依附與其相關因素之後設分析

國立臺灣師範大學教育心理與輔導學系 教育心理學報，民 97 '的卷， 1 期. 39-62 頁

依附與其相關因素之後設分析一

台灣近二十年文獻的研究*

黃 淑 滿 致遠管理學院 幼兒教育學系 周麗端付 國立台灣師範大學

人類發展與家庭學系

葉明芬

致遠管理學院 幼兒教育學系 本研究以後設分析方法，統整國內過去量化文獻中各種因素與子女對母親的依附關係考驗結 果，並探討其中可能的調節變項，最後提出後設分析的因素結果模型。本研究被選入的文獻 計有 23 篇，從中找出用來後設分析的統計結果計有110 個，超過 43500 人次的樣本 o 後設 分析的結果發現圍內過去最化文獻中:(一)男生與母親間不安全依附的關係，顯著大於女 生與母親悶不安全依附;(二)孩子的家庭結構若完整(非單親).其對母親的安全依附問有 顯著的正向關係及小效果值;(三)母親接納關懷的教養行為，與子女對母親的安全依附間 有顯著的正向關係及大效果值;其對母親的不安全依附間也有顯著的負向關係與中上的效果 值; (四)母親鼓勵獨立的教養行為，與母親的不安全依附間則有顯著的負向關係與中度的 效果值; (五)母親對其原生家庭母親的安全依附，與其子女對她的安全依附之間，有顯著 的正向關係，兩代間不安全依附亦同。亦即，安全依附和不安全依附都有顯著的代間傳遞現 象。 關鍵詞:母親依附、能設分析、親子般附

國際婚姻與家庭百科全書(International

encyclopedia of marriage and

family) 定義「依附」

(

attachment) 是用來描述嬰兒與其照顧者的特殊關係。嬰兒與其照顧者互動的歷史、所浮現的情感

(

affective) 和認知的能力，使嬰見能組織情緒( emotion) 和行為的複雜脈絡，也促進了依附關係的 發展 (Feeney

&

Collins

, 2003) 。而所謂的依附理論 (attachment theory) 是英國精神醫師 Bowlby 在 三十世紀的下半葉所提出，強調兒童在環境中與他人關係發展的重要性，指嬰兒與其照顧者之間所 形成的強烈情感繫帶 (affectional tie) 或情緒鍵 (emotional

bond)

.是一種建立在人生早期，但影響 卻長達一生的動力過程(涂妙如，民93 )。 在台灣文化中，嬰見的主要照顧者或最重要他人通常是母親，將依附理論應用在母親和兒女的 情感關係上，依附指的是母親對于女，或子女對母親所產生之親密情感的行為，是一種相互關係， 藉由情感的鍵結將雙方更緊密的連結。母親與孩子間的依附關係，就是兩人之間持續的情感連帶， *誌謝.本研究承蒙致遠管理學院校內專題研究計畫經費補助，計畫編號:

DWU95C05

0 H 周麗端為本文通訊作者。

特徵是尋求接近母親及從母親那兒獲得安全感、分離時產生壓力、重逢時感到喜悅、失去母親時感 到悲傷等;母親對孩子而言有如安全據點，其所提供的安全感，能夠促進孩子對外在環境的信心及 探索，並影響孩子認知及情感上的調適。 研究者曾在國內各大期刊論丈資料庫中，初步分析以「依附」和「親子及依附」為闢鍵字的研 究篇數，發現以「依附」為關鍵字的相關研究共有341 篇，以「親子」和「依附」為關鍵字交集的 研究也已達 47 篇。但以 I

meta-analysis

J 為關鍵字之「依附」研究丈獻付之闕如。取相近者，以 I

meta-analysis

J 為關鍵字之「兒童」領域文獻僅有一篇，僅占總篇數之0.6% '為張高賓(民94 )在 中華輔導學報中發表之「國內見童團體諮商與心理治療整合分析研究J '而以 I

meta-analysis

J 為關 鍵字之「家庭領域」丈獻僅有四篇，占總篇數之2.5% '分別為李信良(民 90 )之國科會研究計畫摘 要之「後設分析台灣青少年濫用藥物與家庭之間的關係J' 洪雪雅(民 92 )碩士論文「影響青少年偏 差行為的家庭因素之整合分析J' 許崇憲(民 92) 的博士論文「家庭與學校變項對學生學業成就動機 的影響一-一個後設分析J '以及許崇憲(民91 )在中正教育研究期刊中發表之「家庭背景因素與子 女學業成就之關係一台灣樣本的後設分析」。這四篇研究所分析者，都與「依附」沒有直接或間接相 關。有鑑於母親與子女間依附之研究雖多，但卻很難窺其全貌，實有必要為此領域過去的研究結果 做一個其體的總結，以深化後續研究的進行。

Rosenthal ( 1991

)提到社會科學稟兩種悲觀的來頭:一是研究結果的累積困難，因物理科學的 新著作可直接立基在科學舊作品之上，但社會科學不然，每期的科學期刊都像是學科全新開始的一 般;二是社會科學研究的效果微小，批評者常抱怨某種社會行動方案即使被證明可行，但效果卻微 不足道，幾乎看不出有什麼實際的後果(齊力譯，民 88) 。而後設分析卻能為這兩種社會科學的困境 帶來希望。與 Rosenthal 同時期，

Wampler ( 1982

)以後設分析為整合家庭研究發現的策略，他認為 以後設分析整合前人研究的優點如下:(1)較客觀:用統計方法結合所有欲分析之研究的顯著性，比 起傳統丈獻回顧採取「投票法J '直接計算「有顯著」和「沒顯著」的研究數目，卻忽略每個研究樣 本人數不同、顯著水準不同，研究品質也不同等議題，後設分析顯然較客觀。(2)小而穩定的研究效 果也可被定義:傳統文獻回顧中，當「有顯著」和「沒顯著」的數日接近時，很容易產生誤判或是 傾向「模稜兩可」的結論。後設分析的組合研究結果公式，允許研究者從大量的研究中精確定義小 而穩定的趨勢，縱使該趨勢在任一個個別研究中統計結果都不顯著。(3)結果較可理解:後設分析有 量化比較的基準，不需用「想」的來判斷所有研究品質的效果大小，後設分析的結果比傳統文獻回 顧較為合理。 綜上所述，進行「親子依附」相關研究的後設分析，一來可以增加研究者所正在進行研究之丈 獻探討的深度，三來可以為此領域過去的研究做一個統整及誇斷，以利後續研究者的研究效率。由 於丈獻繁多，研究者將親子依附分為母親依附和父親依附，本研究從子女對母親的依附關係著手， 深入敘述影響子女對母親依附關係相關因素的國內量化研究，用來診斷過去此領域的量化研究結 果，節省未來研究者摸索的時間，促進親子互動領域新研究的產生。 其體而言，本研究將以文獻回顧和後設分析法整理圍內子女對母親依附的研究結果，主要研究 目的有三﹒ 一、調查國內親子依附相關研究中與「母親依附」有關的論文、期刊及專題研究報告中之實證 性研究，以內容分析法分析其研究變項累計，情形，分析重點包括:出版年代、發表狀況、樣本數目、 樣本身份、樣本依附對象、依附因素分層、依附研究工具、相關研究主題及主要研究結果等，以瞭 解歷年來研究成果之全貌，並為本研究後設分析的準備。 二、針對國內「母親依附」相關研究中， I 子女對母親依附關係」與各研究變項間的相關或差異 情形進行後設分析，包括國內過去量化研究所載之所有與「子女對母親依附關係」有關之自變項和

依變項間的關係。並探討其中可能的調節變項。 三、根據後設分析的結果，提出整合國內過去量化研究中母親依附相關因素的後設分析結果模 型。以為後續研究者設計母親依附相關因素結構模型的參考。 文獻蒐集與探討 研究者首先在國內各大丈獻資料庫中儘可能蒐集相關文獻，再依上溯和下延法儘可能網羅所有 親子依附的量化相關文獻，從這些相關丈獻中，初步根據四點原則篩選:一、研究假設的統計考驗 結果值必須明確記錄以下的數值 r 、 t 或 F 等檢定統計值，以及 p (統計顯著性)或 N( 總樣本數) 值。二、丈獻的研究對象必須是親子依附關係'初選入的文獻中以依附風格為名，但實為人際依附， 與親子依附無關者，則不分析。三、如果文獻若為博碩士論丈投稿在期刊論文者，則因博碩士論文 記載資料較詳盡之故選取博碩士論文，包括黃凱倫(民 80 )的碩士論文「幼兒與母親依附關係及其 社會行為之研究 J '黃凱倫曾於 1994 年發表在家政教育期刊中;蔡秀玲(民 86 )的碩士論文「大學 男女學生依附關係、個體化與適應之相關研究 J '隔年曾表發在教育心理學報(蔡秀玲、吳麗娟，民

8

7)

;涂妙如(民的)的碩士論文「幼見與母親以及教師間的依附關係對幼社會學習行為之影響研究」 曾在民 87 年發表於弘光學報;歐陽儀(民87)的碩士論文「教養方式與依附關係代間傳遞模式研究J' 曾發表於教育心理學報(歐陽儀、吳麗捐，民8 7)。四、如果丈獻重複發表在不同期刊內容相同者， 則隨機選取一篇，包括蘇建文(民82 )在國立花蓮師範學院幼兒教育學報發表之「幼兒與母親問依 附關係與其學校、社會能力表現之研究J' 同年亦曾發表於教育心理學報(蘇建丈、黃迺毓，民82 )。 根據上述原則，研究者最初找到的文獻計有56 篇，扣除質性研究5 篇、人際依附相關研究4 篇、 論丈重複者 5 篇以及沒有可用數據者5 篇(包括量表編制、模式驗證和國科會成果報告等論文，如 丁心平(民78 )、黃惠玲和吳英璋(民80 、民 8 1)、陳金定(民87)、孫世維(民89 )。初步被選入後 設分析的文獻計有37 篇:包括博碩士論文28 篇、期刊論文 5 篇、國科會專題研究成果報告3 篇以 及會議論文 l 篇。 最後，研究者再加入第五點篩選原則:五、研究結果中至少具有以一項以子女對母親的依附關 係為自變項或依變項的統計結果。據此，被選入本研究中的後設分析文獻計有23 篇，其中碩士論文 18 篇、期刊論文2 篇、國科會專題研究成果報告2 篤，以及會議論文l 篇。從中找出用來後設分析 的統計考驗結果(原始研究結果數)共計有110 個，涵蓋超過43500 人次的樣本(詳見附錄一)。 從附錄一的研究論文來源可知，子女對母親的依附關係研究以未發表的博碩士論文居多，期刊 論文僅有兩篇。可薯的現象是，這類的研究近年有增多的趨勢，研究者分析圍內過去所有與母子(女) 依附有關的量化研究丈獻，1994 年以前僅找到 5 篇， 1995-1999 年共找到 8 篇， 2000 年以後則有 10 篇。 本丈所分析的 23 篇文獻中，有 15 篇研究中，測量依附關係的工具，主要皆改編、或引用他人

改編自 Annsden和 Greenberg於 1987 年根據 Bowlby 的依附理論編製而成的「父母與同儕依附量表」

( Inventory of Parent and Peer

Attachment: 以下簡稱 IPPA) ，該問卷將依附分為「信任、溝通和疏離」 三個因素。仔細分析IPPA 的問卷內容， IPPA 是測量個人與父親、母親和同儕間的相互信任度、溝通

品質和生氣或疏離的程度，例如:當討論事情時，我的父母會考盧我的觀點;當我需要說出累積很 久的心事時，我能指望父母聽我:我的朋友幫助我更瞭解自己(

ij

I 自 Touliat肘，

Perlmutter

&

Straus

,

2001

)。在這 15 篇文獻中，多數的研究者使用原始 IPPA 的因素分層，無論研究者是否重做因素分析， 但有少數的研究者在重做因素分析後自己命名的因素與原始 IPPA 不同，例如洪聖陽(民 91) 將依附 分成「接納、普通和疏離」三因素;莊麗雯(民 91) 將依附分成「安全、焦慮和逃避依附」等三因

素。 研究學齡期以下的子女對父母的依附關係'考量幼兒的敘述能力，則多使用Waters 和 Dance 於 1985 年所編製之依附Q 分類 (Attachment Q-so哎，中文譯為:兒童依戀行為測量)技術，該技術觀 察幼兒以母親為安全保壘的行為，求得子女對母親的安全依附係數。本文所分析的23 篇文獻中，有 5 篇使用 Q 分類，都是研究學前幼兒與母親的依附關係。Q 分類是由受過訓練的訪員至受試幼兒的家 庭中，觀察自然家庭情境中的親子互動情形後依兒童依附行為測量題本計分，再計算出親子依附安 全係數，或將親子依附分成安全、分離或逃避三型，舉母親題本的前三題為例:(1)如果媽媽要求， 孩子很願意和媽媽分享自己的玩具或食物(2)遊戲後孩子回到媽媽身邊，有時會顯出莫名其妙的煩躁 不安。 (3)孩子在受了傷或不高興的時候，可以接受媽媽或其他大人的安慰(涂妙如，民83 )。本研 究所分析的 5 篇文獻都是根據分數的高低，將母親依附分成安全依附與不安全依附。

黃惠玲(民 83 )和黃惠玲(民 84 )的研究分別依 Bowlby 的依附理論及 Ainsworth 、 Main 等人 的研究結果自編兒童依附行為和成人依附行為量表，其中，民圓的年幼見對母親的依附因素分成「安 全、遠避和曖昧依附」等三因素;民國84 年兒童和成人的依附行為量表則分成「安全依附、分離焦 慮和躲避因素」。涂妙如(民88 )的研究，除了使用Q-set 量表測量幼兒對母親的依附關係外，直接 引用黃惠玲於民國84 年編定的成人依附行為量表，但她直接將母親依附分為「安全依附和不安全依 附」。另外，劉修全曾於民國86 年依 Bowlby 的依附理論及 Mahler 的客體闢係理論自編國中生對父 母親的依附關係量表，他將親子依附分為「安全依附、分離焦慮和逃避依附」三因素。 上述的 IPPA 量表多由受試樣本自陳其與母親的依附關係;依附Q 分類多由研究觀察者觀察親子 實際的互動計分，或由研究觀察者協助母親回答再分額計分，而研究者自騙的量表則視實際研究所 需，可能由樣本填答其與母親的依附關係'也可能由母親自陳子女與其的依附關係。研究者認為: 依附量表的施測方式不同，也就是填答者不同，會對組合研究的後設分析結果造成偏誤，子女觀點 的母親依附關係和母親觀點的母親依附關係應視為不同。執是之故，本研究擬將「研究工具」視為 影響後設分析原始研究結果群異質性考驗結果的調節變項。 最後，從附錄一「研究主題」的分析中可以知道，原始文獻的研究主題歧異，例如袁儷綺(民 91) 研究生活適應、孫淑琴(民89 )研究同儕衝突處理、張芝鳳(民89 )研究自我價值、張秋蘭(民

89

)研究自我尊重與身心健康、徐君怡(民 90) 研究友誼概念、紀恰如(民 9 1)研究壓力知覺與因 應等，可以預測的是，各原始研究中所載的與「子女對母親依附」有關的個人和家庭背景等自 變項應有重疊性，其原始研究結果數足以後設分析出整合性的研究結果，但與「子女對母親依附」 有關的依變項(即相關研究主題)歧異性頗高，甚至有許多依變項只見於 1 篇文獻中，恐怕不足以 後設分析出整合性的研究結果。 研究方法 Meta-analysis 的譯名有許多，如整合分析、統合分析、聚合分析、全面分析等。後設分析是一種 計量，陸文獻回顧方法，將某個領域中現有的研究結果，給予再分析，它的目的是整合研究的特定變 項，決定單一變項對其他變項的重要性，以計量的方法歸納出一個客觀結論 (Wampler， 1982) 。 Rosenthal 描述早期的後設分析有三種目標:第一個目標是要從一組研究中摘要兩變項間的總體關 係'通常是去估計這一組研究中所發現的兩變項間的平均關係。第二個目標是要確定兩變項關係強 度的變動所關聯的因素為何，也就是調節變項為何。第三個目標是提供每項研究的每個變項一個集 群資料或平均資料，這些集群性或平均的資料是彼此相關或與其他研究特性相關，可供檢定假設或 提示日後特定設計之研究中可檢驗的假設(齊力譯，民 88 )。

後設分析假定同一主題下各研究結果均代表相同母群的效果量，然因誤差所致，各研究之統計 結果不盡相同，若能將不同研究效果量標準化後再加以合併'得出一平均效果值，便可得知某一領 域的研究成果(齊力譯，民 88 )。本研究即是採用 Rosenthal 於 1991 年敘述的後設分析方法，針對親 子依附研究中，子女的個人背景變項、父親的個人背景變項、子女的生活等三個層面及子女對父親 的依附間之關係，進行量化的顯著性及效果值比較。其具體做法簡述如下: 一、登錯各研究結果的統計顯著水準 由於後設統計所需，研究者儘量記錄文獻中各個統計結果的 p 值。 但因為國內原始論文記錄的 p 值常是不精密的，像是 p<.05 或 p<.OI 等，但真實的 p 可能是 .001 、 .0001 或 00001 0 有鑑於此，研 究者依下列順序記錄每個原始研究結果的 p 值: (一)研究者回溯每個 p 值所用的原始檢定統計值，像是 t 、 F 或 x2

_{等值的效果大小}

₍

_{effect size)}

_,

因為 t 的自由度與變異數分析裡 F 檢定中分母的自由度都可以告訴我們研究的大小。因為效果大小和 統計顯著|生是分別對應的，它們會隨著樣本大小的作用而產生改變，若原始論文有報告該筆研究結

果的效果大小，則研究者優先依下列的公式計算出較精密的顯著水準: Z=rJN 。

(二)但若原始論文未報告效果大小，只提供了 p 值，研究者就只能使用常態分配表去找與所 報告的 p 值相對應的 Z 值，例如:單尾 p 值 .05 、 .01 與.001 可分別查出相對應的 Z{i直1. 65 、 2.33 與 3.09 。 (三)如果原始論文只記錄該研究結果是「不顯著 J '沒有進一步的資料，研究者別無選擇，就 只能把結果視為 p 是 50 ，

Z=O.OO

0

二、壺錯各研究結果的強果大小(

effect size)

效果大小涉及到效果的影響程度。它和顯著水準相當類似，不同形式的假設檢定可以被轉換為 效果大小的少數共同測量單位，例如r 、 Fisher'Z' 以及 d0 Rosenthal 偏好使用 r 做為效果大小的估 計值，因其比起 d{[直，在計算時的限制較少、所需的原始資料較少、誤差也較小，且任何可以使用 d 值的地方，亦可使用 r 值(齊力譯，民 88 )。故本研究依 Rosenthal 的看法，使用 r 值做為後設分析 效果大小的估計值。若原始論文中研究結果的效果大小不是 r 值，則研究者用 Rosenthal 書中所記載

的公式(齊力譯，民 88 )將 t 、 F 、 %2 等值轉換為 r 值。

接著，研究者將 r 值轉換為 ZFisher

(

Zr )值，這代表著 r 之測量性質的標準化與線性性質

( linearization)

,

ZFisher 與 r 之間的對應關係'與代表顯著性的 Z 如何轉換為 p 一樣，其對應關係可 用下列公式轉換: Zr=

0.5

{logeW

+

r)/

(l-

r)]}

， 或直接查附表E( 林清山，民 81 ;黃銘悍譯，民89 )。 也因為效應大小和統計水準是分別對應的，它們會隨著樣本大小的作用而產生改變。故如果沒 有現成的效果大小'研究者只要將Fisher' Z 轉換成為 r 0 或者研究者只要知道N ， 即抽樣單位數，就

可以前就每一p 推翻計算，研究者所使用的公式為:r=Z/JN 。

Cohen (

1977) 曾將效果大小界定為小、中、大，它們在 r 上的值分別是: 0.10 、 0.30 、 0 .5 0 (黃 銘停譯，民的)。

三、用分散績定考驗各研究結果間顯著水準和放果大小的異質性 分散檢定是考驗各研究結果之間的顯著水準和效果大小是否有顯著差異存在，亦即，各研究結

果間是否為異質。研究者用A公式來考驗顯著水準的同質或異質，公式I為 :z2=z(zj-EY 。 A

公式的分配同%2 分配，而自由度K-I

'

K 為被組合的研究項數。

男外，研究者用 B 公式來考驗各研究結果間效果大小的同質或異質性:

%2

="i. {N

j

一化

-zrf 。

Zrj 對應於任 -r 值的 Fisher

's

zr

' 而 Zr 就是加了權的 zr' 研究者以原始研究的樣本數為加權值，

目的在校正因樣本因素所產生的誤差。加權公式為 : zr= "i.{N

_j

-3抖 /"i.{N

_j

-3) 。

考量原始論文中 r 值的記錄較 p 值為精確，故本研究的異質性檢定先記錄 B 公式的結果值，如果

原始論文中缺乏所有的檢定值(如 t 、 F 、 %2 和 r)' 無法換算出 zr' 則研究者記錄 A 公式的結果值。

四、用集中檢定挽出自費項和怯變項間可能的調節變項 根據公式 A 和 B' 若為異質，理論上應除異質再重新計算效果大小，但刪除異質後對整理影響 十分有限，且當樣本數增大後，卡方值敏感性也會增大，異質性考驗易顯著(連啟舜，民 90) 。再加 上本研究原始論文數量有限，除異質後反而喪失後設分析的意義。因此在本研究中異質性考驗的的

%2 若值顯著並不加以調整，只做為尋找可能的調節變項(

moderator

variables) 之用。

也就是說，公式 A 和 B 的 %2 結果若為異質，則需再找出調節變項，即根據理論上的調節變項重

點行集中檢定，用公式 C 和D找出兩顧問可能的調節顧問為 :Z 叫凡IF! 。其分

配同 Z 分配， λj;是對任一項研究由理論所衍生的預測或對比權值，選擇時就要考慮使 λl 值的總和為

零，而 Zj 師一項研究的 Z值。男外 'D 公式為 : Z= "i.AjZrjl丘芳芳:。 Wj 是每一研究之效果

大小的變異數的倒數。對於效果大小 r 的 Fisher's Zr 值轉換，變異數是 1j(N

_j

-3) ， 所以 'Wj=N

_j

-3 。

Rosenthal 強調，所得到的調節效果大小的變項不應該被解釋為任何因果關係的強而有力證據。 不過，調節變項的關係在提示因果關係的可能性上是很有價值的(齊力譯，民 88 )。 五、加總各研究結果的統計顯著性 分散檢定的結果若同質，則依公式 E 進行組合研究，公式 E 是將每個研究所得之 p 值轉換為 Z

值，再予以加總並除以全部研究的個數的平方根，公式為:平均 Z= "i. Zj/.JK 。檢驗中，若研究者

能正確預測欲組合的多數的結果，就應用單尾 p 值，否則就用雙尾 p 值。研究者選擇以原始研究的 樣本數為加權值來加總研究結果的統計顯著性，以校正因樣本因素所產生的誤差。公式為:加權的

Z= "i.w丸/正宗。研究者在研究結果中同時比較 Z值和加權的 Z 值。

六、加紹各研究結果的教果大小 研究者將代表著各研究結果效果大小之標準化後的 r 值(即 Zr 值)依下列公式 F 加總:平均 Zr= "i. zr/K 。再查出對應於平均值 Zr 值的 r 值。同樣的，研究者也選擇以原始研究的樣本數為加 權值來加總研究結果的效果大小，以校正因樣本因素所產生的誤差。加權平均 Zr 值公式為:

Zr=

"i.

WjZrj/

"i.

_Wj

0 研究在研究結果中同時比較 Zr 值和加權的 Zr 值。

七、信度 在信度方面，考量後設分析在判讀和登錄原始論文研究結果的顯著水準和效果大小時最易出 錯，研究者使用黃光雄和簡茂發(民85 )的信度考驗法計算登錄者問的信度:研究者訓練另一位修 過高等統計的研究生共同參與登錄作業，依登錄之結果，先求相互同意值:

P=2M/N

_J+ 呵，其中， M 為兩人同意的項目數 ， N

_J

及的為每人應有的同意數。再求出信度 : R=2月l+P 。依公式計算的 結果，本研究登錄者間的信度為 0.91 '針對彼此不同意的項目，作者與協同登錄者間也經共同討論， 取得一致共識。 八、研究者自行撰寫種設分析軟體計算程式 考量所登錄數據龐雜，計算程序冗長易錯。本研究所有統計運算，皆根據後設分析公式，應用

Microsoft Office Excel 2003

SP2 軟體自行撰寫程式 o 每一登錄資料及計算結果皆經兩次以上的校對程 序，並逐一另存新檔，方便研究者的後續分析、再校正與修改。這種做法在研究者必須改變某些研 究結果的呈現方式，而需重新計算某些數據時，尤其有用。 研究結果與討論 從上述的文獻探討可知，本文所分析的 23 篇文獻中，有的篇的依附研究工具為 IPPA 量表，該 量表將依附分為「信任、溝通和疏離」三類。另有 5 篇是依附 Q 分頓工具，將母親依附分成「安全 依附」與「不安全依附」兩額。其餘 3 篇為原作者自編的依附行為量表:其一是將幼兒對母親的依 附因素分成「安全、遠避和曖昧依附」等三因素(黃惠玲，民 83) ;另一是將「安全依附、分離焦慮 和躲避因素」等三因素轉分為「安全依附和不安全依附 J (涂妙如，民 88) ;而劉修全(民 86 )則是 分為「安全依附、分離焦慮和逃避依附」等三因素。也就是說，過去依附研究工具的編製，並非將 依附視為同一向度之兩極，而是獨立的兩個向度。經過研究者的整理，過去研究丈獻中有關「母親 依附」的變項，大體可分為「母親安全依附」和「母親不安全依附」。所謂的「母親安全依附」包括 子女對母親的安全依附、信任依附、溝通依附;而「母親不安全依附」包括子女對母親的不安全依 附、焦慮、依附、逃避依附和疏離依附。 研究者要再強調，本文所指的「母親依附」是「子女對母親的依附 J '而非母親對于女的依附。 以下分為子女性別因素、母親個人因素、母親教養因素和母親原生家庭因素等四方面來呈現其子女 對母親的依附關係。

一、子女性別因素:子女性別與其對母親的位僻關保

本研究依公式 E 和加權 E 的統計結果來說明各研究結果群加總後的統計顯著性，即下表 1 至表 4 中的「平均 Z 值」和「加權平均 Z 值 J '再依公式 F 和加權 F 的統計結果來說明各研究結果群加總 後的效果大小，即「平均效果 Zr 值」和「加權平均效果 Zr 值 J' 由表 1 至表 4 中呈現的數據可知， 加權後的值和原始值差異不大。但本研究為提高後設分析數據的可信度，將兩個數據並陳，只是為 求研究內容分析的精簡，以下的文字解釋中，所有關於後設分析研究結果的數據只引原始值。

54.206***

17.055*

異質性檢定

Cr)

-2

.4

62

1.

417

-0.013

0.023

-2.3

81

1.

831 *

表 l 子女性別與其對母親依附之間的關係與強度 研究樣本數總 平均 Z 值平均效果 加權平均 加權平均 數和(N) 值(Zr ) Z 值 效果值 (Zr)

-0.022

0.002

母親依附 (一)安全依附

25

14833

(二)不安全依附

10

4917

註.*表 p<.的;料表 p<.01

;

***表 p<.001 從上表 l 的異質性檢定來看，男生和女生對母親的安全和不安全依附，兩個研究結果群的異質

性檢定結果都呈顯著( %2 值分別為 54.206***和 17.055*) .代表每群中所有的原始效果值並未享有

共通的母數效果值，象徵每一群內的原始效果值( zr 值)都來源於不同母群體。根據上述的公式 A 和 B· 異質性檢定的結果若為異質，應再連用公式 C 和 D 找出兩兩變項間可能的調節變項。其實際做 法和結果將詳述如下第五點。 在性別與子女對母親的安全依附方面:原始文獻中，許瑞蘭(民 9 1)和紀怡如(民 91 )的研究 都發現女生的安全依附顯著比男生高( t 值分別為-4 .42料和 -4.65 料) ;還有許多研究有同樣的發現， 只是未達顯著差異(孫淑琴，民 89 ;袁儷綺，民 91 ;涂妙如，民的;張芝鳳，民 89 ;陳瑩珊，民

89

;黃惠玲，民 84 ;劉修全，民 86 ;蔡素玲，民 86 ;賴怡君，民 91) 。相反的，其他研究則發現男 生對母親的安全依附值比女生高，只是未達顯著差異(洪聖陽，民91 ;孫世維，民的;張秋蘭，民

89

;黃素英，民的;莊麗雯，民91 ;楊淑萍，民 84 ;楊芳彰，民 86)0 由上述可知，文獻中關於性別與子女對母親的安全依附，兩變項之關係的研究結果歧異，本研 究利用後設分析公式整合過去研究中，所有男生和女生對母親安全依附的歧異結果後發現:性別和 子女對母親的安全依附之間沒有顯著的關係 (Z=-2.381

)

，代表著兩者之間關係強度的平均效果值也 很小( Zr=-0.013) 。 在性別與子女對母親的不安全依附方面:有些研究發現男性對母親的焦慮依附值比女性高，男 性對母親的逃避依附值也比女性高(黃惠玲，民 84 ;莊麗雯，民 91) 。此外，男生對母親的疏離依 附也高於女生(孫世維，民的;張芝鳳，民的)。相對地，也有些研究發現女生對母親的焦慮依附 值顯著的比男生高 «(=-2.14*) ，女生對母親的疏離依附也高於男生(孫淑琴，民 89 ;賴怡君，民 91) 。 由上述可知，過去文獻中關於男生或女生與母親不安全依附之關係'兩變項之關係的研究結果 歧異，本研究利用後設分析公式整合過去歧異的結果後發現:性別和母親的安全依附之間有顯著的 關係 (Z= 1. 831*)' 由於研究者整理丈獻時將男生定為第一組，女生定為第二組，故正向的 Z 值表示: 男生與母親間的不安全依附值顯著大於女生與母親間的不安全依附值，只是代表兩者問關係強度的 平均效果值不大( zr=0.023) 。 綜上所述，圍內過去量化丈獻中，子女的性別對母親的「安全依附」間沒有顯著的關係'平均 效果值也很小;但男生與母親間「不安全依附」的關係，顯著大於女生與母親間不安全依附，只是 平均效果值也不大。 二、母親個人因素:母親個人背景因棄與子女對母親的依附關保 從下表 2 的異質性檢定來看，I 母親職業水準與子女對母親的安全依附」研究結果群的異質性檢

定結果呈顯著(

%2

=12

.4

51 **)

，代表此群中 4 個原始效果值並未享有共通的母數效果值，象徵此

4

個原始效果值( Zr 值)來源於不同母群體。根據上述研究方法中的公式A 和 B ，異質性檢定的結果

若為異質，應再運用公式C 和 D 找出兩兩變項間可能的調節變項。其實際做法和結果將詳述如下第 五點。 研究者從所整理的文獻中，歸納出各種母親本身的因素，包括:教育程度、家庭結構以及職業 水準'並計算出其與子女的安全與不安全依附之間的關係與強度。後設分析的統計值如下表2 所載， 以下分點詳述之: (一)母親教育程度與子女對母親的依附關係 在母親的教育程度與子女對母親的安全依附方面:原始文獻中，有些研究發現兩者呈負相關(黃 惠玲，民的;黃惠玲，民84) .有些則發現兩者為正相關(黃惠玲，民的;涂妙如，民的;許瑞蘭， 民 91 :莊麗雯，民 9 1)。本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果後發現:母親的教育程度與 子女對母親的安全依附之間沒有顯著的關係(Z=0.663) . 代表著兩者之間關係強度的平均效果值也很 4、(Zr=0.036) 。 表 2 母親因素與母親依附之間的關係與強度 母親 依附 研樣本數 _{平均 Z{i萱}

_平均效

_{加權平均 加權平 異質性檢定} 個人背景 種類 究總和(N) 果值 Z 值 _均效果

_(x

2 ) 數 _{(Zr )} 值(Zr) 安全

6

1690

0.663

0.036

1.2

27

0.026

8.282

(一)教育程度 不安全

₆

₂₀₀₀

_-4.503

_-0.149

_-3.

₃₈₁

-0.089

5.963

(二)家庭結構 安不全安全

3

1764

2.622 艸

0.063

2.669**

0.064

0.276

2

1294

-2.807

-0.078

-2.807

-0.078

0.082

(三)職業水準 安不全安全

4

1082

0.743

0.021

1.

732

0.039

12.451 **

6

2042

-1.

711

-0.037

-2

.1

02

-0.045

6.573

註. *表 p<.05 ; 料表 p< ρ1 ***表 p<.OOl 在母親的教育程度與子女對母親的不安全依附方面:原始文獻中，有些研究發現母親的教育程 度和子女對母親的逃避依附呈顯著或未達顯著的負相關(黃惠玲，民的;黃惠玲，民 84 ;莊麗雯， 民 91)' 另外，有些研究顯示母親的教育程度和子女的曖昧焦慮、依附呈顯著或未達顯著的負相關(黃 惠玲，民的;黃惠玲，民 84 ;莊麗雯，民 91) 。綜合來說，文獻中關於母親的教育程度與子女對母 親的不安全依附間的原始相關皆為負值，且其中有一半達，頡著的差異。但本研究利用後設分析公式 整合過去的研究結果後發現:母親的教育程度與子女對母親的不安全依附之間未達顯著的負向關係

( Z=-4.503 )

，代表著兩者之間關係強度的平均效果值也不大(

zr =-0.149

)。 (二)家庭結構與子女對母親的依附關係 在家庭結構與子女對母親的安全依附方面:原始文獻皆發現完整家庭的國中生，對母親的安全 依附值高於不完整家庭(單親、繼輯或隔代教養家庭)(紀怡如，民 91 ;許瑞蘭，民 91 ;莊麗雯， 民 91) ，只是都未達顯著差異。但本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果發現:家庭結構與子 女對母親的安全依附之間有顯著的正向關係 (Z=2.622料*).但代表著兩者之間關係強度的平均效果 值不大( Zr=0.063) 。 在家庭結構與子女對母親的不安全依附方面:原始丈獻中，來自於完整家庭的國小學童，其對 母親的逃避依附顯著高於不完整家庭的學童，對母親的焦慮、依附也高於不完整家庭的學童(莊麗雯， 民 91) 。本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果後發現:家庭結構與子女對母親的不安全依附 之間沒有顯著的負向關係 (Z=-2.807) . 代表著兩者之間關係強度的平均效果值也不大(

zr =-0.078

)。

(三)母親職業水準與子女對母親的依附關係 在母親職業水準與于女對母親的安全依附方面:原始丈獻中，有些研究發現母親的職業水準和 觀察者所觀察到的親子安全依附值呈負相關(黃惠玲，民的;黃惠玲，民84 )。有些研究則發現母親 的職業水準和母親自陳的親子安全依附值呈正相關或顯著的正相閱(黃惠玲，民84 ;莊麗雯，民 91) 。 本研究利用後設分析公式整合過去歧異的研究結果後發現:母親的職業水準與子女對母親的安全依 附之間沒有顯著的關係(Z=0.743) ， 代表著兩者之間關係強度的平均效果值也很小(

zr

=0.021) 。 在母親的職業水準與子女對母親的不安全依附方面:原始丈獻中，有些研究都發現母親的職業 水準和子女對母親的逃避依附呈正相關(黃惠玲，民的;黃惠玲，民 84 )。但有些研究卻發現母親 的教育程度和子女的曖昧焦慮依附或逃避依附都呈負相關(黃惠玲，民的;黃惠玲，民 84 ;莊麗雯， 民 91) 。本研究利用後設分析公式整合過去歧異的結果後發現:母親的職業水準與子女對母親的不安 全依附之間沒有顯著的負向關係 (

Z=-

1.

711 )

，代表著兩者之間關係強度的平均效果值也很小

( zr

=-0.037) 。 三、母親教賽因素:母親教聲因素與子女對母親的依附關保 從下表 3 的異質性檢定來看，三種母親教養行為與子女對母親的安全依附間的異質性檢定結果

都呈顯著 ( X

2

_{值分別為 520 .1 83料*、 69.653*** 和 50.142 料*) ，代表此三群中，每群所有的原始效果}

值並未享有共通的母數效果值，象徵每一群內的所有原始效果值 ( zr 值)來源於不同母群體。根據 上述研究方法中的公式 A ~D B' 異質性檢定的結果若為其質，應再運用公式 C~日 D 找出兩兩變項問 可能的調節變項。其實際做法和結果將詳述如下第五點。 研究者從所整理的文獻中，歸納出各種母親教養行為的因素，包括:接納關懷、鼓勵獨立和權 威控制，並計算出其與于女的安全與不安全依附之間的關係與強度。後設分析的統計值如下表 3 所 載，以下分點詳述之: 盡美 3 母親教簣囡葉與子女對母親依附之間的關保與強度 母親 依附 研樣本數 平均 Z~直

平均效

加權平均 加權平 異質性檢定 教養因素 種類 究總和 (N) 果值 Z 值 _均效果

_(x

2 ) 數

_{(Zr )}

值(Zr) 安 全

9

3143

27.571 ***

0.621

27.820* 艸

0.635

520

.1

83***

(一)接納關懷 不安全

2

676

-8

.4

51 ***

-0

.3

88

-8

.4

51 ***

-0

.3

38

1.

019

(二)鼓勵獨立 安不全安全

6

1835

-1.

998

-0.051

-1.

674

-0.045

55.848***

2

676

-7

.1

50***

-0.283

-7 .1 50艸*

-0.283

0

.1

82

(三)權威控制 不安安全全

6

2257

-4

.593

0

.1

11

-3

.4

11

-0.087

62.807***

2

676

-4.030

-0

.1

57

-4

.030

-0

.1

57

1.

449

註*表 p<.05 ; 料表 p<.OI ; 帥*表 p<.OOI (一)母親接納關懷衷的教聲與子女對母親的依附關係 在母親的接納關懷與子女對母親的安全依附方面:原始文獻皆記載母親「接納」的教養行為、「關 懷」的教養方式、接納性的母親闢係和易近性的母子關係'與子女對母親的安全依附有顯著的正相 關或未達顯著的正相關(劉修全，民 86 ;蘇建丈、龔美娟'民的;龔美娟，民的;歐陽儀，民 8 7)。 本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果也發現.母親接納關懷式的教養與子女對母親的安全

依附之間有著極為顯著的正向關係(Z=27.571***) • 且根據 Cohen 的標準，代表著兩者之間關係強 度的平均效果值也大(

zr

=0.621

)。 在母親的接納關懷與子女對母親的不安全依附方面:原始丈獻皆發現子女對母親的疏離依附， 與母親接納的教養方式有著顯著的負相關(歐陽儀，民 87)。本研究利用後設分析公式整合過去的研 究結果後發現:母親接納式的教養與子女對母親的不安全依附之間有著極為顯著的負向關係

(Z=-8

.4

51

* 料) .代表著兩者之間關係強度的平均效果值也有中等以上的強度(

zr

=-0

.3

88

)。 (二)母親鼓勵獨立式的教聲與子女對母親的依附關係 在母親的鼓勵獨立與子女對母親的安全依附方面:原始丈獻中，有些研究發現母親「鼓勵獨立. 過度保護」的教養行為與子女對母親的安全依附值有低度的正相關(龔美娟'民 83 ;歐陽儀，民 8 7)。 也有些研究發現子女與母親的溝通依附和信任依附間的關係具有顯著的低度負相關或是沒有顯著的 低度負相關(蘇建丈、龔美娟，民的;歐陽儀，民 8 7) ，表示母親愈是鼓勵獨立的教養行為，子女 所陳述其對母親的安全依附就愈低; 研究者懷疑，歐陽儀(民 87) 研究中兩代的年齡差異或記憶因素(國中生對母親，與母親對其 原生家庭母親)是造成本原始研究結果群異質的原因，將在以下第五點中加以驗證。本研究利用後 設分析公式整合過去的研究結果發現:母親鼓勵獨立式的教養與子女對母親的安全依附之間沒有顯 著的負向關係 (Z=- 1. 998) .且根據 Cohen 的標準'代表著兩者之間關係強度的平均效果值也不大

( zr

=-0.051

)。

在母親的鼓勵獨立與子女對母親的本安全依附方面:原始文獻皆發現子女對母親的疏離依附，

與母親心理自主的教養方式有著顯著的負相關(歐陽儀，民 8 7)。本研究利用後設分析公式整合過去 的研究結果也發現:母親心理自主式的教養與子女對母親的不安全依附之間有著極為顯著的負向關 係 (Z=-7.150 料*).代表著兩者之間關係強度的平均效果值也接近中等(

zr

=-0.283

)。 (三)母親權國控制式的教養與子女對母親的依附關係 在母親的權威控制與子女對母親的安全依附方面:原始丈獻中，有兩篇研究發現控制性的母子 關係、或母親權威的教養方式與子女對母親的安全依附值呈低度的正相關或顯著的低度正相關(龔 美娟，民的;劉修全，民 86) ;另外四個統計結果則顯著地相反:歐陽儀(民 8 7)研究兩代母親堅 定控制的教養方式，與兩代子女對母親的溝通依附和信任依附間的關係'發現四者皆具有顯著的負 相關。本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果發現:母親權威控制式的教養與子女對母親的 安全依附之間沒有顯著的負向關係 (Z=-4.593) ， 且根據 Cohen 的標準'代表著兩者之間關係強度的 平均效果值也不大 (zr=-0.111) 。 在母親的權威控制與子女對母親的不安全依附方面:歐陽儀(民 8 7)的研究發現兩代子女對母 親的疏離依附，與兩代母親堅定控制的教養方式有著顯著的負相關。本研究利用後設分析公式整合 過去的研究結果也發現:母親堅定控制式的教養與子女對母親的不安全依附之間沒有顯著的負向關 係 (Z=-4.030) • 代表著兩者之間關係強度的平均效果值也接近中等(

zr

=-0.15 7) 。 四、母親原生家庭因素:母親依附的使間傳避 在研究者所整理的文獻中，黃惠玲(民 84 )研究 4-12 歲孩子的母親自陳孩子對她的依附關係(這 種子女對母親的依附關f系，以下簡稱G2(第二代)安全依附，或G2不安全依附) .與她自陳本身對 原生家庭母親的依附關係(這種母親對其原生家庭母親的依附關係，以下簡稱Ol(第一代)安全依 附，或Gl不安全依附)。由於黃惠玲的研究是子女和母親的配對樣本，故其研究的結果可以說明代 間傳遞的現象。歐陽儀(民 87)對國中生與其母親，和涂妙如(民 88 )對學前幼兒與其母親的研究

也是配對樣本，不同的是，歐陽儀的設計是分別讓國中生自陳其與母親的依附關係，也讓其母親自 陳與外婆的依附關係;而涂妙如則是自行觀察學前幼兒與母親的依附關係'再請幼兒母親自陳其與 原生家庭母親的依附關係。 這三個原始研究的子女樣本年齡跨越學齡前、國小和國中，連帶的，母親的年齡層也不一樣， 研究者假設母親年齡(記憶因素)或教育程度等因素會調節研究結果，造成本研究中Gl不安全依附

與 G2 不安全依附之5 個原始研究結果群的異質(后=19.4 11 *** ，見下表 4) 。其實際驗證將詳述如

後述第五點。 表 4 Gl與G2依附之間的關係與強度 母親對其原 子女對母親 研樣本數

_平均

_平均效

_加權平 加權平均異質性檢定 生家庭母親 的依附種類 究總和(N)

Z{

iI'i

果值 昀 Z 值 效果值

_{(%2 )}

的依附種類 數

_(Zr)

(Zr)

(一 )01

G2 安全依附

6

1551

3.718***

0.082

4.084 料*

0.104

2.933

安全依附 G2 不安全依附

4

1044

2

.4

9**

0.086

2.211 *

0.076

6.078

(二 )01 G2 安全依附

6

1074

3.202* 料

0.081

3.772 紳*

0.117

5.826

不安全依附 _{G2 不安全依附}

5

974

2.098*

_{。 069}

2.249*

0.073

19

.4

11 ***

註*表 p<.05 ; 料表 p<.OI

;

***表 p<.OOI (一)Gl安全依附與G2的依附關係 在Gl安全依附與 G2 安全依附的關係方面:原始丈獻中，歐陽儀(民 87)研究Gl信任依附和 G2信任依附、 GI 信任依附和 G2 溝通依附，以及整體的Gl安全依附和 G2 安全依附，結果都呈顯 著的正相關 (r=.11 * 、 .11 *和 19**) ，同篇論文中， Gl溝通依附和 G2 溝通依附，以及 GI 溝通依附 和G2信任依附的結果也呈正相關 ( r= .09 和 .09) ，只是未達顯著水準。另外，涂妙如(民 88 )的研 究發現Gl安全依附和 G2 安全依附間具負相關，但未達顯著水準(r=.-IO) 。本研究利用後設分析公 式整合過去的研究結果發現:第一代的安全依附和第二代的安全依附間具有極為顯著的正向關係

(2=3.718***)

，但根據 Cohen 的標準'代表著兩者之間關係強度的平均效果值不大(

Zr

=0.082) 。 在Gl安全依附與 G2 不安全依附的關係方面:原始丈獻中，黃惠玲(民 84 )研究Gl安全依附 和 G2 的焦慮依附間的關係，發現有顯著的正向關係 ( r= .24 料) ;而Gl安全依附和G2逃避依附間的 相關值很低 (r= -.02) ， 另外，歐陽儀(民 87 )研究 GI 溝通依附和信任依附與 G2 疏離依附間的關係， 發現相關值也很低 ( r=.06 和06) 。但本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果發現:第一代的 安全依附和第三代的不安全依附間具有很顯著的正向關係 (2=2 .4們*) ，但根據 Cohen 的標準'代表 著兩者之間關係強度的平均效果值不大 (

Zr

=0.086) 。 從上述的結果看來，凹的安全依附會造成凹的安全依附，兩者有代間傳遞的現象。但 GI 的安 全依附也會造成G2的不安全依附，這兩個研究結果似乎彼此矛盾，但從上述研究者們的研究設計可 知，事實上是:就某群人而言， Gl的安全依附會造成 G2 的安全依附，但有另一群人的Gl安全依附 會造成 G2 的不安全依附。就如歐陽儀(民 8 7)研究中的結論:母親對外婆(Gl )的依附關係可能 透過母親對于女的教養方式而與子女對母親( G2) 的依附關係有間接代間傳遞關係存在;也就是說: 教養方式是依附關係代間傳遞的中介變項，故即使母親對外婆(Gl )間的關係都是安全依附，但母 親對子女的教養方式不同，子女對母親( G2) 間的依附類型也可能不同。

(二) Gl 不安全依附與 G2 的依附關係 在G1不安全依附與 G2 安全依附的關係方面:原始丈獻中，黃惠玲(民 84 )研究G1焦慮依附 和凹的安全依附闊的關係，發現兩者間有很顯著的正向關係 ( r= .24 料); G1逃避依附和 G2 安全依 附間的關係也呈現正向相關，但未達顯著水準 (r=.12) 。歐陽儀(民 8 7)研究 Gl 疏離依附和 G2 溝 通依附間的關係，其結果也呈顯著的正相關 (r= .11*)' 而G1疏離依附和 G2 信任依附間的關係也呈 正向關係'只是未達顯著(r= .IO) 。另外，涂妙如(民 88 )的研究發現G1的分離焦慮和 02 的安全 依附間也具未達顯著未準的微弱正相關 (r=.08) ; 而G1的躲避因素和 G2 的安全依附間則具未達顯 著的負相閱(戶-0.1 7)。本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果發現:第一代的不安全依附和 第二代的安全依附間具有極為顯著的正向關係(長3.202***) ，但根據 Cohen 的標準，代表著兩者之 間關係強度的平均效果值不大 ( zr

=0.081

)。 最後，在G1不安全依附與 02 不安全依附的關係方面:原始文獻中，黃惠玲(民 84 )研究G1 焦慮依附和 G2 的焦膚依附，發現兩者間有極為顯著的正向關係 (r=.35***) ; 但G1的焦慮依附和 G2 的逃避依附、 Gl 的逃避依附和 G2 的焦慮依附、以及 Gl 的逃避依附和凹的逃避依附間的相關 值都很低 ( r=-.04 、 -.00 和-.07 )。另外，歐陽儀(民 87 )研究G1疏離依附和 G2 疏離依附間的關係， 發現兩者呈未達顯著的正相關(戶 .09) 。本研究利用後設分析公式整合過去的研究結果發現:第一代 的不安全依附和第二代的不安全依附間具有顯著的正向關係 (Z=2.098*

)

，但根據 Cohen 的標準'代 表著兩者之間關係強度的平均效果值不大 ( Zr =0.069) 。 從上述的結果看來，凹的不安全依附會造成G2 的不安全依附，兩者有代間傳遞的現象。但G1 的不安全依附也會造成G2 的安全依附，似乎也與研究者的期望不符，但同樣地，從上述研究者們的 研究設計可知:就某群人而言，G1的不安全依附會造成凹的不安全依附，但有男一群人的Gl 不安 全依附會造成02 的安全依附。除了因歐陽儀(民8 7)所言:母親對教養方式是中介變項(mediator) 外;母親的教育程度也可能是當中的調節變項。這也就是說，即使母親對外婆(G1)間的關係都是 不安全依附，但母親對子女的教養方式不同，子女對母親(02) 間的依附額型也可能不同;另外， 對教育程度不同的母親而言，即使其對上一代母親的依附關係皆為不安全依附，也不一定會傳遞到 下一代。 當然，從本研究的觀點來看，上表4 中共 21 篇的研究數只出於三本論文，此領域的研究數量太 少，也可能使整合的研究結果不足以代表事實。這也說明此領域亟待更多的研究者投注心力。 五、調節變頂的專挽 綜合本研究後設分析的結果，共有7 個後設分析的原始數據群呈現組內的異質性，包括:子女

性別與子女對母親安全依附(計=54.206*** ，見表 1 )、子女性別與子女對母親不安全依附(%2

=

17.055*

，見表1)、母親職業水準與子女對母親安全依附( %2 = 12

.4

51 **

，見表 2) 、母親的接納關

懷與子女對母親安全依附(

%2

=520.183***

，見表 3) 、母親的鼓勵獨立與子女對母親安全依附(

%2

= 55.848***

，見表 3) 、母親的權威控制與子女對母親安全依附( %2 = 62.807*** ，見表 3)' 以及

G1的不安全依附和 G2 的不安全依附(

%2

=

19.4 11 叫* ，見表 4) 。研究者重新分析這 7 組研究的原

始論文研究設計，提出理論上的調節變項，及其所衍生的對比加權值(詳見研究方法第四點)。再根 據公式 Cf日 D 重覆進行檢定，以找出其中可能的調節變項。

**

***

***

0.762

0.725

1.

809

3.860

0.386

-0.953

-1.5

00

16.979

**

***

***

1.2

58

0

.1

70

0.592

0.920

3.902

2.799

0.813

14.632

6

6

9

5

10

25

安全依附 安全依附 安全依附 安全依附 安全依附 不安全依附 G2 不安全依附 表 5 理論上的調節聾項預測、對此權值設定與轍定結果表 依變項 原始 理論上的 對此權值 顯著性效果大小 研究數 調節變項

( Aj )

檢定 (Z) 估計 (Z) 成人=9

;

大學生=5

:

高中生=3

:

子女年齡 國中生=1 國小後段=-2

:

國小前段=-4

:

學前幼見=-6

Q-se

t=

7

研究工具 自編自陳=2

IPPA=-1

成人=-5

;

大學生=-3

:

子女年齡

_國中生=3

_:

國小後段=5

;

自編自陳=-3 研究工具

IPPA=2

4

母親教育程度一 國中生母親=9

;

子女年齡 國中生=2

;

學前幼兒.=-6 國中生母親.=-6

:

子女年齡 國中生=-1 學前幼兒=7 國中生母親=-6

:

子女年齡 國中生=2

;

學前幼兒=6 母親年齡 國中生母親斗; 4-12 歲先童之母=-1 母親教育程度--子女性別 子女性別 Gl不安全依附 自變項 母親的鼓勵獨立 母親的權威控制 母親職業水準 母親的接納關懷 註 l ﹒*表 p<.05

;

**表 p< 別;叫*表 p<.OOl o 註_{2: 根據公式 C 和 D' 每組自變項和依變項在尋找調節變項時，所有原始研究的調節變項分組間的權值加總需為} 0' 故每次統計皆需重新設定調節變項分組間的對比權值 o 註 3

:

,. --

J 表資料不足，無法計算。 在子女性別與其對母親的安全依附方面，研究者假設， ，.子女年齡」是子女性別與其對母親的安 全依附之調節變項，且年紀愈大，對母親的安全依附值愈大，研究者依此設定公式 C 和 D 的對比權 值 (λj )， λ似 =9 、何要生 =5 、捕時 =3 、俯拾金 =1 、 λ斬、f1T{至六年艦 =-2 、 λ勵一至三年居世 =-4

'

以及 λ毒害1i!if.ttJR

=-6

;但統計的結果發現:子女年齡與其對母親的安全依附之統計顯著性之間沒有線性 關係 (Z=0.920

'

p>.05)

;母親安全依附的值也沒有隨著子女年齡的增加而呈線，性增減(Z=0.762

'

p>.05) 。另外，研究者也假設， ，.研究工具」是子女性別與其對母親的安全依附之調節變項，研究者 設定需由研究者觀察記錄安全依附值的 Q-set 量表之對比權值為 λQ-set

=7

'由研究者依相關理論自 編，再由受試者自陳的依附量表之對比權為 λ8品嘗€If!實 =2 '而引用或改編自 IPPA ，再由受試者自陳的 依附量表之對比權值為 λIPPA

=-1

:但統計的結果發現:研究工具與其對母親的安全依附之統計顯著 性之間沒有線性關係 (Z= 1. 258

' p>.05)

; 母親安全依附的值也沒有隨著研究工具的不同而呈線性增

減 (Z=0.725

'

p>.05) 。 在子女性別與其對母親的不安全依附方面，研究者也假設: r 子女年齡」是子女性別與其對母親 的不安全依附之調節變項，但年紀愈小，對母親的安全依附值愈大，研究者據此設定的對比權值如 上表 5 所載，但統計的結果發現:子女年齡與其對母親的不安全依附之統計顯著性之間沒有線性關 係 (Z=0.170

'

p>.05)

; 母親不安全依附的值也沒有隨著子女年齡的增加而呈線性增減(Z=- 1.500'

p>.05

) 。男外， r 研究工具」是子女性別與其對母親的不安全依附之調節變項的假設統計結果也是一 樣;研究工具與其對母親的不安全依附之統計顯著性之間沒有線性關係 (Z=0.592

' p>.05)

; 母親不 安全依附的值也沒有隨著研究工具的不同而呈線性增減(Z=-0.953

'

p>.05) 。 在母親的職業水準與子女對其的安全依附方面，研究者假設: r 母親教育程度」是母親職業水準 與子女對其的安全依附之調節變項，然而因原始論文的資料不足而無法計算統計結果。 在母親的「接納關懷」與子女對母親的安全依附方面，研究者假設: r 子女年齡」是母親的「接 納關懷」與子女對母親的安全依附之調節變項，且年紀愈大，對母親的安全依附值愈大，研究者依 此設定的對比權值如上表 5 所述，統計的結果發現:子女年齡與其對母親的安全依附之統計顯著性 之間有線性關係 (Z=14.632

' p

<

.001 )

;母親安全依附的值也隨著子女年齡的增加而呈線性增加

(Z=16.979 '

p<.OOl) 。另外，在母親的「鼓勵獨立」和「權威控制」對母親的安全依附兩方面，研 究者也假設: r 子女年齡」是母親的「接納關懷」和「權威控制」對母親的安全依附兩方之調節變項， 且年紀愈小，對母親的安全依附值愈大，研究者依此設定的對比權值如上表 5 所述，且統計的結果 也發現:子女年齡與其對母親的安全依附之統計顯著|宜之間有線性關係 (Z=2.799' p<.Ol 和 Z=3.902

,

p<.OOl); 母親安全依附的值也隨著子女年齡的減少而呈線性增加 (Z= 1. 809' p<.Ol 和 Z=3.860' p<.OOl) 。可見， r 子女年齡」是母親三個教養因素喘一接納關懷、鼓勵獨立與權威控制-一與子女對 母親的安全依附之調節變項。 最後，在Gl的不安全依附與 G2 的不安全依附方面，研究者假設: r 母親年齡」是Gl(母親對 外婆)的不安全依附與 G2 (子女對母親)不安全依附間之調節變項，且母親年紀愈大，其凹的不 安全依附值愈大，研究者據此設定的對比權值如上表 5 所載，但統計的結果發現:母親年齡與其 G2 的不安全依附之統計顯著性之間沒有線性關係 (Z=0.813

'

p>.05 )

;其G2不安全依附的值也沒有隨著 母親年齡的增加而呈線性增減 (Z=0.386

'

p>.05) 。另外，研究者也假設: r 母親教育程度」是凹的 不安全依附與 G2 不安全依附間之調節變項，然而因原始論丈的資料不足而無法計算統計結果。 研究者要再強調 Rosenthal 曾經提出的警告:以後設分析所得的調節變項不應被解釋為任何因果 關係的強而有力證據，畢竟各項研究並不是隨機被分派到所欲加權的調節變項之分組中，不過，調 節變項的關係在提示因果關係的可能性上是很有價值的(齊力譯，民 88 )。研究者可以重新設計一個 研究，以便適當確立因果因素對所得到的相關研究有何種作用。 結論與建議 本研究的主要發現摘要如下: (一)圍內過去量化丈獻中，子女的性別對母親的安全依附間沒有顯著的關係，平均效果值也 很小。但子女性別對母親的不安全依附間則有著顯著的低度關係 ( zr

=0.023* )

:男生與母親的不安 全依附關係，顯著大於女生與母親間的不安全依附。從異質性檢定的結果來看，雖然子女性別與母 親的安全或不安全依附聞可能有調節變項的存在，但因原始資料的不足，研究未能找出有後設統計 支持的調節變項。

(二)國內過去量化文獻中，母親的教育程度和子女對母親的安全依附或不安全依附間都沒有 顯著的關{系。 (三)圍內過去量化丈獻中，孩子的家庭結構若完整(非單親)，其對母親的安全依附間有非常 顯著的低度正向關係(zr

=0.063**)

，表家庭結構愈完整，孩子對母親愈是安全依附。但其對母親 的不安全依附問則沒有顯著的關係。 (四)國內過去量化丈獻中，母親的職業水準與子女對母親的安全依附或不安全依附間，都沒 有顯著的關係。且從異質性檢定的結果來看，雖然母親的職業水準與子女對母親的安全依附間可能 有調節變項的存在，但因原始資料的不是，研究也未能找出有後設統計支持的調節變項。 (五)圍內過去量化文獻中，母親接納闢懷式的教養，與子女對母親的安全依附間有極為顯著 的高度正向關係(Zr

=0.621 ***)

;其對母親的不安全依附間也有極為顯著的中度負向關係 ( Zr=-0.388料*)。從異質性檢定的結果來看，，.子女年齡」是母親的「接納關懷」與子女對母親的 安全依附之調節變項(2=14.632*料) ，且母親安全依附的值隨著子女年齡的增加而呈線性增加

(

2=16.979艸*)。 (六)圍內過去量化文獻中，母親鼓勵獨立式的教養，與子女對母親的安全依附間沒有顯著的 關係，但其對母親的不安全依附間則有極為顯著的中度負向闢係( zr=-0.283料*)。從異質性檢定 的結果來看，，.子女年齡」是母親的「鼓勵獨立」與子女對母親的安全依附之調節變項(2=2.799**)

,

且母親安全依附的值隨著子女年齡的減少而呈線性增加 (2= 1. 809** )。 (七)圍內過去量化文獻中，母親權威控制式的教養，與子女對母親的安全依附或不安全依附 間，都沒有顯著的關係。從異質性檢定的結果來看， ，.子女年齡」是母親的「權威控制」與子女對母 親的安全依附之調節變項( 2=3.902* 料) ，且母親安全依附的值隨著子女年齡的減少而呈線性增加

(2=3.860***

)。 (八)母親對其原生家庭母親(G1)的安全依附，與其子女對她(G2)的安全依附之間，有極 為顯著的低度正向關係(zr

=.082***)

，兩代間不安全依附也有著顯著的低度正向關係(Zr

=.069*)

,

這表示安全依附和不安全依附都有顯著的代聞傳遞現象。有趣的是: Gl 的安全依附和 G2 的不安全 依附間也有非常顯著的低度正向關係( zr

=.086**) ;

Gl 的不安全依附和 G2 的安全依附間也有極為 顯著的低度正向關係( Zr =.081料*) ，這似乎暗示著兩代間的安全依附和不安全依附間的代間傳遞 間有著中介變項(

mediator)

，主日教養方式。但本研究礙於原始研究資料記載不足的限制，無法在後 設分析中獲得統計上的支持。另外，從異質性檢定的結果來看，不安全依附的代間傳遞中可能有調 節變項的存在，但因原始資料的不足，研究也未能找出有後設統計支持的調節變項。 綜上所述，研究者將過去此領域量化丈獻中，自變項與依變項間整合性的後設分析結果中，達 到統計顯著水準的 Zr 值、方向性與理論上的調節或中介變項，圖示如下:

教養因素一一一 接納關懷

母親對外婆 (Gl

)

的安全依附

母親對外婆 (G l)的

不安全依附

.082***

子女對母親 (G2 )的

安全依附

(信任與溝通依附) 言主:...~表原始資料不足，無法計算。 圖 l 子女對母親安全依附與其相關因素後設分析結果模式圖 教養因素一一 接納關懷 教養因素一一一 鼓勵獨立 母親對外婆 (G l) 的安全依附 母親對外婆 (Gl) 的不安全依附 調節變項:子女年齡

Z=16.979****

子女對母親 (G2) 的 不安全依附 (疏離、逃避與焦慮依附) 註:...~表原始資料不足，無法計算。 圖 2 子女對母親不安全依附與其相關因素後設分析結果模it圓 從圖 1 和圖 2 可以很容易的看出，整合國內過去的量化研究，與「母親安全依附」和「母親不 安全依附」顯著有關的因素，本研究的結果圈可以做為後續研究者重新設計相關研究的參考，但研 究者提出以下幾點建議和從事相關研究的提醒，以為後續研究者的參考:

(一)上圖 1 和圖 2 僅拼湊國內過去與母親依附有關的因素，其整合性的後設分析中有顯著的 相關因素。仍有許多其他理論上的因素，因缺乏實證研究、或研究數量不足，無法納入本研究後設 分析文獻。故上述兩圖僅為國內量化研究後設分析的結果模式，尚不足以作為影響母親依附因素結 構模式園。 (二)上圖 1 和圖 2 中所標記的係數僅為兩兩變項間後設統計出的效果大小和顯著性，代表著 兩兩變項間的相關。雖然用來後設分析的原始文獻統計值皆經過標準分數的轉換，但仍因非隨機分 派和樣本異質性等諸多因素的考量，上述兩圖中所載的Zr 係數，不宜視為模式驗證的係數。有興趣 的後續研究者可以根據相關理論，修正本研究的兩圖以為研究架構，再重新尋找或設計量表施測， 以計算出具有統計考驗力的係數並據以修正模式。 (三)本研究所分析出，與母親依附有關的因素包括有:子女性別、家庭結構、母親教養與上 一代的母親依附等因素，可知皆為影響母親依附有關的自項變。但與母親依附有關的依變項之原始 研究數不多，甚至僅有一件，還不足用來進行整合性的後設分析，這也說明了此領域一「母親依附 對子女的影響」一亟待更多的研究者投入心力，才能整合出台灣地區樣本穩定的研究結果。 (四)部份變項原始研究數的不足，預測會影響本研究的分析結果。例如表3 中「家庭結構與 子女對母親的不安全依附」的後設分析，原始研究結果數只有兩個(n=2) ，且是源自同一本論丈中 對不安全依附分層面一北避和焦慮、依附一的統計結果:表4 中「母親教養因素與母親不安全依附間」 的三個後設分析的原始研究結果也是來自同一本論丈(n=2) ，其數捧是來自「兩代」間子女自陳的 不同方式的母親教養與母親疏離依附量表。這種源自同一本論文的數據使得依樣本數加權的後設值 和原始的後設值沒有不同，參考價值減低(參見表3 和表 4) ;且因過去研究數量不足所產生的後設 分析結果，參考價值很有限。這也表示「母親不安全依附J (焦慮、逃避和疏離依附)相關因素的研 究比「母親安全依附」相關因素的研究數量少。 (五)根據研究結果，與母親安全依附有顯著正向關係的因素，與母親的不安全依附不必然有 顯著的負向關係。例如「家庭結構J '完整家庭結構的子女與母親的安全依附間有顯著的正向關f系， 但單親家庭的子女與母親的不安全依附間沒有顯著的負向關係。研究者以為，上述原始研究數量的 不足，或許是原因之一;本研究「安全依附」和「不安全依附」歸納的內涵不同也是合理的原因。 (六)本研究選擇以樣本人數來加權平均計算用來後設分析的原始結果值，且同時報告原始結 果值 (Z 值和 Zr 值)和加權結果值(加權平均Z 值和加權平均Zr 值) ，實際計算的結果發現:這兩 種值的差異很小，也不影響結果的顯著與否，未來的研究者應可選擇省略報告加權結果值。另外， 本研究選擇以樣本人數加權的好處是減少抽樣誤差(顏耀南，民90) ，但研究者建議後績的研究者可 以用協同研究員對各原始丈獻逐一判定的「研究品質分數」來加權計算平均Z值和平均 Zr 值，以修 正「把好的研究結果和壞的研究結果一起累加求平均」的弊病(齊力譯，民88 )。

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