 1984）。道德發展關聯到個人正向社會（prosocially）發展的思考與行為，使社會能夠創造公正、平等的系統。道德發展良好的青少年不論在思考或行動上，都會維持、強化社會秩序，減少偏差或犯罪行為發生。但是當道德發展不利時，容易使自我辨識發展過早預定，欠缺處理危機的能力（黃德祥，2008）。研究指出，男女生在道德發展上存在著差異性，但道德價值取向及推理的發展程度，是引導青少年行為的重要指標，特別在守法與違法行為反應之間的取捨（Skoe & Gooden, 1993）。所以道德價值取向在青少年的自我概念發展中，也扮演著重要的一環，並且對偏差行為的發展存在著關聯性。

（三）自我韌性

就自我概念發展之統整協調而言，Block（1971）的實徵研究發現，自我韌性（ego-resilience）使青少年的內在需求能與外界現實要求統整協調，既能適度地發展自我特色，又能合理地表現社會行為（Condly, 2006; Wolfe, Crooks, Lee, McIntyre-Smith, & Jaffe, 2003）。具備高自我韌性者，被認為是最能適應環境卻又不失去自我的人，能隨時調整自我與外界的衝突，達到良好平衡卻又能保持自我發展（Peterson, 2000; Walsh, 2002）。Klohnen（1996）進一步指出，具自我韌性的青少年對世界具有積極而充滿意義的感覺，他們這種積極的生活態度及正向概念，乃是源自於對生命的自信、自主、有足夠的能力，以及對生命的精熟而能支配之感。換言之，青少年具有較高的自我韌性，比較能在面對生活挫折及不如意時，迅速調整自我，建構一個具平衡觀點的行為準則，降低其採用反社會行為及犯罪行為作為反應模式。因此，在討論青少年自我概念與偏差行為的關係時，自我韌性此一元素必須納入考量。就實徵研究結果而言，犯罪少年較具有負面的上述自我概念，且其道德價值取向及自我韌性明顯低於一般青少年（林瑞欽，2000）。莊耀嘉（1996）則指出，具負向自我價值及低自制力人格特質的個體，是其行事衝動，屢屢犯罪的原因。而正向的自我價值或自尊，表現對自己有信心，自我效能高，情緒趨向於幸福安寧；負向的自我價值，表現對自己較無信心，自我效能較低，情緒則趨向於較不幸福安寧。Burms（1978）的實徵研究指出，具有正向自我價值的個體，相信他人能正向看待自己，期望他能把事情做好，進而績效好、不需屈服他人、具有生產性、也不焦慮。並能完成自己以及他人的期望，因此得到他人積極回饋，再對正向

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自我價值產生作用，所以這些青少年比較會採用合乎社會規範的生活模式，而遠離偏差行為。林瑞欽（1999）針對非行少年與一般少年自我概念的研究發現，非行少年的守法道德觀念遠低於一般少年。許多在比較一般在學少年（包括無非行少年及非機構處遇非行少年）及接受機構處遇之非行少年自我概念的研究中發現，自我韌性較高者，有較少的偏差行為，非行愈嚴重者，自我韌性愈低（莊耀嘉，1996；Hart, Hofmann, Edelstein, & Keller, 1997; Levy, 1997; Wu, Watkins, & Hattie, 2010）。

經由以上的文獻探討可知，對青少年而言，自我概念涵蓋其道德取向、自我價值及自我韌性行為表現，而這些自我概念較差的青少年，是導致其產生偏差行為的重要因素之一。此外，自我概念會因主題範疇的不同而有所分化，而年齡與性別的差異亦會造成不同的發展（邱皓政，2003；Marsh, Byrne, & Shavelson, 1988）。本研究除了焦點在不同之青少年自我概念特質與偏差行為之關聯性外，並探討其對父母教養方式與偏差行為間相關的影響。

四、自我概念、父母教養方式與青少年偏差行為

國內外在父母教養方式與青少年自我概念相關性的研究結果呈現，父母的教養方式對子女的自我概念有顯著的影響（陳坤虎，2001；楊國樞，1986；顏綵思、魏麗敏，2005）。父母民主型的作風可以促進兒童的自我評價，使兒童對自我的認識更有幫助，不同面向的自我概念之表現水準也較高；而父母的專制型作風卻會抑制兒童正面的自我評價及自我接納程度（Lambron et al., 1991），進而會提高青少年偏差行為發生的風險（Soenens, Vansteenkiste, Luyckx, & Goossens, 2006; Sturge-Apple, Davies, Boker, & Cummings, 2004）。從以上的文獻顯示，父母教養方式既可能影響青少年自我概念的發展，又與青少年偏差行為有實徵關聯。然而從過去的研究中發現，個人之自我概念的發展是一動態之過程，在不同的生涯發展時期，自我概念的形塑因素及影響力都不盡相同（黃朗文，2002）。換言之，在兒童及青少年前期，自我概念的發展受父母教養方式影響甚大，但到青少年晚期這樣的情形可能有所不同，甚至是青少年不同面向自我概念對自身行為發展的影響效應，還大於父母不同教養方式的影響力。另外，隨著年齡的增長，青少年會呈現出較穩定的道德取向、較高的自我價值及較成熟的自我韌性（Bachman & O’Malley, 1977; Marsh, 1986; Offer, Ostrov, Howard, & Atkinson, 1988），對影響偏差行為的發生，扮演更獨立性的角色。因此，當高中生有著正向的高自我概念時，其偏差行為的產生是否仍如過去一般，繼續受到父母教養方式的影響，或者是其影響效應還大於父母的不同教養方式？再者，高中階段之青少年較正向的道德價值觀、較高的自我價值及較強的自我韌性是否能影響父母負向教養方式與偏差行為發生的相關性，在過去的實徵研究甚少討論。所以本研究將針對上述議題做詳細之實徵性探討，準此，本研究目的即在探討下列問題：（一）不同的父母教養方式、不同的自我概念面向分別對高中生偏差行為，是否存在著直接效應？

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210 自我概念與教養方式譚子文、董旭英（二）比較不同的父母教養方式、不同的自我概念面向對高中生偏差行為影響，是否存在著差異性？（三）不同的自我概念面向對父母教養方式與高中生偏差行為間關係的影響為何？（四）當納入控制變項：性別、年級及父母教育程度時，不同的自我概念面向對父母教養方式與高中生偏差行為間關係的影響是否有所改變？

參、研究方法

此部分主要針對研究架構、研究樣本、研究工具與變項測量，及其信效度與統計分析方式加以說明。

一、研究對象

依據研究目的，本研究調查對象為國內高中（高職）學生，主要採用分層叢集隨機抽樣方式。首先，在臺北市、臺中市、高雄市等地區隨機抽取高中（高職）各 2 所，並在被選取的每一所學校一、二、三年級學生，以班級為單位隨機選取樣本組群，各選取一個班級，而被選出組群之所有的成員均為受訪對象。本研究回收樣本為 854 份，最後納入巢式迴歸模型分析的樣本數為 784 份，樣本流失率達 8%。為檢視流失樣本是否與偏差行為具有關聯性存在，本研究將流失樣本取值為 0、有效樣本取值為 1，再將其與偏差行為做相關性考驗，流失樣本與依變項皆無顯著關聯性存在。表 1 為受訪學生的個人屬性特質（控制變項）之分配情形。

二、變項的測量

本研究各變項之測量，主要依據父母教養、自我概念及偏差行為之相關觀點發展而來，故屬於內容效度的檢定方式，當某些概念涵蓋不同向度時，則以構念效度方法檢驗之。至於信度測量方面，則以內部一致性信度係數加以檢視。

（一）依變項：偏差行為

本研究對高中生偏差行為之測量係依據陳羿足與董旭英（2002）所發展之量表，焦點在較常見之輕微不順從、極端不順從及犯罪行為，並包括程度性及多向性行為的整體表現考量，其中涵蓋逃學、被學校記警告或小過以上、逃家在外過夜、閱讀黃色書刊或觀看色情錄影帶、出入不良風化場所、與異性發生性關係、賭博、吸菸、毀損學校設備、無故破壞汽、機車、未經車主許可偷駕駛或騎汽、機車、攜帶刀械或其他攻擊性武器、與他人打架、參加幫派、恐嚇取財、吸食強力膠、安非他命或其他麻醉藥品、未經他人許可拿走超過 100 元以上財物、飆車、跟老師發生衝突、喝酒、跟父母發生衝突、刺青、上色情網站、利用網路遊戲賭博、深夜在外遊蕩等項目。

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譚子文、董旭英自我概念與教養方式 211 表 1 高中生個人屬性變項（控制變項）之次數分配變項類別人數（n）百分比（%）男 380 053.8 女 443 046.2 性別別別別別別別合計 823 100.0 一年級 295 036.1 二年級 261 031.9 三年級 261 031.9 年級別別別別別別合計 817 100.0 不識字 5 000.6 國小或識字 119 014.7 國中 195 024.1 高中職 319 039.4 專科 97 012.0 大學 57 007.0 研究所 18 002.2 父親教育程度合計 810 100.0 不識字 11 001.3 國小或識字 170 020.8 國中 210 025.7 高中職 319 039.1 專科 60 007.4 大學 45 005.5 研究所 1 000.1 母親教育程度合計 816 100.0 建構青少年偏差行為指標時，本研究以上述二十五項高中生偏差行為項目所取的平均值表示，其最小值為 1，最大值為 5，即青少年偏差行為變項所取的值愈高，其偏差行為發生也愈高。此二十五個項目所建構之高中生偏差行為指標測得的內部一致性信度為 .88。

（二）自變項

以下詳述本研究父母教養方式與自我概念自變項之測量方式與代表意義：

1.父母教養方式

本研究之父母親管教方式量表係研究者依據 Maccoby 與 Martin（1983）所主張的父母反

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212 自我概念與教養方式譚子文、董旭英應與父母要求兩個方向編製。另外，本研究主軸在於瞭解父母教養方式與偏差行為的關係，所以在依據 Maccoby 與 Martin 所提供父母教養方式測量架構下，納入一些父母對青少年偏差行為可能採取的管教方式及態度，這些題目較屬於假設性問題，如父母親知道我抽菸會生氣，藉此加強其相對測量效度，共設計 29 題有關高中生親子生活情形。研究者以主軸法抽取因素，再以斜交轉軸等方式進行因素分析，抽取因素個數的決定，主要是依據特徵值（eigenvalue）大於 1 的標準，選取因素數量的標準是每個題項因素負荷量大於 .50 以上，計萃取出四個因素，KMO 值為 .88，而 Bartlett 球形檢定的顯著性是 .00，已達顯著水準，故綜合來說，本研究母群體的相關矩陣中有共同因素存在，因此適合進行因素分析，並參考組成該因素之要素文意及負荷量再分別予以命名。較大的因素負荷量對因素構面有較具決定性的影響，由表 2 可知各構面題項如下：

(1)父母關愛

測量指標由當我心情不好時，父親／母親會安慰我、鼓勵我；遇到問題或難題，父親／母親會支持我；父親／母親會嘗試瞭解我有何困難；我跟父親／母親的感情很好；我有煩惱時，會想跟父親／母親談一談；父親／母親對我很關心；在假日，父親／母親會和我一起活動；父親／母親會問我在學校的生活情形等 8 題組成，以四點量表測量，4 代表「非常符合」， 1代表「非常不符合」，得分愈高代表父母關愛程度愈高，其解釋變異為 23.89%，內部一致性信度 .90。

(2)父母管教

包含五個測量題目：父親／母親不會接受我使用不正當的手段去達到目標；父親／母親知道我抽菸會生氣；父親／母親會在意我藉故不去上學；如果我放學後一直打電玩，父親／母親會管；我若是逃學或蹺家，父親／母親一定會很著急等，以四點量表測量，4 代表「非常符合」，1 代表「非常不符合」，得分愈高代表父母管教愈積極，其解釋變異為 12.32%，內部一致性信度 .72。

(3)父母監督

測量指標由父親／母親會限制我看電視的時間；父親／母親會檢查他們要我做的事；父親／母親會督促我做功課等 3 題組成，以四點量表測量，4 代表「非常符合」，1 代表「非常不符合」，得分愈高代表父母監督程度愈高，其解釋變異為 12.18%，內部一致性信度 .70。

(4)父母忽視

由我父親／母親並不認為打架是壞事；我父親／母親並不覺得抽菸、喝酒或賭博有什麼不對；父親／母親一直都很忙，沒有時間管我的作息和功課；我做錯事時，父親／母親多半不會懲罰我等 4 題組成，以四點量表測量，4 代表「非常符合」，1 代表「非常不符合」，得分愈高代表父母對孩子愈忽視，其解釋變異為 9.42%，內部一致性信度 .62。

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譚子文、董旭英自我概念與教養方式 213 表 2 父母教養方式因素分析因素命名變項 _父母關愛父母管教父母監督父母忽視共同性當我心情不好時，父親／母親會安慰我、鼓勵我 00.84 .72 遇到問題或難題，父親／母親會支持我 00.81 .69 父親／母親會嘗試瞭解我有何困難 00.78 .64 我跟父親／母親的感情很好 00.77 .64 我有煩惱時，會想跟父親／母親談一談 00.76 .62 父親／母親對我很關心 00.70 .57 在假日，父親／母親會和我一起活動 00.59 .49 父親／母親會問我在學校的生活情形 00.53 .50 父親／母親不會接受我使用不正當的手段去達到目標 00.72 .52 父親／母親知道我抽菸會生氣 00.68 .50 父親／母親會在意我藉故不去上學 00.65 .49 如果我放學後一直打電玩，父親／母親會管 00.59 .55 我若是逃學或蹺家，父親／母親一定會很著急 00.53 .53 父親／母親會限制我看電視的時間 00.71 .54 父親／母親會檢查他們要我做的事 00.70 .55 父親／母親會督促我做功課 00.68 .57 我父親／母親並不認為打架是壞事 00.78 .71 我父親／母親並不覺得抽菸、喝酒或賭博有什麼不對 00.76 .71 父親／母親一直都很忙，沒有時間管我的作息和功課 00.61 .54 我做錯事時，父親／母親多半不會懲罰我 00.51 .50 特徵值 4.78 2.46 2.44 1.89 累積解釋變異量（%） 23.89 36.21 48.39 57.81 信度 00.90 00.72 00.70 00.62 此四個因素所累積的解釋變異量為 57.81%，父母教養方式因素來源整體內部一致性信度 .81。

2.自我概念

本研究之自我概念量表係參酌莊榮俊（2001）所編製的「國民中學學生自我概念問卷」編修而成，設計 29 題有關高中生對自己的想法及行為，研究者採主軸法抽取因素，再以斜交轉軸等方式進行因素分析，抽取因素個數的決定，主要是依據特徵值大於 1 的標準，選取因素數量的標準是每個題項因素負荷量大於 .50 以上，計萃取出三個因素，KMO 值為 .87，而

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214 自我概念與教養方式譚子文、董旭英 Bartlett 球形檢定的顯著性是 .00，已達顯著水準，故綜合來說，本研究母群體的相關矩陣中有共同因素存在，因此適合進行因素分析，並參考組成該因素之要素文意及負荷量再分別予以命名。較大的因素負荷量對因素構面有較具決定性的影響，由表 3 可知各構面題項如下：表 3 個人自我概念因素分析因素命名變項 _道德取向自我價值自我韌性共同性有時候需要違反學校規定，來吸引其他同學注意 00.80 .64 為了逃避處分，有時候欺騙父母也是可以接受 00.78 .66 為了獲得朋友們的尊重，有時候必須用武力解決事情 00.76 .58 為了得到父母的關愛，跟著他們一起做壞事也可接受 00.75 .58 為了獲得比賽的勝利，即使有時候違反比賽規則也是必須的 00.73 .66 有時候需要欺騙父母，以獲得他們的信賴 00.67 .68 有時候需要做一些違反常規的事，來引起父母親的注意 00.66 .45 為了逃避處分，有時候欺騙老師也是可以接受的 00.66 .65 有時候需要違反父母的規定，以維持與朋友間的友誼 00.54 .59 我做事能夠做得像別人一樣好 00.82 .68 我覺得自己擁有一些好的特質 00.81 .66 我覺得和同年齡的人比起來，我是個有價值的人 00.78 .65 我對自己抱持著積極的態度 00.72 .59 整體而言，我對自己很滿意 00.69 .50 我希望能夠獲得更多的尊重 00.53 .42 我很難專心完成一件事情 00.71 .56 我經常被人說成是一個沒有耐性的人 00.67 .48 當碰到困難的時候，我便想放棄 00.67 .54 我很少擬訂長遠的計畫準備未來 00.56 .32 我的情緒相當容易失去控制 00.53 .30 特徵值 4.76 3.37 2.58 累積解釋變異量（%） 23.37 40.19 53.07 信度 00.89 00.83 00.72

(1)道德取向

測量指標由有時候需要違反學校規定，來吸引其他同學注意；為了逃避處分，有時候欺騙父母也是可以接受；為了獲得朋友們的尊重，有時候必須用武力解決事情；為了得到父母

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譚子文、董旭英自我概念與教養方式 215 的關愛，跟著他們一起做壞事也可接受；為了獲得比賽的勝利，即使有時候違反比賽規則也是必須的；有時候需要欺騙父母，以獲得他們的信賴；有時候需要做一些違反常規的事，來引起父母親的注意；為了逃避處分，有時候欺騙老師也是可以接受的；有時候需要違反父母的規定，以維持與朋友間的友誼等 9 題組成，以五點量表測量，5 代表「非常同意」，1 代表「非常不同意」，得分愈高代表其道德取向愈高，其解釋變異為 23.37%，內部一致性信度 .89。

(2)自我價值

包含六個測量題目：我做事能夠做得像別人一樣好；我覺得自己擁有一些好的特質；我覺得和同年齡的人比起來，我是個有價值的人；我對自己抱持著積極的態度；整體而言，我對自己很滿意；我希望能夠獲得更多的尊重等，以五點量表測量，5 代表「非常同意」，1 代表「非常不同意」，得分愈高代表其自我價值愈高，其解釋變異為 16.82%，內部一致性信度 .83。

(3)自我韌性

由我很難專心完成一件事情；我經常被人說成是一個沒有耐性的人；當碰到困難的時候，我便想放棄；我很少擬訂長遠的計畫準備未來；我的情緒相當容易失去控制等 5 題組成，以五點量表測量，並做反向計算處理，1 代表「非常同意」，5 代表「非常不同意」，得分愈高代表其自我韌性愈高，其解釋變異為 12.88%，內部一致性信度 .72。此三個因素所累積的解釋變異量為 53.07%，自我概念因素來源整體內部一致性信度 .85。

（三）控制變項

本研究之控制變項包括「性別」、「年級」及「父母教育程度」。

性別是偏差行為重要的預測因素之一（Rutter, Giller, & Hagel, 1998）。由於性別角色的不同，社會通常會給男生較多自由、玩樂、冒險的機會，增加偏差行為的可能性。而對女生來說，社會給女生較多規範上的限制，例如女生比男生受到更嚴格的家庭管教、社會輿論的監督等，使得女性展現出較多順從、符合社會規範的行為，顯現偏差行為的程度比男生低，而且女性青少年比男性青少年有較少的偏差行為（Carlson & Corcoran, 2001; Cernkovich & Giordano, 1992; Painter & David, 2000）。國內在性別與偏差行為的研究上，林秀怡等（2003）之研究結果發現，少年之偏差犯罪行為有性別差異存在。陳慧如（2004）的研究結果顯示，青少年在外向性偏差行為方面男生大於女生，但在整體偏差行為上卻是女生高於男生。青少年處於從事偏差行為的危險高峰期，然而偏差行為並非貫穿整個青少年時期之連續不斷歷程，其在青少年中期達到最高峰，之後在晚期便逐漸下降，這層關係彰顯出年齡及偏差行為間具有關聯性（Tung, 2001）。國內的實徵研究發現，隨著年級愈高違規習慣也逐漸增加（石泱、連綠蓉，2006；林弘茂，2003）。而相關研究亦證實，父母親教育程度愈高，子女的偏差行為較少（黃富源、鄧煌發，2000；Prochnow & DeFronzo, 1997）；一些本土性的研究亦指出（黃芳銘、楊金寶，2002；張華葆，1993），犯罪少年的父母教育程度顯然低於一般少

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216 自我概念與教養方式譚子文、董旭英年，尤其在父親的教育程度部分。綜合上述的探討，本研究之控制變項為「個人屬性」變項，包括性別、年級以及父母教育程度，其測量方式如下： 1.性別：由受試者自行勾選，男生取值為 1，女生取值為 0。 2.年級：將高中一年級取值為 1，二年級取值為 2，三年級取值為 3。 3.父母教育程度：不識字取值為 1，國小或識字取值為 2，國中取值為 3，高中職取值為 4，專科取值為 5，大學取值為 6，研究所取值為 7。

三、資料分析與統計方法

本研究採用問卷調查法蒐集相關資料，使用研究者自行設計之高中生問卷資料為研究工具，並以百分比、平均數、標準差等描述性統計分析，來檢視臺灣高中生各變項之分布情形；再由相關分析（Correlation Analysis）統計方法分析各變項與偏差行為間的關聯性；最後則以巢式迴歸模型（Nested Regression Model）分析技術，建構道德取向、自我價值及自我韌性等自我概念因素，與關愛、管教、監督及忽視等父母教養方式因素對偏差行為的解釋模型，並以未標準化迴歸係數（B）及標準化迴歸係數（β）說明自變項自不同模組中變化所得圖像。本研究之巢式迴歸分析模型如表 4 所示，共包括四個模型組。首先，先置入父母教養方式中之關愛、管教、監督及忽視等四個變項；第二組置入自我概念之道德取向、自我價值及自我韌性等三個變項；第三組則同時納入父母教養方式及自我概念等變項，以瞭解自我概念對父母教養方式與高中生偏差行為間關係的影響；第四組再加入控制變項有關性別、年級及父母教育程度等四個變項。其目的主要在納入控制變項效應後，瞭解父母教養方式及自我概念與偏差行為之關聯性是否有所改變，檢驗「假性相關」是否存在。表 4 巢式迴歸各模型變項依變項模型自變項及控制變項一父母教養方式（關愛、管教、監督及忽視）二自我概念（道德取向、自我價值及自我韌性）三父母教養方式（關愛、管教、監督及忽視）及自我概念（道德取向、自我價值及自我韌性）偏差行為四父母教養方式（關愛、管教、監督及忽視）、自我概念（道德取向、自我價值及自我韌性）及控制變項

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肆、研究結果與討論

一、各變項之描述性資料分析

此部分依序說明高中生偏差行為、自我概念及父母教養方式等變項之描述性統計結果。本研究之依變項為「偏差行為」，由表 5 可知，就整體而言，受試者從事偏差行為次數不多。以其圖形分配狀況來看，呈現正偏態及高狹峰（leptokurtic）情形，也就是說，高中生偏差行為之分布較為集中，在次數低的一方，亦即未從事偏差行為之人數較多。因此，為考慮迴歸模式中，依變項應符合常態分配性原則，故本研究將此依變項取對數處理，對數值（log）為 10，將高中生偏差行為常態化（normalization）。在自變項方面，父母教養方式以管教方式平均數 3.50 為最高，其次為關愛方式平均數為 2.67，第三則為監督方式平均數為 2.59，最後則為忽視方式平均數為 1.75。自我概念方面則是以道德取向平均數 3.84 為最高，自我價值平均數 3.55 次之，第三則是自我韌性平均數 3.12。表 5 大學生各變項描述性統計分析性質變項平均數最小值最大值偏態峰度樣本數偏差行為 1.28 1.00 4.52 -3.08 13.37 830 依變項常態化後之偏差行為 0.09 1.00 0.66 -1.81 3.80 830 關愛 2.67 1.00 4.00 -.24 1-.24 829 管教 3.50 1.00 4.00 -1.41 2.72 828 監督 2.59 1.00 4.00 --.23 - -.42 826 忽視 1.75 1.00 4.00 -.93 1.15 830 道德取向 3.84 1.00 5.00 -.65 .78 831 自我價值 3.55 1.00 5.00 -.36 .97 831 自變項自我韌性 3.12 1.00 5.00 -.24 .08 829

二、自變項與依變項之相關情形

本研究採用皮爾森（Pearson）積差相關係數，以雙尾檢定方法檢測各自變項與偏差行為間的相關情形。根據表 6 可知，「父母關愛」、「父母管教」、「父母監督」、「道德取向」、「自我價值」、「自我韌性」等變項與內向性偏差行為皆呈現顯著的負相關（p ＜ .01）；而「父母忽視」及「性別」與偏差行為則呈現顯著正相關（p ＜ .01）。由初步的相關分析結果來看，本研究除「年級（r＝-.04）」、「父親教育程度（r＝ .02）」及「母親教育程度（r＝ .03）」與偏差行為無相關外，其餘自變項及控制變項皆與偏差行為的相關達統計上的顯著水準。在父母教養方式方面，忽視則是與關愛、管教及監督呈現負相

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218 自我概念與教養方式譚子文、董旭英表 6 高中生各變項相關分析摘要 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 1 2 -.29*** 1.0*** 3 -.29*** .39*** 1 4 -.18*** .40*** .37*** 1 5 .15*** -.10*** -.30*** -.22*** 1 6 -.32*** .26*** .41*** .13*** -.22*** 1 7 -.12*** .21*** .11*** .06*** -.07*** .09*** 1 8 -.15*** .15*** .18*** .09*** -.10*** .39*** .26*** 1 9 .29*** -.03*** -.11*** .13*** .10*** -.08** -.19*** -.03 1 10 -.04*** -.08*** -.03*** -.07*** .02*** .05*** .01*** -.05 -.01** 1 11 .02*** .05*** -.01*** .15*** -.10*** .05*** -.04*** -.04 -.05** -.01 1 12 .03*** .09*** .01*** .19*** -.08*** .04*** -.01*** -.06 .10** -.05 .65*** 1 註：1.偏差行為、2.父母關愛、3.父母管教、4.父母監督、5.父母忽視、6.道德取向、7.自我價值、 8.自我韌性、9.性別、10.年級、11.父親教育程度、12.母親教育程度 *p ＜ .05. **p ＜ .01. ***p ＜ .001. 關（p ＜ .001），代表當高中生知覺父母以關愛、管教、監督等教養方式時，則高中生知覺父母忽視的程度會降低。在自我概念方面，道德取向、自我價值、自我韌性與偏差行為均呈現負相關（p ＜ .01），表示高中生的道德取向愈高，自我價值愈強，自我韌性愈正向，則其偏差行為發生愈低。從相關分析結果可知，道德取向、自我價值及自我韌性彼此之間均呈現顯著的正相關（p ＜ .001），其中又以道德取向與自我韌性相關較高（r＝ .39），顯示高中生道德取向與自我韌性存在著較密切的關係。但道德取向與自我價值則呈現較弱之相關，這意味著高中生擁有較高的自我價值，不見得就具有正向價值取向，即喜歡或肯定自我的青少年不見得會將自己定位為守法，並合乎社會規範取向的人。然而，相關係數是假設在其他條件相同的情況下，顯示各變項間的相關程度，但卻不能指出多個自變項與依變項間複雜的關係。因此，若僅由單一變項間之相關性來證明每個變項與高中生偏差行為之關聯，其佐證都稍嫌薄弱，而且本研究希望瞭解不同的自我概念面向是否影響父母教養方式與高中生偏差行為間的關係。故須以巢式迴歸的分析方法，做進一步的驗證，回答本研究所提出的問題，並檢視自變項與依變項間是否有假性相關的存在，俾使研究結果更為詳實。

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三、分析結果：自我概念、父母教養方式與偏差行為之關聯性

此部分將討論高中生之自我概念、知覺父母教養方式對偏差行為的關係，以下就結果敘述於後。

（一）模型一：檢視父母教養方式的影響

由表 7 所示，模型一主要在探討與父母教養方式相關之變項與偏差行為的關聯性。其分析結果發現，父母關愛（B＝-.03, p ＜ .001）及父母管教（B＝-.04, p ＜ .001）對高中生偏差行為具有顯著的負向效應。另外，父母忽視（B＝ .01 , p ＜ .05）與高中生偏差行為存在著正向相關性，而父母監督（B＝-.01, p ＞ .05）則未達統計顯著性；即高中生知覺父母關愛及父母管教各每增加 1 個單位，高中生偏差行為分別減少 .03 與 .04 個單位；相對地，知覺父母忽視每增加 1 個單位，其偏差行為將增加 .01 個單位。本模型之決定係數（R2_{）為 .13，意} 即父母教養方式變項對偏差行為的解釋力約為 13%。

（二）模型二：檢視自我概念的影響

在表 7 顯示，模型二主要在瞭解與自我概念相關之變項與偏差行為的關聯性。分析結果發現，道德取向（B＝-.05, p ＜ .001）及自我價值（B＝-.01, p ＜ .05）對高中生偏差行為呈現負向關係，自我韌性（B＝-.01, p ＞ .05）則未達統計顯著性；表示高中生的道德取向及自我價值每增加 1 個單位，高中生偏差行為減少 .05 與 .01 個單位。模型二之決定係數（R2_）為 .11，意即自我概念變項對偏差行為的解釋力約為 11%。

（三）模型三：檢視自我概念、父母教養方式的影響

模型三同時納入自我概念及父母教養方式因素，由表 7 可知，道德取向（B＝-.03, p ＜ .001）對高中生偏差行為仍有顯著負向影響，自我價值（B＝-.01, p ＞ .05）及自我韌性（B ＝-.01, p ＞ .05）則未達統計顯著性；表示道德取向每增加一個單位，高中生偏差行為減少 .03 個單位。另外，父母教養方式在加入自我概念的影響後，父母關愛（B＝-.03, p ＜ .001）及父母管教（B ＝-.03, p ＜ .001）仍具有顯著的負向效應，父母監督（B＝-.01, p ＞ .05）及父母忽視（B＝ .01, p ＞ .05）則未達統計顯著性，這結果顯示自我概念與父母教養方式對高中生偏差行為的影響力，由於受到彼此之間的效應影響，使得自我價值及父母忽視對偏差行為的影響力消失了。本模型的決定係數（R2_{）為 .17，意即自我概念及父母教養方式變項對偏} 差行為的解釋力約為 17%。

（四）模型四：檢視自我概念、父母教養方式及控制變項的影響

於模型四再加入控制變項性別、年級、父親及母親教育程度，以探討各自變項與偏差行為影響力的變化情形。由表 7 模型四可知，性別（B＝ .05, p ＜ .001）達到統計上的顯著水

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220 自我概念與教養方式譚子文、董旭英表 7 高中生偏差行為迴歸模型之迴歸係數與顯著情形摘要模型一模型二模型三模型四變項 B β B β B β B β 父母教養方式父母關愛 -.03*** -.21 -.03*** -.18 -.03*** -.17 父母管教 -.04*** -.21 -.03*** -.14 --.02** -.11 父母監督 -.01*** -.01 -.01*** -.02 -.01*** -.09 父母忽視 -.01*** -.04 -.01*** -.02 -.01*** -.01 自我概念道德取向 -.05*** -.31 -.03*** -.21 -.02*** -.15 自我價值 -.01*** -.07 -.01*** -.03 -.01*** -.01 自我韌性 -.01*** -.01 -.01*** -.01 -.01*** -.04 控制變項性別 -.05*** -.26 年級 -.01*** -.04 父親教育程度 -.01*** -.02 母親教育程度 -.01*** -.02 常數 .31*** .30*** .39*** -.35*** 決定係數（R2_） .13*** .11*** .17*** -.23*** 調整後（adjust R2_） .13*** .10*** .16*** -.22*** F檢定 29.51*** 30.74*** 22.34*** 21.35*** 註：1. B：未標準化迴歸係數；β：標準化迴歸係數 2. VIF＜2.0; n＝784 *p ＜ .05. **p ＜ .01. ***p ＜ .001. 準，此結果顯示男性高中生比女性高中生有較多的偏差行為。年級、父親及母親教育程度方面（p ＞ .05）對高中生偏差行為未達統計上顯著水準，亦即年級及父母教育程度愈高，其從事偏差行為的頻率不會有所變異。進一步檢視控制變項加入後的變化，在納入性別、年級、父親及母親教育程度等控制變項後，父母教養方式的父母關愛（B＝-.03, p ＜ .001）與父母管教（B＝-.02, p ＜ .001），以及自我概念的道德取向（B＝-.02, p ＜ .001）仍然具有影響效應。最後，本模型之決定係數（R2）為 .23，即表示父母教養方式、自我概念、性別、年級、父親及母親教育程度等變項對偏差行為的解釋力約為 23%。

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伍、討論與結論

由上述的研究分析可得知，父母教養方式、自我概念變項與高中生偏差行為存在著顯著的關聯性。以下就父母教養方式和自我概念與高中生偏差行為的關係加以說明之：

一、父母教養方式與高中生偏差行為的關係

從分析結果可知，父母教養方式與高中生偏差行為的關聯性，係以「父母關愛」、「父母管教」及「父母忽視」方式對高中生偏差行為具有影響效應（參見表 7，模型二），從相關分析結果發現（參見表 6），在不考慮其他條件或因素的同時效應時，父母監督與偏差行為達到統計上的顯著水準，亦即父母監督愈高，高中生從事偏差行為的次數愈少。但在同時納入各個父母教養方式變項後，父母監督與偏差行為則不具相關性，顯示父母監督方式，對於壓制高中生偏差行為發生的效應，已被父母的關愛及積極管教元素所吸納，所以在納入父母關愛及管教變項後，父母監督的效應隨之消失。此一結果可能暗示著父母監督對高中生偏差行為的影響，事實上建構在父母的關愛及積極管教上，即父母的監督行為的影響力，主要是來自於為父母對孩子的關心愛護及積極管教方式與態度，如遇到問題，父母會支持孩子，或父母親會在意孩子藉故不去上學，在這種情況下，父母對孩子的監督及管制行為才會對偏差行為產生壓制效應。

二、自我概念與偏差行為的影響

從表 7 模型二觀察發現，高中生自我概念與偏差行為的關係，是以「道德取向」及「自我價值」對高中生偏差行為具有影響效應，從相關分析發現，在不考慮其他條件或因素的同時效應時，自我韌性與偏差行為達到統計上的顯著水準，亦即高中生自我韌性愈強，從事偏差行為愈低。但在同時納入各個自我概念變項後，自我韌性與偏差行為則未達到統計上的顯著性。造成此一結果，可能是道德取向及自我價值效應之故。再從相關分析結果發現（參見表 6），自我價值與道德取向呈現出正相關，亦即青少年的道德取向愈高，其自我價值也愈強，例如我做事能夠做得像別人一樣好，所以無須違反學校規定，來吸引其他同學注意。雖然這些相關係數僅為低度正相關，但也說明了道德取向對青少年自我價值及自我韌性的影響力。在青少年階段，個體自我發展的主要任務為達成「道德取向」（Erikson, E. H., Erikson, J. M., & Kivnick, 1997）。個人若能適當地處理此階段的探索自我之認同危機，則個體將發展出成功的、有效整合的道德取向，形成對自我的忠誠及積極、正向的生活態度，並得以享受自我展現出來的各項面對環境之處理能力。根據黃朗文（2002）於 1997 年至 2002 年間執行的長期追蹤調查資料顯示，若從七年級到高三期間 6 年的變化來看，青少年後期自我價值的發展有趨於穩定的現象。高中生由於身心的發展漸趨成熟，已將外在認同經驗，漸次形成內聚式的自我價值，亦即將以前的認同予以整合，成為獨立的自我，並培養出正向的自我價值，並能

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222 自我概念與教養方式譚子文、董旭英有信心處理所遭遇的挫折，所以自我韌性對於高中生偏差行為的影響力，已被涵蓋於道德取向及自我價值當中。

三、自我概念對父母教養方式與偏差行為間關聯性的影響

從表 7 模型四迴歸分析結果可知，父母教養方式中的父母關愛變項（標準化迴歸係數 β ＝-.17）比自我概念之所有變項在解釋高中生偏差行為發生上，更具其意義性。換言之，在高中階段父母關愛及管教方式在預測青少年偏差行為的發生比道德取向、自我價直、自我韌性重要。這可能是臺灣的高中生仍未能完全獨立自主生活，仍十分仰賴家庭的照顧，特別是父母親的照顧，所以高中生的行為表現，主要仍是受到父母不同程度關心及照顧的影響。這結果正支持較早期陳英豪（1978）比較美國、臺灣、墨西哥等青少年的道德取向發展，結果指出臺灣年齡較長的青少年，仍停留在低層次的道德判斷力。另外，究竟自我概念對父母教養方式與偏差行為間關聯性的影響如何？為了回答此一問題，本研究將表 7 之迴歸結果，以 Chatterjee 與 Hadi（2006, p. 72）所提供 t 考驗的公式，再做進一步的分析比較高中生父母教養方式與自我概念未標準化迴歸係數的變化。從表 8 之分析結果可知，當考量高中生自我概念效應後，父母關愛、父母管教及父母忽視對偏差行為的影響，分別從-.03、-.04 及 .01 降至-.03、-.03 及 .01，但經過統計上的顯著考驗後，結果顯示只有父母管教效應的改變達到統計上的顯著差異性。這意味著高中生道德取向對父母管教方式與偏差行為間關聯性的影響，仍然扮演著具意義性的角色（參見表 7，模型三）。這可能表示，雖然高中生面對父母的管教而降低其發生偏差行為之次數，有部分效應可能是來自其本身之道德取向，加強父母的管教影響力。相對地，當納入父母教養方式效應時，道德取向與自我價值對偏差行為的影響，從-.05 及-.01 降至-.03 及-.01，都達到統計上顯著差異。這也意味著父母教養方式影響著高中生道德取向及自我價值與偏差行為間之關聯性。值得一提的是，當加入父母教養方式效應後，自我價值與偏差行為間之關聯性，從統計上的顯著變為不顯著。依據表 7 模型三的分析結果而論，這可能是由高中生父母關愛愈多及父母管教愈積極，其自我價值就愈正向，偏差行為發生的情況便會減少；而且自我價值與父母關愛及父母管教之相關係數，分別為 .21 及 .11，更能支持上述的論點（參見表 6）。另外，在回顧表 6 相關分析結果，可發現道德取向與父母關愛及父母管教之相關係數，分別為 .26 及 .41，這可能是高中生道德取向在父母關愛及父母管教對偏差行為的影響，扮演著一個中介角色。在模型四放入控制變項後，則可以看到對於高中生偏差行為影響的因素，仍然只有父母關愛、父母管教、道德取向，而性別也具有影響效應。相對地，父母監督、父母忽視、自我韌性及自我價值依然不具有影響力。換言之，當考量控制變項效應後，不同的父母教養方式及不同面向的自我概念與高中生偏差行為的相關性變化不大，相當穩定。

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譚子文、董旭英自我概念與教養方式 223 表 8 高中生父母教養方式與自我概念迴歸係數的變化（n＝784）變項 _{未標準化迴歸係數（標準誤）}未納入自我概念效應 _{未標準化迴歸係數（標準誤）}納入自我概念效應 t考驗值父母教養方式父母關愛 -.03***（ .01） -.03***（ .01） 1.89*** 父母管教 -.04***（ .01） -.03***（ .01） 4.43*** 父母監督沒有顯著沒有顯著－父母忽視 *.01*（ .01）** *.01（ .01）*** 1.58*** 變項 _{未標準化迴歸係數（標準誤）}未納入父母教養方式效應 _{未標準化迴歸係數（標準誤）}納入父母教養方式效應 t考驗值自我概念道德取向 -.05***（ .01） -.03***（ .01） 4.75*** 自我價值 -.01*（ .01）** -.01（ .01）*** 5.00*** 自我韌性沒有顯著沒有顯著－註： ( ) ( ) 2 2 2 2 b1 b2 (n k 1) ( b1 b2 ) 2Cov(b1b2) b1 b2 ( b1 b2 ) 2 1 ( b1 b2) t SE SE t SE SE SE SE − − − = + − − = = + − × × × 二迴歸係數相減二迴歸係數的標準誤平方值相加二迴歸係數之共變量的倍數值 *p ＜ .05. ***p ＜ .001. 就整體分析結果而言，父母關愛、父母管教、道德取向與性別等因素，在解釋高中生偏差行為的發生扮演著重要的角色。首先，高中生知覺父母教養方式的關愛與管教層面愈趨正面積極者，高中生的偏差行為程度愈低；即使高中生知覺父母教養方式為監督及忽視等負面消極者，高中生若有正向的道德取向，同樣地，也能降低偏差行為的發生。其次，在解釋高中生偏差行為的成因時，性別更是一個複雜的影響因素。除了生理及心理的差異外，在社會化的過程中男女生的發展也有所不同，所以性別往往是解釋青少年偏差行為的重要變項。而本研究顯示「性別」與青少年偏差行為存在著相關性，也就是說男生從事偏差行為的頻率較女生高。綜合上述的討論，依據最後分析模型結果，本研究發現父母關愛、父母管教、道德取向與高中生偏差行為各有其直接之影響力，而父母教養方式中的父母關愛對高中生偏差行為發生的預測力，比其他自變項之效應來得高。另外，道德取向對父母教養方式與高中生偏差行為間關係的影響中，扮演著具意義性的角色。最後，依據分析結果，父母的教養方式確實影響著子女的行為，尤其正向的教養態度更是維繫子女健康行為的重要因素。在實務上，本研究建議家長應以樂觀、關心、鼓勵及支持的方式，替代負向、忽視、監督及阻礙的教養方式，給予青少年一個正常溫暖的家，並應針對男女的差異，提出不同的教養策略。此外，相關研究學者或輔導人員在解釋傳統父母教養方式與青少年偏差行為發生之相關性時，必須考慮到

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224 自我概念與教養方式譚子文、董旭英自我道德取向。培養青少年道德取向判斷的能力，面對事件時能策略性地處理，並做出適當的行為因應。其次，青少年道德取向的形成是一長期累積的過程。一般而言，道德取向的養成與認知能力、邏輯概念的發展有關，因此，在這方面它是隨著年齡而提升，到了青少年時期漸漸成熟。故在形塑子女道德取向的同時，應給予正向、穩定、健康的發展方向，藉由生活中重要他人影響及環境的增強。此外，協助青少年對於自己有正確的評價與歸因，建立正向健康的道德取向，不要只依外在的事件或評論來衡量自己，對自己的信念要有信心。希望藉此能幫助青少年在遇到挫折或困難時，能有效地調整自己的想法與行為，減少偏差行為的發生。由於青少年階段是偏差行為最易發生的時期，本次研究對象僅以高中生為主，然而青少年時期包括國中與高中兩階段，故未來可再將國中生納入研究中探討。另外，影響青少年偏差行為發生的因素很多，本研究限於研究目的，僅將焦點專注於青少年自我概念及父母教養方式之關聯性研究上，而其他影響青少年偏差行為的因素則不在本研究的範圍內，若可在未來研究中再加入其他影響因素，如「教師支持」、「同儕信念及行為」的影響，應可增加對於探討自我概念、父母教養方式與偏差行為間關聯的周延性。最後，本研究之抽樣對象只集中在都會區的高中，並沒有納入鄉、鎮、山區等不同之居住環境，而不同的父母教養方式，以及不同的自我概念面向對這些地區高中生偏差行為的發展，可能存在著不同的影響力，所以建議日後之相關研究可擴大抽樣對象，充實此一議題之實證研究性。

誌謝

感謝匿名審查者的建議與指正，以及國立成功大學教育研究所陸偉明教授及程炳林教授在數據分析上的建議。

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