家庭社經地位、父母管教態度與學校環境對國中學生自我肯定及生活適應之影響研究

國立產灣師範大學教育心理學系 教育心理學報，民 74 ， 18 期， 239一264頁

家庭社輕地位、尖母管教態度與學梭

環境對國中學生自我肯定及生活

適應之影響研究*

蔡

)1頃良

本研究之目的有二: (1)探討家庭社經地位、父母管教態度、非理性生活信念、學校頭撞 變項及生活適應等與國中生自古龍肯定之關係， (2)驗證本研究所提出有關各變項間因果關係的 徑路模式。本研究探事後罔溯乏研究設計，受試分別取自臺北市芳和、金華、胡德、中正及 研倫等五所國申，計 941 人。本研究之自變項計有:男女合班一一分班，男女合枝一一分枝 ，前後段耳目。、是否會擔任班級幹部、是否會參加社團等，依變項則包括父位管教態度、非 理性生活信念、自我肯定、自信心、社會焦慮、及人際關係。而本研究中所使用的評量工具 有「個人生活態度量表J 、「個人生活信念量表」、「家庭社趣地位調查褻」、「社會生活 問卷」、「自信心問卷」、「人際關係問卷」及「家庭關係問卷j 等，分別測量受試的自我 肯定、非理性生活信念，家庭社經地位、社會焦慮、自信心、人際關係及父ffi:管教態度。本 研究提出四項假設，很攘實際所蒐集的資料，分別以讀差相閥、三因子變異數分析、多元還 步週歸分析以及徑路分析等統計法進行各項考驗。研究結果發現: (1)家庭社經地位愈高者， 白發肯定程度也愈高。(2)父母說採較正向的管教態度者，對于女自發肯定的濃度，似有較有 利的影響。閣會擔任班級幹部，會參加社團以及男女合梭的學生，其自我肯定程度均有較高 的傾向，前段班學生的自我尊重比後段班學生高。{必自哥兒肯定程度愈高者，自信心及人際關 係愈好、社會焦慮愈低。 (5)前後段班、性別與是否男女合校三者在自我尊重及自我肯定綜合 表現方面有交互作用，而前後段發E 、性別典是杏男女合班三者在情感表達方面也有交互作用 。(6)在自我肯定之預測方面，父母管教態度中，以「母巍的關愛態度 J '非理性生活信念中 ，以「過分謙卑」信念最具預測力，如以研究中全部變項言，則以自信心最具預測力。(7)本 研究之因果徑路模式，獲得部分統計結果的支持。本研究並根據研究之發現，提供若干建議 ，以供進一步研究之套考。 -、研究勘擋

• 239 •

在國民教育階段中，影響個體行為、習慣、信念的最大來源，莫過於家麗與學校兩方面。家庭中 父母是主要的關鍵人物，父母觀對于女的管教方式與態度是影響個體行為、習慣與對人、事、物之知 覺態度的重要因素。在傳統的父母管教態度中，我們常可聽到→些大人對小張的告誠，如「小弦于有 耳無嘴 J '諸如此類抑制兒童表達自己的情感和看法的教誨。在這種不鼓勵表達自己看法的家庭教育 育下的見量，可能會因挫折經驗的累積與類化，養成有話不敢說，有意見不敢表達及凡事順從的態度 。這種由於家庭數育無意中所造成的消極性接果，也將影響個體日接面對職業與日常生活中與人交往 的態度。像這種不能適當地表達自己內在真實情感、意見和看法，也就是說不能維護自我表達權益的 *本研究資料之蒐集，承蒙北市芳和國中輔導車就主任、吳基先老師、劉英台老師，中正園中輔導室謝主 任、主意蘭老師，金華園中輔導室施主任及全體輔導老師，以及明倫園中陳金定老師、胡德國中輔導室 陳主任等之協助，在此一替誌謝，

• 240 • 教育心理學報

行，我們稱之為「非自我肯定的行為J '而與其相對的，就是「自我肯定的行為J 0

Co

tI

er

&

Gue-rrd

(1976) 指出較不能自我肯定的人，常有四種非理性信念，這四個信念分別是過分謙卑 (myth

of

modesty) 、理所當然 (myth

of good

friend) 、過度焦慮 (myth

of

anxiety) 以及強迫

義務 (myth

of obligation)

.而究其信念之內涵，研究者認為在我們的社會中，可能也有某些人 會有這些或其中之→的信念;又根據資堅厚(民70年)綜合近年來對於中國人人格之研究所作的檢視 與評述中發現各篇研究所指出的中國人人格有三個重要特徵，部: (1)從眾性與自我約束. (2)謙遜 .(3) 整體性知覺。其中的從業性與自我約束以及謙遜方面，如表現過分，則蝕與不能自我肯定之行為特 徵相去不遠。雖然自我肯定的行為表現，不見得在任何的情境中都是一種最適當的表現 (Lange

&

Jakubowski. 1976)

.但就個人心理衛生之觀點，它在許多與人際交往有關之社會情境中，仍屬 較適當的表現方式。尤其是我們的社會生活型態，由於中西文化的交流以及大時代的自然趨勢，無論 鄉村或都市均處於轉型的過渡期，因此，那些偏向不大能自我肯定的行為表現方式，在很多的社會情 境中，實在不適宜。當然，並不是每個人都不能自我肯定;同理 .jí不是每個當父母的人，對其子女 都採抑制性管教。造成每位艾母在管教態度上的差異，研究者認為父母的教育程度與職業是兩個很重 要的影響因素，若以父母的教育程度與職業，作為家庭社經地位之指標，則研究者的推論是:家庭社 經地位會影響父母的管教態度，而父母的管歡態度則會影響子女的自我肯定行為。這個推論是否能移 成立，則有待實證研究加以澄清。 另外，就影響個體行為、習慣之學校因素而言，有關學設環境及其影響的研究很多，但「學校環 境」究竟包括那些變項，在不同的研究中，其意義倒也有所不同。根據 Kuert (1979)對於有關學校 環境對於按肉師生之影響的文獻來看，大致上，研究者都把「學校環境 J 與「學按氣氛」同樣看待， 認為可以互換使用。 Tagiuri (1峙的認為環境包括四個向度，間: (1)環境的生態 .(2)社會環境.(3) 社會體系. (4) 文化(引自王勝賢，民73年)。根攘 Tagiuri 的構想，對於學校環境，我們可將之細 分為很多變項，因此，學校環揖變項之內涵，因研究者的興趣與所關心的問題不同，而有不同的選擇 ，例如.

McDill

&

Rigsby

(1973) 部以學校盟級之大小以及能力分組作為學校環境之變項，而王 勝賢(民73年)之研究中，所謂的學校環攬變項係指學生主觀感受的學校環境，包括教師行為、課 外活動、和諧守紀、學校聲譽、應付考試、品德陶冶、課堂活動、師友關係、考試競爭及生活情趣等 十種變項。陳淑湯、謝貞娥(民73年)曾以國中生是否參加校隊和社團活動作為學校環境變項，並比 較兩組受試在學業成鼓、人格特質和生活適應上的差異，結果發現國中生參加校酸和社團活動對其在 人格特質、生活適應上的表現，具有積極的影響，而且參加社團活動並不會造成學業成績的低落。上 述的發現，在學俊的生活輔導上，確實具有正面性的意羲 o 另外，吳正勝(民73年)以臺灣地區各國 中輔導活動執行秘書(主任)為對象，進行有關常態分直實施情形及輔導工作功能之研究，結果發現 常態分班對學生人際關係及生活適應有好的影響，並建議實施男女合直以配合常態分聾。由以上的研 究發現，研究者進一步推想· r擔任班級幹部J ·這個因素是否對園中學生的生活適應，也具有積極 的影響?因為研究者所關心的最主要是國中生的自我肯定問題，而自我肯定行為的表現即又發生在人 際交往之中，因此，在本研究中，研究者所關心的學校環境變項計有:學校性質(是否男女合校)、 直級性質(是否男女合盟)、前後股証別、是否會擔任直級幹部、是否會審加社團活動等五個變項。 -研究者很想知道究竟這五個變項與國中生自讀肯定及生活適應之關係為何?再者，翁們是否能從家庭 的社經地位、父母的管教態度、學校環境變項、非理性生活信念以及個體的自我肯定及生活適應之間 條理由一個有意羲且具有前後因果關係的模式，做為改進教育措施及輔導上之參考。 =、研究目的 基於以上的研究動機以及有闋的文獻探討結果，本研究的目的有二:

H

探討家庭社醒地位、父母管教態度、非理性生活信念、學控環境變項及生活適應{自信心、

家庭社經地位、父母管教態度與學校環讀對園中學生自我肯定及生活適應之影響研究

•

241.

.

社會焦慮、人際關係〉與園中學生自我肯定之關係。 口試擬一種家庭社趣地位、父母管教態度、非理性生活信念、學校環境變項和個體自我肯定及 生活適應之間的國果關係模式，並3日驗證與修正，以作為解釋行為及有關的肪範措施之參 考。 三、研究問題與假設 根接本研究的目的以及有關理論和文獻探討的結果，本研究提出以下之假設:

1.

個體的三個自我肯定分數(即自我尊重、情感表達及自我肯定總分)與父母管教態度分數、 家庭社經地位分數、非理性生活信念分數、學技環境變項以及社會焦慮、人際關係和自信心 等三項分數之間均有顯著相關存在。

2.

國中前後投直男女學生自我肯定分數，因班級性質(男女合班一一封直)、學校性質(男女 合校一一分校)、是否擔任直級幹部、及是否參加社團活動之不同，而有顯著差異存在。

3.

以家庭社經地位、父母管教態度、非理性生活信念學校環境諸變項，均能有拔地預測學生的 自我肯定分數。

4.

家庭社經地位係透過先影響父母的管教態度，再影響學生的非理性生活信念，再影響學生的 自我肯定，再影響學生的自信心和社會焦慮，最後再影響學生的人際關係。此外，學生的自 我肯定亦直接受到非理性生活信念及父母管教態度及學校環境變項中前後段盟則、是否會擔 任直級幹部等變項之影響;而學生的自信心亦同時受到前後段盟則及是否會擔任班級幹部等 變項之直接影響;學生的社會焦慮亦同時受到非理性生活信念、自我肯定和前後段盟別、是 否會擔任班級幹部和是否會參加社團活動等變項之直接影響;至於學生的人際關係亦直接受 到自信心、自我肯定、非理性生活信念、是否會參加社團及是否男女合班等變項之影響。

方法

-、研究對象 本研究之對象係分別取自臺北市金華、現倫、中正、芳和以及胡德等五所國民中學，合計 941 人 。有關取樣之分配情形，見表一。 費一本研究曼話直撥人數分配龔 芳和國中 胡德函中 中正函中明倫園中金華園中 男 女 男 女 男 男 女

.g.

計 前後前後前後前後 前後 前後 前後

\ i

男女合班 I

89 91 82 72

334

男女合校 男女分班 l

51 48 47 45

47 43

一

281

100 67

94 65

326

A 自 計

180

154

"

92

90

167

159

941

• 242 •

教育心理學報 =、研究毆計 本研究探事後岡湖之研究設計。在本研究中所擬探討的問題闢係為研究者所關心的核心問題。變 項闊的因果關係徑路分析，為探討這個問題，研究者提出以下之研究模式來說明變項間的因果關係， 如園一。 非理性生活信念 自信心 學校璟境變項 園一變項間因果關係徑路接式圖 國→研究模式之合羲詳見本研究偎設四之說明。至於本研究之自變項則包括學校性質、誼級性質 i 、前後段直別、性別、參加社團與否、是否會擔任直級幹部、父母的歡育程度與職業類別等。而依變 項計有下列六項:父母管敢態度、非理性生活信念、自我肯定、自信心、社會焦慮、人際關係等。 主、研究 z 真 本研究用以蒐集資料之研究工具，計有下列六種: 叫自福團中生適用「個人生活態度.費」 本量表係由兩個分量表組合而成。這兩個分量表分別是自我尊重 (self-respect) 量表和情感衰 遠量表。本量表之福製係結合學者對自我肯定行為之描述，並參考 Rathus (1973) 所編的 Asse­

rtiveness Schedule

(RAS) 的題目，編擬預試用量表。經預試、項目分析，並選取 CR 值在 3.0 以上之題目，計得自我尊重26題，情感表達 16題，經以主軸法進行因素分析，在自我尊重方面， 共得三個因素，並淘汰各因棄之負荷量在 .30 以下之題目，結果得到因素一(堅持住) 6 題，因素二 (自我恆納) 4 題，因素三〈勝任感) 3 題，合計 12題(其中因素一與因素二有 1 題重復)在情感 表達方面，共得兩個因素，因素→〈意見的表達)5 題，因素二(內心感受的表達) 3 題，合計 8 題。 本量表內容包括正反面之敘述旬，作答方法是由受試視題目內容所敘述的情況與自己目前的情形符合 的程度從「完全符合」到「完全不符合」六點量表中勾選，其中並包括反向記分。量表上得分愈低， 表示自我肯定程度愈低。本量表以胡德國中47名學生為受試，求相隔兩遇之重測信度為:自我尊重

.52

，情感表達 .78 ，自我肯定總分 .83 ，均達 .01 的顯著水準。 口 自緬圈中全適用「個人生活信念量要」

本量表主要在測量受試之非理性生活信念。本量表之騙製，主要是依接 Cot1 er

&

Guerrd

(1976) 的論點，他們指出有四種非理性的信念常與非自我肯定的行為伴隨，這四種信念部過分謙卑

(myth of

modesty) 、理所當然 (myth

of good

friend) 、過度焦慮 (myth

of anxiety

〉以及強迫義務 (myth

of

obligation) 等。研究者師很接 Cot1er

&

Guerrd 對四種信念的描

家庭ifrt經地位、父母管教態度與學校環讀對閩中學生自我肯定及生活適應立影響研究

.

243 •

值在3.0以上之題目，再進行因素至于析，詢 ìt因素負荷量在 .30臥下之題目，結果得:過分謙卑量表兩 個因素，共 8 個題目，分別是正向表露 4 題，自我抑制 4 題:理所當然量表兩個因素，共 7 個題目， 分別是正向題意 3 題，反向題量 4 題;過度焦慮量表只得一個因素，共 7 個題目;強迫義務量表也得 兩個因素，共 11個題目，分別是不應該拒絕別人的請家 7 題，而正向題麓的有 4 題。本量表之作答方 法與計分同「個人生活態度量表」。本量表之信度，經以胡德國中47名學生為受試，得相隔兩週之重測 信度係皺眉:過分謙卑 .58 '理所當然 .67. 過度焦慮 .75. 強迫義務 .71 '均達 .01的顯著水車。 同家庭社扭曲位圖畫聽 本研究所稽之家庭社經地位，係以學生家長之差價起度與黨畫畫買單位加權分數相加的總和為代表 。分數愈高，表示家庭社經地位愈高。本調查表內容包括父母的教育程度及職業類則，在父母職業方 面依其所需專業訓練之程度，分為五個等級，聞@高級專業人員及高級行政人員'@專業人員及中央 行政人員'@半專業及一般性公務人員'@技術性工人'@無故術、非技術性工人。第一等級職業指 數給 5 分，第二等級給 4 分，依次類推 o 家長的教育程度亦分為五個等級，師@研究所'@大學、專 科學校，@高中或高職、初中或初職'@小學、雖識字但未上學'@不識字。第一等級教育指數給 5 分，第二等級給 4 分，依次類推。 關社會生活問卷 本問卷主要在測量受試在社會情境中的焦慮程度。內容包括在實際或想像的情攪翼，害怕或擔心 做錯事、被批評、使人生氣等。本問卷係王勝賢(民73年)參考 Miller ，

et a

l.

(1972) 兒童害怕因 索結構的研究及 Strahan ，

R.

(1974) 有關不安情境向度的研究而擬題，共20題，作答與計分方式間 「個人生活比度量表」。本問卷之信度， Cronbachα 係數為 .93 ，隔兩適之重測信度為 .81 ，放度 方面，以楊國極、廖克玲修訂立社會焦慮量表為投標，兩者相關為 .55 。 國自信ò閉會 本問卷係王勝賢(民73年)舉考 Lauster (1974) 的自信心問卷修訂而來，共有 20 題。本問卷 主要目的是測量其理論架構中人格的核心郡王子，亦間個人的自信心強度。本問卷之信度，

Cronbach

α 係數為.嗨，隔兩迪之重測信度為 .84 '在教度方面，以回納西自我觀念量表中自我總分為教標， 求得兩者之相關為 .65 。 開人際關係問卷 本問卷係王勝賢(民73年)事考路君約(民58年)少年人格測驗，路君約、吳錦松(民62年)青 年諮商量表及黃文革建(民66年)的研究而擬題。主要在測量受試和別人相處的情形，內容包括是否喜 愛女伴，是否馮友伴所喜愛，社交技能是否良好，是否在團體中覺得快樂，包括20個題目。其作答方 法和計分同上述量表與問卷。本問卷 Cronbachα 係數為.帥，隔兩週之重測信鹿為 .75 '在被度 方面，以盧欽銘修訂之高登人格測驗乙種之人際關係分數為教標，求得兩者之相關為 .56 。 附家庭關保閉* 本問卷係由本研究者(民73年)根據黃堅厚等人(民67年)所修訂的「聾子關係問卷」之緬題設 計，並參考初正平(民64年)前修訂的「載于關係問卷」之題目加以修訂而成。主要在測量受試主觀 評定父母親對他(她)的管教態度，其內容包括四種管教態度(閱覽、自由、獎勵、懲罰)之評量， 其題數依次為10'

10' 5

,

5

，合計30題。計分方面，分「完全一樣」、「有一點不一樣」、「不太 一樣」、「完全不一樣」四點量衰，部分題目反向計分。未作答一律計 3 分，但以 5 題為限，超過則 作廢。本問卷經以開德國中47名為受試，經雨過之重演l信度為:父親方面，關愛 .71 ，自由 .68 ，獎勵

.73

'懲罰 .69 ;母親方面，閱覽 .74 '自由 .54 ，獎勵 .81 ，懲罰 .71 '均達 .01 的顯著水準。 四、資科處理 為考驗本研究之各項服設，本研究採用下列之統計方法: (1)皮爾森積蓋相闕， (2)三因子獨立樣本 變異數分析， (3)多元逐步過歸分析， (4)徑路分析。各項考擻，均以 α=.05為顯著水準。

• 244 •

教育心理學報 君臣二各費項間是相間僚. 變 開 自 獎 懲 關 自 獎 懲 自 情 _自 項 我 感 我 愛 由 勵 罰 _{愛 自} 動 罰

定

肯

名 尊 吾受 r父、 r父、

_父

_r、J、

父r、 _母 r、 母 母 總 稱 、-' 、J 、-' 母 重 連 分

***

**

**

***

*

***

_{一 .13***}

自我尊重

.20

.15

一 .09

.23

.07

.15

1.

00

情感冒雙遼

.14 ***

.16 ***

.18 ***

.18*軸

.4*3 **

1.00

總自我分肯定

_.21

***

_.18

***

_.24***

.20輛*

_{一 .09}

** .87 *dB*

_.82

***

_1.00

***

***

***

***

_{一 .19***}

***

_{一 .10 輛 .14 *** 一 .38*** 一 .SZ***}

_{一 .42}

_***

過分謙卑

-.20

_{一 11}

-11

.12

一 .11 理所當然 **喝，

一 .12***

***

***

***

***

***

_{一 .33*傘，}

-過度焦慮 一 .10

.15

一 .13 一 .13

.15

-.25

一 .34

***

**

***

*

***

*** .17 ***

一 .19*** 一 .12***

一 .19

***

強迫義務 一 .12

.09

.16

一 .08 一 .15

.12

***

***

***

_{6*** .28 *** .14 ***}

**

***

*詞~*

_***

_***

自信心

_.25

_.13

_.12

_-.1

_.10

_{一 .21}

_.54

_.35

_.53

*"'*

**

***

2 ***

***

9 ***

***

***

***

社會焦慮

-.11

一 .09

.15

一 .1

-.11

.1

-.39

-.27

一 .40

***

***

***

***

***

***

.32 ***

*** .32 ***

人際關係

.23

.13

一 .15

.19

.12

一 .14

.21

**

***

***

**

*

性

!iJ

IJ 一 .09 一 .13 一 12 一 .09 一 .08

***

_{一 .13***}

***

***

2 ***

_{一 .15}

_***

班級幹部

.10

.11

一 .14 一 .1

*

*

*

**

**

**呵，

一 .13

***

社團活動

.06

一 .08 一 .07

.10

一 .10 一 .12

***

***

**

***

一 .12*司Þ*

***

***

學校性質

.14

一 .10

.10

一 .11 一 .12 一 .14

*

班級性質

-.07

},

13 ***

"'** .06 *

***

"''''*,

_{一 .16***}

.153帥

*

前後段草E 一 .12

.21

-.20

一 .07

**

_{一， 11}

**2

,

***

-

**

**

***

社經地位

.09

.11

一 .12

.09

.09

.11

*

P<

.05

**

P<.OI

*** P

<

.001

結果

-、各費項闊的簡單相關分訢 有關本研究各費項之間的相關資料，因限於篇幅，僅就較重要者，整理如表二。 本研究中的三個自我肯定分數(包括自我尊重、情感表達及自我肯定總分) (1)均與家庭社經地位 之間有顯著的正相關，其相關係數依次為 .09.

.09 (p<.OI)

,

.11

(p<. ∞1) 0 (2)均與笑親和母親的 關愛及獎勵的管歡態度之間有顯著的正相關存在，且均達 .001 的顯著水準。另外，自說尊重分數也與 艾觀和母親的懲罰管歡態度之間有顯著的負相關存在 (p<.O日;與母囂的自由管敢態度之間有顯著 正相關 (p<.05) 而自我肯定總分也與母親的懲罰管是主態度之間有顯著的負相關存在 (p<.O l)。 (3)與非理性生活信念之間，除「理所當然」信念外，均有顧著的負相關存在，且均達.∞1的顯著水車 。(心與自信心和人聽關係之間均有顯著的正相閱 (p<. ∞1) ，與社會焦慮之間有顯著的負相關 (p <.ω1) 0 (õ)均與「是否會擔任直級幹部」、「是否曾事加社園活動J 以及「學使性質一是否男女合 按」這三個變項之間有顯著負相關存在 (p<. ∞1) 。另外，自我尊重分數與前使投直到之間也有顫

家庭社經地位、艾母管敬態度與學校環境對園中學生自我肯定及生活適應之影響研究

.

245 •

著的負相關存在 (p<.05) 。 =、圈中前後段班男女學生自我會~分數在學校環境變項各類別間差異的變異數分析 本研究中所謂的學校環境費項除前後段m別外，尚包括是否男女合校、是否男女合盟、是否會擔 任班級幹部、是否會參加社團等。為暸解上述這四個變項，如同時將性別與前後段盟則納入考慮時， 學生的自我肯定分數在不同的組合之類別間，是否會有既不悶，因此研究者以 2x2x2 三因于變異 數分析統計法進行各項考驗，有關各變項之平均數、標準差，見表三至表六。而分析結果見表七至表 十三。 要三 男女合枝一一分役之前後段班男女學生自我肯軍分數之平均數、標準差及人數

Nra 尊重分數

情感表達分數 白發肯定總分

男描校|抑校

前

_M

40.32

38.24

26.38

23.99

66.í"0

62.23

男

SD

6.47

6.35

6.11

5.23

10.86

9.60

N

185

97

185

97

185

97

段

M

38.52

26.23

25.81

64.75

63.E6

女

SD

6.85

7.00

6.05

5.52

1

1.

08

1

1.

05

種E

N

128

91

128

91

128

91

後

M

38.43

37.51

26.03

24.62

64

.4

6

62.12

男

SD

6.85

5.02

5.48

4.82

9.84

6.84

N

179

65

179

65

179

65

段

M

38.70

35.58

26.12

24.52

64.82

60.11

女

SD

5.59

6.83

5.30

6.75

9.19

12.35

班

N

110

65

110

65

110

65

fi!t四 男女合班一一份班之前後段班男女學生自我肯建分數之平均數、領準蓋及人數

氣缸

自我尊重分數 情感衰遠分數 自我肯定總分

M

39.63

39.59

26.51

25.13

66.14

64.72

前 男

SD

6.55

6.48

5.97

5.87

10.82

10.56

N

87

195

87

195

87

195

段

M

38.02

38.50

26.02

26.07

64.05

64.57

女

SD

6.94

6.90

5.89

5.81

10.89

1

1.

18

班

N

81

138

81

138

81

138

M

38.00

38.29

25.27

25.88

63.27

64.17

後 男

SD

6.64

6.30

4.88

5.58

9.11

9.24

N

89

155

89

155

89

155

段

M

38.91

36.74

26.75

24.80

65.66

6

1.

54

班 女

SD

5.24

6.66

5.64

5.97

9.23

11.23

N

65

110

65

110

65

110

L一一

• 246 •

教育心理學報 自覺五 是否酋擔任班組幹部之前接段班男女學生自費肯踅~.之平均數、擴準畫畫:&人數

系持每

自發尊重分數 情感表達分數 自我肯定總分

M

39.80

37.56

25.86

22

.4

4

65.66

60.00

前 男

SO

6.41

7.13

5.81

6.23

10

.4

3

11.54

N

257

25

257

25

257

25

段

M

38.39

37.00

26.20

23.27

64.60

60.27

女

SD

6.97

5

.4

4

5.71

1.43

1

1.

01

1

1.

47

班

N

208

11

208

11

208

11

M

38.94

36.51

25.90

25.11

64.84

6

1.

63

後 男

SD

5.86

7.30

5

.4

2

5.17

8.60

10.13

N

171

72

171

72

171

72

段

M

37.99

35.90

25.91

24.15

63.90

60.05

女

SO

6.22

6.19

6.05

5.32

10.83

9.86

班

N

135

39

135

39

135

39

聖賢六 是否富，加社團之前直覺段斑男女學生自我肯2Ê:~敵之平均數、揮自售盤及人數

會參加|未白血肉一五一卅一|戶戶!未曾參加

哀

前 段 班 女 後

MmN

男 自我尊重分數|情感褒遠分數|自我肯定總分

39.03

6.23

115

25.08

I

65.36

I

62.56

37

.4

8

6.50

128

26.32

5.54

115

8.86

115

9.28

128

5.11

128

M

段 」一一一-1一一一一一l

5.62'

11.23

10.09

88

種E 女

so

N

37.67

37.36

26.62

24.44

I

64.29'

61.81

6.24

86

6.30

88

6.07

86

88

86

家庭社經地位、丈母管教態度與學校環境對圈中學生自我肯定及生活適應之影響研究

.

247 •

昌安t 前後扭班男女學生的自費尊重分數在各學校讀讀變頂上之變具1t5l析結果

E軍管

X趕H回結爭果

\

A 因子 B 因子 C 因子

B

C

A B C

吋值吋值

學校性質

••

*

***

n.s.

n.s.

n.s.

喝拉 前 _性

₁

,

912 8.43 1

,

912 3.86 1

,

912 12

.4

8 1

,

912

.72 1

,

912 .002 1

,

912

.41 1

,

912 4.29

一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 後 班級性質

₁

_,

.

₉₁₂

_{7.14 1}

**

_,

_{912 5}

_‘

_{28 1}

*

_,

₉₁₂

n.s.

_{.27 1}

_,

₉₁₂

n.s.

_.4

_{7 1}

_,

₉₁₂

n.s.

_{.89 1}

_,

₉₁₂

_1.

n.s.

_{15 1}

_,

_{912 2.66}

n.s.

段 _{一 一 一 一 一 一 一}

班經驗

級幹部

n.S.

_**

_***

n.s.

n.s.

n.s.

n.s.

蒞

1

,

910 2.54 1

,

910

6.85 1

,

910 13.26 1

,

910

.19 1

,

910

.14 1

,

910

.07 1

,

910

.03

一 一 一 一 一 一 一 ~IJ

9J

社團經驗

₁

*

*

**

n.s.

n.s.

n.s.

n.s.

,

908

4.66 1

,

908

6.47 1

,

908 8

.4

0 1

,

908

.59 1

,

908

.17 1

,

908

.31 1

,

908

.88

*

P< .05

**

P<.01

***

P< .001

由表七資料顯示:當前後段班男女學生之自我尊重分數.(1)與所就讀之學校是否男女合校同時考 慮時.，經考E會結果發現這王者間有交互作用存在，因此再進行單純主要放果考驗，考驗結果見表十。 (2)與所就讀之旺級是否男女合直同時考慮時，考驗結果發現:在前後段盟則間(F=7.14i'

P<.01)

以及男女生之間( F=5.鉤， P<.05) 均有顯著差異，但並無任何的交互作用。 (3)與是否會擔任

車級幹部同時考慮時，考驗結果發現男女生之間(

F =6.85

,

P

<.01) 以及有無擔任班級幹部問(

F =13.26'

P<.OOl)均有顯著差異，但未發現有安互作用。 (4)與是否會參加社團同時考慮時，考驗

結果發現前後段班別間 (F=4.66' P<.05) 、男女生之間 (F

=6.47'

P<.05) 以及有無參加社

團的經驗間 (F=8. 旬， P<.01) 均有顯著差異，但無任何的交互作用。 護八 前後段聽男女學生惰，醫護這分數在各學校環境費項土之聲具，處分析結果

除JAU

B 因子 C 因于

A

B

A

C

B

C

A B C

n.s.

n.s.

_***

n.s.

n.s.

n.s.

前 _{性 學校性質}

₁

_,

₉₁₂

_.4

_{9 1}

_,

₉₁₂

_{.81 1}

_,

912 14.18 1

,

912

.45 1

,

912

1.

71

1

,

912

.00 1

,

912

1.

78

一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 後

_n.s.

_n.s.

_n.s.

_n.s.

_n.s.

_n.s.

*

班級性質

₁

_,

₉₁₂

_{.25 1}

_,

₉₁₂

_{.25 1}

_,

₉₁₂

_{2.37 1}

_,

₉₁₂

_{.61 1}

_,

₉₁₂

_{.28 1}

_,

₉₁₂

_{.09 1}

_,

₉₁₂

_{6 、 16} 段 _{一 一 一 一 一}

班經驗

級輯部

n.s.

n.s.

_***

n.s.

n.s.

n.s.

n.s.

班

1

,

910

.19 1

,

910

.09 1

,

910 10.76 1

,

910

.39 1

,

910

.26 1

,

910 3.13 1

,

910

.34

一 一 一 一 一 一 一 一

7J

IJ

車。 _社團經驗

***

n.s.

n.s.

n.s.

n.s.

1

,

908

.00 1

,

908

.04 1

,

908 13.25 1

,

908

.32 1

,

908

.22 1

,

908

_{.34 1}

_,

9081

.46

... P< .05

***

_P

_<

_.001

,.

248 •

華史育心理學報 由表入資料顯示:前後段盟男女學生之情感表達分數，當(l)與所就讀之學校是否男女合校同時考 慮時，發現只有在是否男女合投之間有顯著差異 (F

=14.18' P<.OO1)

0 (2)與所就讀之盟級是否 男女合盟同時考慮時，發現前後段盟別、性別以及直級性質這三者間有交互作用，因此再進行單純主 要放果考驗，考驗結果見表十→。仿)與是否會擔任直級幹部同時考慮時，發現只有在有無擔任直級幹 部間有顯著差異 (F

=10.76' P<.OO1)

0 (4)與是否會參加社團同時考慮時，發現只有在有無社團 經驗間有顯著差異 (F=13.25

,

P<.OO l)。 安九前後瞳斑男女學生自我肯踅總分在各學校.續費項上之變具.分析結果

除 A 園子

B 因子 C 因子

A

B

A

C

B

C

A B C

*

n.s.

_•••

n.s.

n.s.

n.s.

4.1*

9

前 _性 學校性質

1

,

912 4.91 1

,

912

.55 1

,

912 18.65 1

,

912

。3 1

,

912

.49 1

,

912

.17 1

,

912

一 一 一 一 一 一 後 班級性質

₁

_,

₉₁₂

_{3.83 1}

n.s.

_,

₉₁₂

_1.

n.s.

_{37 1}

_,

₉₁₂

_1.

n.s.

_{38 1}

_,

₉₁₂

_{.00 1}

_,

₉₁₂

n.s.

_{.78 1}

_,

₉₁₂

n.s.

_{.26 1}

_,

_{912 5.76}

*

段 _{一 一 一}卅一一-_{一 一 一 一 一 一}

班經級驗幹部

n.s.

n.s.

..*

n.s.

n.s.

n.s.

班

1

,

910

.5& 1

,

910

2.21 1

,

910 16.90 1

,

910

.01 1

,

910

.00 1

,

910

.71

1

,

910

.19

-一 一

!iJ

IJ

!iJ

IJ _社團經驗

n.s.

n.s.

.."

n.s.

n.s

1

,

908

1.

76 1

,

908

2.23 1

,

908 14.75 1

,

908

.03 1

,

908

.00 1

,

908

.00 1

,

908

• O.

5

... P<.05

••• P< .001

由表九資料顯示:前後段直男女學生之自我肯定總分， (1)典是否男女合校同時考慮時，發現後前 段班劍、性別和學校性質間有交五作用，因此再進行單純主要放果考驗，考驗結果見表十二。 (2)典是 否男女合m 同時考慮時，發現前後俊班則、性別和單級性質問也有交互作用，因此，再進行單純主要 放果考驗，結果見表十三。 (3)分別與是否會措任班級幹部和是否會參加社團同時考慮時，發現只有在 是否會擔任直級幹部之間和是否曾參加社團之間，有顯著差異 CF=16.90.

14.75

,

P<. ∞1)

家庭社經地位、父母管教態度與學校環境對園中學生自我肯定及生活適應之影響研究

.

249 •

量要+ 前後陵班男食學生自費尊重錯.在是否男女會校上皂，輯主要效果變晨.必析摘要變 變異來首京 前後段班別 ω 在 b1CI (男女合校男生〉 在 b1CZ (男女分校男生) 在 bZC1:<男女合校女生〉 在 bzcz (男女分校女生〉 細格內誤差 性別的 在 a_lC₁ (男女合校前段班) 在 alCZ <男女分校前段班〉 在 a:CI (男女合校後段班〉 在 azCZ (男女分校後段班) 細格內誤差 學校性質 (C) 在 albl (前段班男生〉 在 albz (的段班女生〉 在 a2bl (後段班男生〕 在 a2b2 (後段班女生〉 細格內誤差

*

P<

.05

**

P<.Ol

s s

324.54

20.71

1.

84

229.33

38272.88

243.89

1.

75

4.96

118.28

38272.88

275.79

12.23

40.58

392.64

38272.88

df

1

1

1

1

912

1

1

912

1

1

1

1

912

MS

324.54

20.71

1.

84

229.33

4

1.

967

243.89

1.

75

4.96

118.28

4

1.

967

275.79

12.23

40.58

392.64

4

1.

967

F

7.73**

.4

9

.04

5

.4

6*

5.81*

.04

.12

2.82

6.57*

.29

.97

9.36*.

由表十資料顯示:男女合校的男生和男女分梭的女生之自我尊重分數在前、後段班之間有顯著差 異存在;男女合校前段盟男女生之間的自我尊重分數有顯著差異存在;前段班男生和後段直女生之自 我尊重分數在男女合校與分校之間也均有顯著差異存在。 要十一 前後揖班男女學生情感囊連分數在是否男女合班上定，純主要效果變異數分析摘要喜慶 變異來源 前後段班別 ω 在 b

₁

c

₁

(男女合班男生〉 在 b1cZ (男女分班男生〉 在 bJCt (男女合班女生) 在 b1ca (男女分班女生〉 細格內誤差

S S

67.22

48

.4

7

19.17

99.11

29966.18

df

1

1

1

1

912

MS

67.22

48

.4

7

19.17

99.11

32.86

F

2.05

1.

48

.58

3.02

• 250 •

教育心理學報 性別倒 在 31C1 (前段男女合班〉 在 31C• (前段男女分頭D 在 3，C1 (後段男女合班〉 在 azcz (後段男女分班〉 細格內誤差 班級性質。 在 a₁b₁ (前段斑男生〉 在 31b， (前段班女生) 在 3ab1 (後段蒞男生〉 在 3 ，bz (後段班女生〉 細格內誤差

*

P<.05

9.71

72.05

82.75

74.69

29966.18

114.16

.12

20.88

155.97

29966.18

1 1 1

1

912

1

1

1

1

912

9.71

72.05

82.75

74.69

32.86

114.16

.12

20.88

155.97

32.86

.30

2.19

2.52

2.27

3

.4

7

.00

.64

4.75*

由表十一資料顯示:後段班女生的情感表達分數，在男女合麗與男女分班之間有顯著差異存在(

F =4.75

,

P

<.05) 。 費+二 前喜愛陵班男女學生自我肯建總分在是否男女合校上之單純主要強果費晨，處分析摘要要 變異來源 前後段頭E別 ω 在 b1c1 (男女合投男生〉 在 b1ClI (男女分校男生〉 在 b，c1 (男女合投女生〕 在 b，ca (男女分校女生〉 細格內誤差 性別倒 在 31Cl (男女合校前段班〉 在 31C: (男女分校前段班〉 在 3，C1 (男女合校後段班〉 在 aaCa (男女分校後段班) 細格內誤差 學校性質。 在 a1b1 (前段班男生〉 在 31bZ (前段班女生) 在 atb! (後段班男生) 在 31b_z (後段班女生〉 細格內誤差

*

P< .05

**

P< .01

S

S

458.36

.4

2

.28

533.05

96315.13

288

.4

8

124.80

8.83

132.01

96315.13

1274.84

42

.4

0

259.99

906.57

96315.13

*** P<.ool

df

1

1

1

1

912

1

1

1

1

912

1

1

1

1

912

MS

458.36

.42

.28

533.05

105.61

288

.4

8

124.80

8.83

132.01

105.61

1274.84

42.40

259.99

906.57

105.61

F

4.34*

.00

.00

5.05*

2.73

1.

18

.08

1.

25

12.07輛* .4

0

2.46

8.58**

由表十二資料顯示:男女合梭的男生和男女分役的女生之自我肯定總分在前後段班之開均有顯著 差異 (F=4.34. 5. 嗨. P<.05) 。另外，前設單男生和後段直女生的白發肯定總分在男女合校與分 較之間也均有顯著差異。 (F

=12.07'

P<.∞1

; F =8.58

,

P<.Ol) 。

• 251 •

費+三前後殿班男女學生自費肯盟總分在是否男女合班上走，個主要站果雙".分析摘要實 變異來源 前後段理E別 ω 在 b1Cl (男女合聲E男生〉 在 b1c: (男女分班男生〉 在 b&Cl (男女合班女生〉 在 bac: (男女分班女生〉 細格內誤差 性別的 在 3₁C₁ (前段男女合班) 在 31C: (前段男女分班) 在 3 :Cl (後段男女合班) 在 3aC: (後段男女分班〉 細格內誤差 班級性質的 在 31b₁ (前段班男生〉 在 3₁b_a (前段班女生) 在 3sb1 (後段班男生〉 在 3aba (後段班女生〉 細格內誤差

*

P< .05

*"'P<.01

S

S

36

1.

94

26.14

93.73

564.22

9792

1.

83

182.97

1.

71

214.91

445.50

9792

1.

83

12

1.

30

13.97

45.60

695.27

9792

1.

83

df

1 1

1

1

912

1 1

1

912

1

1

1

1

912

MS

361.94

26.14

93.73

564.22

107.37

182.97

1.

71

214.91

445.50

107.37

12

1.

30

13.97

45.60

695.27

107.37

F

3.37

.24

.87

5.25*

1.

70

.02

2.00

4.15*

1.

13

.13

.42

6.48*

由表十三可知:男女分盟的女生之自我肯定總分在前、後投班之間有顯著差異 (F

=5.25' P<

.05)

;其次，在男女分班下，後段盟學生之自我肯定總分，會因性別不同，而有顯著差異 (F

=4.15

,

P<.05) 。最後，接段直女生的自我肯定總分，在男女合宜興卦宜之間，也有顯著差異 (F

=6.48

,

P<.05) 。 三、父母..教態度、非理性生活信愈及學校)11境費項對圈中生自我肯建立預測研究 為瞭解是否能以少數的變項有故地預測國中生的自我肯定情形，本研究以多元逐步姐歸分析法進 行考驗，其分析結果見表十四至表二十五。 費+四 父母管教攝度分數預測圈中生自我尊重翁.2進步迴歸分析結果 投入變項順序 母載的關愛 母巍的懲罰 父輩盟的獎勵 父親的自由 父誤的關愛 父額的懲罰 母穎的自由 每巍的獎勵 *牌 P<

.001

多元相輔

.227

.246

.268

.272

.279

.280

.281

.281

RJ

.052

.061

.072

.074

.078

.079

.079

.079

RJ 增加量 自由度

.052

1

,

939

.009

2

,

938

.011

3

,

937

.002

4

,

936

.004

5

,

935

.001

6

,

934

.000

7

,

933

.ω。

8.932

總 F 值

5

1.

13***

30.25***

24.25***

18.6

9***

15.82***

13.2

9***

11

.4

1***

9.99***

• 252 •

教育心灣學報 由表十四可知:以父母的管教態度分數能預測國中生的自我尊重分數(多元相關係數為 .281

'

R

9

=

_.079

_,

_{p<. ∞1) 。但以前三積分數(即母親的關愛、懲罰以及父輩兒的獎勵〉節能有按預測(} 多元相關係數為 .268'

R2=

.072

,

p<. ∞1) ，其中以母親的關愛態度分數最具預測力。 黨+五 艾母，實教態度分數預測團中生情感費連分數之遷步過歸分析結果 投入變項順序 多元相關

RI

R2 增加量 自由度 總 F 值 母親的關愛

.180

.032

.032

1

,

939

3

1.

37***

父親的獎勵

.215

.046

.014

2

,

938

22.65***

父寰的自由

.220

.049

.003

3

,

937

15.96***

母殼的懲罰

.221

.049

.000

4

,

936

12.06***

父親的關鍵

.222

.050

.000

5

,

935

9.70***

母麓的獎勵

_.223

.050

.001

6

,

934

8.17***

父親的懲罰

.223

.050

.000

7

,

933

7.00***

母麗的自由

.223

.050

.000

8

,

932

6.12***

*** P< .001

由表十五可知:父母管教態度分數能預測國中生的情感表達分數(多元相關係數為 .223 ，

R 1=

.05.

p<.ω1);但以前兩項分數(師母親的關愛和父親的獎勵)節能有教預測(多元相關係數為 .215' R!=.O峙 'P<.OOl) ，其中也以母親的關變態度分數最具預測力。 要+六 父母管教態度~數預測圈中全自費肯史總分之這步迴歸分析結果 投入變項順序 多元相關

RI

RI 增加量 自由度 總 F 值 母蠶的關愛

.243

.059

.059

1

,

939

58

,

82***

父殼的獎勵

_.271

_.073

_.014

₂

_,

₉₃₈

37.16***

母親的懲罰

.281

.079

.006

3

,

937

26.81***

史觀的自由

.287

.082

.003

4

,

936

20.99***

父輩盟的關愛

.291

.085

.002

5

,

935

17.32*輔 母額的獎勵

_.292

_.085

_.000

₆

_,

₉₃₄

_14.51***

父親的懲罰

.293

.086

.000

7

,

933

12.48***

母親的自由

.293

.086

.000

8

,

932

10.91***

*** P< .001

由表十六可知:以父母的管教態度分數可以預測園中生的自我肯定總分(多元相關係數為 .293

,

R'=.O峙， P<.OOl) ，但以前兩項分數(即母觀的關質和父羈的獎勵)間能有欽的預測(多元相 關係數為 .271 ，

RS=.073'

P<. ∞1) ，其中也以母載的關變態度分數最具預測力。 要+七 四個非理性生活信愈合.預測團中全自麓..~數定這步迴間分析輯果 投入變項順序 多元相關

RI

RI 增加量 自由度 總 F 值 過分謙卑

_.378

_.143

_.143

₁

_,

₉₃₉

_156.12***

過度焦慮

.424

.180

.037

2

,

938

102.77***

強迫義務

.4

32

.186

.007

3

,

937

7

1.

57***

理所當然

.438

.192

.005

4

,

936

55.43***

••• P< .001

家庭社串聖地位、父母管教態度與學校環境對國中學生自我肯定及生活適應之影響研究

•

253 •

習費十八 四個非團體生活信念翁a預測回中鐘情感要連兮az運步盟，分析結果 投入變項順序 多元相關

RI

RJ 增加量 自由度 總 F 值 過分謙卑

.322

.104

.104

1

,

939

108.48***

過度焦慮

.347

.120

.017

2

,

938

64.10料* 理所當然

.353

.125

.004

3

,

937

44

.4

4***

強迫義務

.355

.126

.001

4

,

936

33.67***

***

p

< .001

費+九 四個非理性生活信念分數聶瀾圖中全自我肯踅總分之這步."5l-軒糖果 投入變項順序 多元相關

RB

RI 增加量 自由度 總 F 值 過分 3張學

.416

.173

.173

1

,

939

196.63***

過度熊.

.459

.210

.037

2

,

938

125.01***

理所當然

.464

.216

.005

3

,

937

85.87***

強迫義務

.471

.222

.006

4

,

936

66.65***

*** P < .001

由表十七至表十九資料顯示:以四個非理性生活信念均可以預測國中生的自我尊重、情感表達以 及自我肯定總分(其決定係數分別是 .192'

.126' .222

,

p<. ∞日，而且均以「過分謙卑」和「過 度焦慮」這兩個信念分數，部能有放預測，其決定係數分別為 .18

,

.12

,

.21

，連 .001 的顯著水車。 其中尤以「過分謙卑 J 信念最具預測力。 要二+ 五個學校環境費頃預測團中生自我尊重分數立憲步盟，分析結果 投入變項 l順序 多元相關

RI

RI 增加量 自由度 總 F 值 班級幹部經驗

.136

.018

.018

1

,

939

17.61***

學校性質

.184

.034

.015

2

,

938

16.36料* 社團經驗

.198

.039

.006

3

,

937

12.78***

班級性質

.205

.042

.003

4

,

936

10.28**

前後段班

.209

.044

.002

5

,

935

8.56**

**P<.Ol

*** P<.OOl

聖賢二+一 五個學費環境費項預測團中生情感費連分數立運步團時5l-研結果 投入變項順序 多元相關

RI

RI 增加量 自由度 總 F 值 社團經驗

.118

.014

.014

1

,

939

13.25***

學校性質

.169

.029

.015

2

,

938

13.77***

班級幹部經驗

.191

.037

.008

3

,

937

11.82***

班級性質

.192

.037

.000

4

,

936

8.92**

前後段班

.192

.037

.000

5.935

7.14**

**P<.Ol

*** P<.OOl

幸E 學 理 ，心 育 教

• 254 •

五個學校讀讀費項預測圈中生自費肯軍總分之逐步單，分析結果 費二+二 總 F 值

21.79***

2

1.

03***

17

.4

5***

13. 扭轉*

10.99***

自由度

1

,

939

2

,

938

3

,

937

4

,

936

5

,935

RI 增加量 30021 n4 肉，缸， AAUAU AυAυnυAUAV

...

Rl

.023

.043

.053

.055

.056

多元相關

.151

.207

.230

.234

.236

投入變項順序 班級幹部經驗 學校性質 社回經驗 班級性質 前後段班 自表二十至表二十二可知:以五個學按環攬變項可以預測國中生的自我肯定，其中以「是否會擔 任直級幹部」與「學校性質一一是否男女合校」這兩個變項節能有教預測國中生的自我尊重分數及自 我肯定總分，其決定係數為 .034

' .043

，均達 .001 的顧著水準。另外，以「社團經驗」和 r學校性質 」這兩個賽項，也可以有放預測國中生的情感表達分數，其決定係數為 .029 ，連.∞1 的顯著水擊。

***

p

<

.001

各有關變項綜合預測圈中生自輯..5子數之逐步迪"分析輯果 喜慶三+三 總 F 值 自信心 過分黨卑 母麓的獎勵 學設性質 父輩麗的職業 人際關係 母囂的關愛

377.05***

216.56***

149.66***

115.09***

94

.4

2***

80.39***

24.81***

自由度

1

,

939

2

,

938

3

,

937

4

,

936

5,935

6

,

934

21

,

919

R2 增加量

.287

.029

.008

.006

.006

.005

.000

R'

.287

.316

.324

.330

.336

.341

.362

~完棍，目

.535

.562

.569

.574

.579

.584

.601

投入變項順序 自衰二十三可知:投入21個變項預測國中生的自我尊重分數，結果得多元相關係數為 .601 ，其決 定係數為 .362 ，達 .001 的顧著水準。但以前兩項分數(即自信心、過分論學信念)節能有按預測園中 生的白發尊重分歉，其決定係數為 .316 '亦達.∞1 的顯著水車。其中尤以「自信心」變項最具預測力 ，如果以 Yl 代表自我尊重分數， X

₁

代表自信心分數， X

a

代表過分謙卑信念分數，則可得其原始 分數最佳迴歸方程式為:

Y

1

=31.0345+

.1731X

1

一

.

2156X

a

實二+國 各有闡費項結合預湖團中鐘情感淒淒分激之遷步遍，分析結果

*** P< .001

總 F 儷 自信心 過分讓卑信念 母華麗的獎勵 學校性質 社會焦慮 社團經驗 理所當然信念 究漓的關愛

130.19***

89.16***

67.19***

52.61***

43.55***

37

.4

8***

32.67***

9.76*牌 自由度

1

,

939

2,938

3

,

937

4,936

5

,935

6

,

934

7

,

933

26

,

914

R' 增加暈

.122

.038

.017

.007

.005

.005

.003

.0∞

R'

.122

.160

.177

.184

.189

.194

.197

.217

多元相關

.349

.400

.4

21

.428

.435

.441

.4

44

.4

66

投入變項順序 *軸 P<. ∞1

• 255 •

自衰二十四可知:投入26個變項預測國中生的情感表達分數，結果得到多元相關係數為 .466 ，決 定係數為 .217' 連.∞1的顯著水車。但以前三項分數(郎自信心、過分謙卑信念及母蠶的獎勵)即能 有教預測園中生的情感表達分數(決定係數為 .177

'P<.OO1)

，其中尤以「自信心」費項最具預測 力，其次為「過分謙卑信念」。如果情感表達分數以Y

S

為代表， X

₁

代表自信心分數 ， X

_a

代表過分謙 卑信念分數_{， X}

₃

代表母觀的獎勵態度分數，則可得其原始分數最佳姐歸方程式: Y

₂

=22.220+.∞8X

₁

_一

.2034 X

s

+.1領治 X

3

家庭社經地位、父每管教態度與學校環境對園中學生自我肯定及生活適應之影響研究 各有關費項綜合預測團中生自我肯宣總分之這步迴歸分訢結果 費二+五 總 F 值 自信心 過分富豪卑信念 母殼的獎勵 學校性質 父殼的職業 社會焦慮 人際關係 社團經驗 母親的職業

368.53***

229.33***

164.57***

128.02***

105.21***

89.91***

78.52***

69.82***

22.98***

自由度

1

,

939

2

,

938

3

,

937

4,936

5

,

935

6

,

934

7

,

933

8

,

932

26

,

914

R2 增加量

.282

.047

.017

.009

.006

.006

.005

.004

.000

R2

.282

.328

.345

.354

.360

.366

.371

.375

.395

多元相關 可_A 句 tunedzuaura 仇莎"，自由品 。。哼， OOAWMAυAOAU 可 A 副 4 RdCAVHbpb 而mmmnbno--•••• no

...

投入變項順序 由表二十五可知:投入 26個變項預別國中生的自我肯定總分，結果求得多亮相關係數 .629 '決定 係數為 .395 ，連.∞1的顯著水準。但以前三項分數(聞自信心、過分謙卑信念以及母蠶的獎勵) ，師 能有教預翻園中生的自我肯定總分(決定係數為 .345' P<. ∞1) ，其中尤以「自信心」賽項最具預 測力，其次為「過分謙卑信念」。如果自我肯定總分以 Y

_r

為代表，也代表自信心分擻 ， X. 代表過 分謙卑信念分數， X，代表母親的獎勵態度分歉。則可得其原始分數的最佳姐歸方程式為: Y

T

=51. 3切1+.2533 X

₁

一

.4115

X

2

+ .2975

Xs

閥、家庭社恆地位、父母省教態度、非理性生活信念、學校環境費項輿圓中生自報肯是及生活適應立 國果關係自據 本研究的第二個目的師在於探討各有關變項與園中生自我肯定及生活適應之因果關係。基於此， 研究者很攘學理上之推斷及事件發生之可能的先後次序，提出一個值設性的因果模式，並藉徑路分析 之方法，對各變項聞之因果徑略加以分析考驗，以瞭解研究者所提出之因果模式是否能用以解釋本研

究所蒐集到的資料。其分析結果如圖二所示。

***

p

<

.001

• 256 • 教育心理學報

@

_@

圖二本研究中各賽項間因果關係徑路分析結果 由國二可以看出:本研究值設的因果關係徑路模式不能完全用來解釋實際蒐集的資料，但仍有一

些因果徑路撞得統計結果的支持。根按分析結果發現:家庭社經地位對父親的關愛及母觀關愛和懲罰

的管教態度之影響徑路，得到統計上的支持，其標準化徑路係數依次為 .086' .105CP<.0 1)，一 .123 (P<. ∞1) 。在父母管教態度對非理性生活信念的因果徑略中，父親的關愛及母誤的懲罰兩種管教 態度對非理性的口區分謙卑」信念之影響徑路，分別達 .05及.∞1 的顯著水準;另外，母親的關愛及 懲罰的管教態度對非理性「過度焦慮」信念之影響極路，也分別達 .05及 .001 的顯著水準;至於母親 的關愛、獎勵和懲罰等三種管歡態度對非理性「強迫義務」信念之影響徑路，也分別達 .01 及 .001 的 顯著永樂。三個非理性生活信念(節過分謙卑、過度焦慮、強迫羲務)對自我尊重及自我肯定總分之 影響徑路，均達 .001 的顯著水準，其中以「過分謙卑」信念對自我尊重及自我肯定綜合表現最具影響 力，其標單化徑路係數分別為一 .245 ，一 .287 。另外，也發現母親關愛的管教態度對學生自我肯定綜 合表現之影響徑路，也獲得統計結果的支持 (P<.05) 。而「過分謙卑」和「過度焦慮」這兩個信念 對園中生「情感表達」之影響徑路，也均達 .001的顯著水準，其標準化徑路係數分別為一 .240 '一 .138 ，其中仍以「過分謙卑」信念對園中生情感表達最具影響力。在可能影響學生自信心的諸徑路中， 以「自我尊重」、「情感表達」及「過分謙卑」、「過度焦慮」這兩個信念等對學生自信心之影響徑 路，撞得統計上的支持，其中以「自我尊重」的自我肯定態度對學生的自信心最具影響力，其次為「 過度焦慮」的非理性生活信念。在可能影響學生社會焦慮的諸種路中，以「自信心」和「過度焦慮」 、「強迫羲務J 這兩個非理性的生活信念以及學控中的「前、後段直到」等對學生「社會焦慮」之影 響徑路，撞得統計上的支持，其中以「自信心J 對學生「社會焦慮」最具影響力，其次為「過度焦慮 J 的非理性信念。最後，在可能影響學生人際關係的請徑路中，以「自信心」、「自我尊重J 的肯定 態度、「過分謙卑」和「過度焦慮」這兩個非理性信念以及學校變項中的「班級性質(師是否男女合

家庭社經地位、父母管教態度與學校環境對園中學生自我肯定及生活適應之影響研究

•

257 •

盟) J 等對學生「人際關係」之影響徑路，護得統計上的支持。其中以「自信心」對園中生的「人際 關係」最具影響力，其次為「過分鑄卑」的非理性信念。 討誼 一、自我肯章與各有關變項之間的相關研究 關於自我肯定與其他有關變項之關係，以下將分四部分加以討論: (-)自我肯定與家塵世扭地位之闢係 根據本研究結果發現，國中生的三個自我肯定分數與家庭社經地位之間，均有正相關。換言之， 國中生的家庭社經地位愈高，其自我尊重的程度也愈高，在情感、看法和意見方面的表達也愈好。 (二〉自我肯宜與文母管教態度之闢係 本研究結果發現，自我肯定中的自我尊重與父母說關愛、獎勵及母親自由之管教態度之間均有正 相關，而與父母親懲罰的管教態度均有負相關。換言之，父母觀如採較多關愛、獎勵和較少懲罰的管 教態度或母親採較自由的管教態度，對其子女自我尊重的發展，可能會有較有利的影響。在自我肯定 的情感表達或綜合表現方面，同樣地，父母親如踩較參閱費和獎勵的管教態度，對其子女在情感表達 或自我肯定的綜合表現方面，也可能會有較有利的影響。上述的研究結果與本研究者(民73年〉針對 大學生所作的研究結果頗有一致的趨勢。 (三〉自我肯宜與學校環境，睡頂之闢係 本研究三個自我肯定分數均與學校環境中「是否會擔任盟級幹部」、「是否會參加社團」以及「 學校性質」這三個變項有負相關。換言之，曾擔任直級幹部、曾參加祉圖以及就讀於男女合校之學生 ，其自我肯定程度倒有較高之趨勢。另外，也發現在前段班的學生，其自我尊重程度，似有較高的趨 勢，而這個結果與以往的研究發現頗為一致〈許錫珍，民67年;張健熙，民64年〉。至於形成上述結 果的原因，研究者認為可能是因為:擔任班級幹郡的經驗，可能會使個體某些心理需求得到適當的浦 足，如被尊重、權力慾(享有某些特權)、領袖慾以及成就感，而這些心理需求的海足一，均對個體自 我肯定的發展，有促進和有利的影響;同樣地，在社團經驗方面，也能使個體的某些心理需求得到適 當的浦足，諸如參與感、表現態、成就感、交朋友等等。至於前後段醒之區分，使得前後段盟學生有 不同的社會標記，即前段班為「好班」、「升學班 J '前段班學生對自己會有較高的期許與榮譽感; 而後段直常被標記為「讓車」、 r:放牛草 J '因此，造成後陸班學生對自己有消極的自我期許。另外

,

Esposito

(1 973) 也指出「能力分班造成高能力學生自尊的高揚，甜使中材與低能力學生的自尊 受到貶損 J (引自許錫珍，民 67年〉。所以前後設單別對國中生自我尊重方面的影響，是不容忽視之 教育問題。 (四〉自我肯定與非理性生活信念及生活適應立闢舔 本研究中三個自我肯定分數與非理性生活信念之關係，除與「理所當然」信念無關聯外，與其餘 三個信念均有負相關。換言之，自說肯定程度愈低者，其「過分謙卑」、「過度焦慮J 以及「強迫義 務」等非理性信念，會有較高的趨勢。本研究的結果，蝕了「理所當然」信念外，均與 Colter

&

Guerrd

(1976) 的論點相符。至於何以「理所當然」信念與自我肯定之間無關聯，其原因可能與國 人對事件的二分法的價值判斷之認知型態傾向有關。我們自小即受到與我們關係密切的人 (signifi­

cant

others) ，尤其是父母與師長不斷地教導我們二分的價值飼斷，如著一惡，是一非，好一壤， 對一錯等等，這些數導位乎缺乏兩極端闊的種種考慮，影響所及，造成二分觀念的普遍有在。因此， 個體對任閉友的行為要求，自然傾向於臨然是好朋友，那麼故此就應該很暸解，也是理所當然的事 。而這種「理所當然 J 的認知態度並不僅限某類型的人才有，因此，造成本研究中沒有顯著相闊的