國小學童的家庭結構、親子互動關係、情緒智力與同儕互動關係之研究

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221

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國立臺灣師範大學教育心理與輔導學系 教育心理學報，民 94

'

36 卷， 3 期， 221-240 頁

國小學童的家庭結構、親于互動關係、情緒

智力與同儕互動關係之研究*

羅

口 口口

欣

陳李

網 屏東縣 內埔國民小學 國立台灣師範大學 教育心理與輔導系 本研究的主要目的有三:一、編築一份適用於評量國小學章之同儕互動關係的重表，以暸解 不同性別與年級的國小學章，其同儕巨動關係的差異情形。二、探討不同家庭結構與親子E 動關係的國小學童，其同儕互動關係的差異情形。三、修訂「國小學童情緒智力量表 J '並探 討情緒智力表現不同的國小學童，其同儕互動關係的差異。本研究以 1393 名國小學生為研究 對象，以問卷調查法進行資料蒐集。結果發現:一、女生在正向同儕關係的發展優於男生， 男生在負向同儕關係的發展上比女生明顯。二、六年級學童之正向同儕關係的發展較好，但 其在負向同儕關係上，也比其他年級明顯。三、雙親家庭的學童在正向同儕關係的發展上優 於單親家庭的學童，而單親家庭的學童之負向同儕關係的發展較雙親家庭的學童更為明顯。 四、在親子互動關係中， I眾頻心繫 J 型的學童之正向同儕巨動關係優於「聚疏心離 J 的學 童，而「聚疏心離」的學童之負向同儕E動關係比「窩里頻心繫」者更為明顯。五、情緒智力 為「高分組」的學童，其正向同儕互動關係優於「低分組」的學章，但「低分組」的學童之 負向同儕互動關係比「高分組」的學童更為明顯。 關鍵詞:罔儕巨動關係、家庭結構、情緒智力、親子E動關係 在個人生涯發展的過程中，人際關係的經營是不可或缺的能力，特別在所處的同儕團體中能擁有 良好的人際互動，對個體的適應力會有加分的效果。對兒童來說， r 同儕團體」是他們繼家庭之後接 觸到的第二個社會世界;相較於他們與父母或師長間，具有上下之分、從屬之別的關係，兒童與同儕 相處時，不僅地位平等，而且權力均衡，還能自如地嘗試新的行為、扮演新的角色，以拓展他們對所 處世界的認知。在過往的教學經驗中，發現一個受人歡迎、為同儕所接納的兒童，往往能將自信樂 觀、積極奮發的迷人風采形之於外，充滿了朝氣與陽光;反之，一個受同儕拒絕，欠缺良好人際應對 技巧的兒童，內心經常籠罩著孤獨與自卑感，使那黯淡的神彩掩蓋了他們的熱力與光芒。有鑑於此， 研究者乃以之作為本研究的第一項動機，希望藉由深入的瞭解，呈現出兒童問儕互動關係的形式與內 涵，並對未來的教育與輔導提供些許的助益。 *本論文係羅品欣提國立台灣師範大學教育心理與輔導研究所之碩士論文的部分內容，在陳李綱教授的指導 下完成。

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教育心理學報

一、家庭結構與兒童的同儕互動關係

「家庭」乃是個體學習與人互動的初始場所，功能健全而完整的家庭，才能滿足個體身心發展的

需求;然而生長在家庭結構解組的單親孩童，他們在進入學校後，舉凡社交技巧、合作性與同儕關係 都會受到影響 (Burke

&

Stre此，

1989

;引自黃惠如，民 91) 0

Fender

、 Stolberg與 Cowen (1975) 亦 曾指出一父母的離異與死亡是國小學童的兩個危機，亦是他們身心發展的重大傷害(引自劉永元，民 77) 。然而隨著社會的變遷與都市化的發展，家庭結構產生了巨變，居高不下的離婚率讓傳統的家庭 結構逐漸崩解，不僅家庭功能受到剝奪，更腐蝕了其固有的連帶感，進而造成分離效應，導致單親家 庭的數量大增(黃惠如，民91) 。根據 Sullivan (1953) 的看法，安全感的滿足是影響個體日後人格發 展的重要因素，當孩童的生活環境遭逢重大轉折時，倘若過度隱忍壓抑，或受到同儕的嘲弄、歧視， 會致使他們的安全感被剝奪，進而在與人互動時易於動怒、對人不信任、產生行為偏差、或從人群中 退縮。由此可知，家庭結構在孩童同儕互動關係的發展上有其重要性;然而國內在單親家庭議題的研 究上，多半探討其對子女的自我概念、生活與社會適應、學業成就的影響(方慧民，民74 ;胡斐 斐，民 75 ;鄭秋紅，民 82 ;吳靜樺，民的) ，較少著眼於孩童的人際關係，故本研究以之作為第二 項研究動機，從中探討不同家庭結構的國小學童，其同儕互動關係的差異情形。 二、親子互動關係與兒童的同儕互動關係 另外，在人際互動的網絡中，親子關係是由雙親與其子女所構成的人際關係，具有持久性與獨特 性，是影響孩童同儕互動發展的重要來源(陳春秀，民90) 。正因如此，許多學者都認為見童與同儕

的友誼發展能力，源自於家庭內部的人際關係 (Hartup，

1974 ; Cassidy

&

Park巴，

1992 ; Carson

&

Parke

,

1996)

，其中又以親子互動關係最具影響力。究其原因，乃源於親子之間情緒的表達方式，與

情感交流的內涵，會在無形中影響兒童傳遞情感的技巧，使得善於表露正向情感的兒童，較容易受到

同儕的歡迎 (Carson

&

Parke

,

1996) 。不僅如此，有些研究指出一見童能否自在、舒適的與友伴相

處，端視他所生長的家庭背景中，別人如何對待他;一個在充滿安全與鼓勵的環境裡成長的孩童，對 自己與他人較容易產生信任感，能主動向人表示友善，所以可以受到別人的喜愛與接納(王文秀，民 77) 。綜合所述，並對照研究者過往的教學經驗，發現親子關係良好的學童，往往能將父母溫暖與支 持的形象內化在心中，使他們個性較穩定，對環境能保有安全感，進而拓展到與同儕的互動，因此人 際關係較為圓融與和諧。由此可知，親子互動的品質在兒童同儕關係發展上有其重要性，然而綜觀過 去的國內外文獻，大多以國中階段的青少年作為親子關係的研究對象(孫毓英，民 74 ;林玉慈，民

88

;吳虹妮，民 87

; Masselam

&

Marcus

,

1990 ; Jessica

&

Thomas

,

1997)

，較少以國小學童為主， 故研究者乃以此作為本研究的第三項研究動機，探討其親子關係的良觸，是否會反映在兒童同儕互動 關係的發展上。

三、情緒智力與兒童的同儕互動關係

除了上述的家庭因素外，對兒童來說，還需要有效的表達自己的情緒、正確的解讀他人的情緒，

才能與同儕保持良好的互動(曾踹真，民87) 0 1990 年代前後，

Greenspan

(1989) 、 Salovey 與

May巴r (1990) 提出 T r情緒智力」的概念，爾後Daniel Goleman又於 1995 年出版了情緒智力一書， (引自江文慈，民86 ;賴怡君，民90) ，因而改變了傳統對於「智力」內涵的狹隘想法，掀起一股討 論的熱潮。 Daniel Goleman以大量的實證性研究證明一rEQJ 高者不但善於管理情緒，在生活的各 項領域中也較佔優勢;且 rEQJ 對個人順利發展成功的貢獻為rIQJ 的兩倍以上(可|自張淑援，民 9 1)。其他研究也顯示:高EQ 的個體較具有同理心，能夠用適切的方法與人互動相處，因此可以建立

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究

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起良好的人際關係(林仁和，民的)。然而現代孩童的情緒問題比上一代更為嚴重，較容易感到抑 鬱、易怒、緊張、憂慮、衝動而好門。此外，他們的自律能力不高，管理情緒的能力也有待加強。在 班級中，學生因情緒管理失當所掀起的風暴，不但會影響自己的學習活動，更有可能成為同儕間的敵 對行為(林淑華，民 9 1)。綜合所述，加以研究者從過往的教學經驗中，發現不少見童都存有人際互 動與情緒困擾的問題，這對兒童本身或其他同儕都是壓力與負擔。職是之故，研究者乃以此作為第四 項研究動機，期盼能藉由進一步的探討，暸解孩童的情緒智力與同儕互動間的關係。 四、小結 在兒童社會發展的歷程中，經由與同儕的互動，他們學習用別人的角度看待世界，以平衡自己和 他人的觀點，進而認識自我、塑造自我的特質，並建立起自身的形象。所以本研究乃聚焦於兒童的同 儕互動關係，除了將家庭結構、親子互動關係、情緒智力等內涵納入其中，探討四者間的關係外，亦 擬就其同儕互動關係的部分進行深究，編製相關的測量工具，希望有助於未來研究的發展。再者，由 於過往的研究中，發現兒童同儕關係的發展存有性別與年級的差異 (Berndt，

Hawkins

&

Hoyle

,

1986 ;

Gifford品nith

&

Brownell. 2003 ; Ladd. 1999

;林雯菁，民 90 ;林淑華，民 91 ;黃牧仁譯，民 88) ，故 本研究也將對此進行探討，以瞭解不同性別與年級的國小學童，其同儕互動關係發展之差異情形。具 體言之，本研究的目的如下所述: (一)編舉一份適用於評量國小學童之同儕互動關係的量表，並建立可供參照的常模，以瞭解不 同性別與年級的國小學章，其同儕互動關係的差異。 (二)探討不同家庭結構與親子互動關係的國小學童，其同儕互動關係的差異。 (三)修訂「國小學童情緒智力量表 J '並探討不同情緒智力的國小學童，其同儕互動關係的差 異。 (四)歸納本研究的結果，對未來的親職教育與兒童輔導提出具體可行的建議，以作為教師、家 長與輔導人員之參考。

方法

一、研究對象 本研究探問卷調查法，以台北縣、台北市、桃園縣等地區的公立國民小學四、五、六年級學生為 研究對象，不合特殊班級的學生。研究者以叢集抽樣法，從上述三個縣市依序抽取出六所、五所、四 所國民小學，之後再以隨機抽樣的方式，從各校抽取四至六年級各一班的學生，共計 1486 人作為研 究對象。問卷回收後，經刪除掉作答不完全、反應心向明顯者，總計有效問卷為 1393 份，其中男生 733 人，女生 660 人，本研究以之建立「國小學畫同儕互動關係量表」的常模。至於在後續的家庭結 構、親子互動關係、情緒智力、同儕互動關係的研究部分，並不需要如此大規模的樣本數，故研究者 以簡單隨機抽樣法，從 1393 份樣本中抽取出 850 份問卷做研究，其中男生 446 人，女生 404 人。 二、研究工具 (一)基本資料詞查表 由研究者自編，以蒐集受試者個人的背景資料及其家庭結構之現況。 (二)國小學畫同儕互動關係量表 1.量表的理論依據

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教育心理學報

本量表屬於「態度量表 J '用以暸解國小學章平日與其同儕互動相處的情形。在理論依據上，以 Furman 與 Bierman (1984) 、 Berndt 與 Perry (1986) 的理論為基礎，分成「正向關係」與「負向關係」

兩大層面，在「正向關係」的層面中，包含「合作/利社會行為」、「遊戲/聯合活動」、「信任/尊 重」、「親密/依附」等四項內涵，其中前兩者屬於「正向 行為層面 J '後兩者屬於「正向一認知層 面」。至於「負向關係」的部分，則涵蓋「支自己/指使」、「衝突/攻擊」、「競爭/嫉妒」、「敵意/ 防衛」等四種內涵，當中前兩者是「負向一行為層面 J '後兩者則是「負向 認知層面」。另外，本量 表採、用 Likert 五點量尺計分，以五個層次來區分不同的高低程度。 2. 量表的預試過程與結果 編擬好預試量表後，研究者邀請數位四至六年級的國小老師與學生來審題，並綜合大家的意見， 完成 7 預試問卷。第一次預試時，以台北縣自強國小與台北縣頂溪國小四至六年級，共計 305 位學童 做為預試樣本，且這些樣本乃另行抽樣而得，並不合括在正式研究的 1486 個樣本內。所得資料採極 端組比較法 (CR 值卜同質性檢驗法(項目與總分的相關)來進行項目分析。在擇題的標準上，

CR

值大於 3.0 者就可被接受(周文欽、歐槍和、許擇基、盧欽銘、金樹人、范德鑫，民84) 。另外，項 目與總分的相關之數值達0.3 以上者可被接受恬間告政，民9 1)。基於上述的理由，本研究以 rCR 值 大於 3J 且「項目與總分的相關大於0.3J 為準則，每個試題須合乎這兩個標準始可被保留。在本次的 預試結果中，有十個試題未能同時臻於上述兩項標準，故須被淘汰。 然而此次的項目分析結果使「負向關係」中「支配/指使」、「競爭/嫉妒」、「敵意/防衛」的 試題被淘汰許多，導致各分量表的題數不均等，故在確保量表晶質的前提下，一方面留下達到項目分 析標準的試題，另一方面增加一些新題目，以補足上述三個分量表的題數，據此編製而成第二次預試 量表，並以台北縣頂溪國小的四至六年級，共計105 位學童做為預試樣本，且這些樣本乃另行抽樣所 取得的，並不合括在正式研究的1486 個樣本內，擇題的標準與第一次預試相同。 經由第二次的預試，僅四個試題未能同時臻於上述兩項標準，故須被淘汰。由於所保留的總題數 過多，為了便於使用，且為求各分量表的題數均等，研究者以CR 值較高者作為擇題的第一標準;倘 若同一個分量表中，某些試題的CR 值相等，則比較其「項目與總分的相關J '以此作為擇題的第二標 準。編製完成的「國小學童同儕互動關係量表」包含八個分量表，每個分量表各5 題，全部共計40 題，其中「負向關係」所涵蓋的四個層面之試題皆為反向題，故須反轉計分。 3. 正式量表的信、效度分析 (1)信度分析 本量表的總量表之重測信度為0.822 '各分量表的重測信度為0.676~0.748 '顯示本量表的穩定 性尚佳。此外，本量表的總量表之Cronbachα 係數為 0.932 '各分量表的Cronbachα 係數為 0.682~

0.838

'顯示本量表的內部一致性尚佳。故綜合所述，量表的信度是可被接受的。 (2) 效度分析 a. 效標關連效度 本量表以研究者自編的「國小學童同儕互動關係檢核表」作為效標。此乃參考賴怡君(民 90) 所設計的「國小學童情緒適應檢核表」中， r 人際關係的處理」這項內涵編製而成，請級任導師來評 定。結果顯示:學生自陳的得分與導師的評分之間，有 0.289 的相關，達 0.001 顯著水準，由此可知量 表具有不錯的效標關連效度。 b. 建構效度 研究者以 LISREL8.53 版對量表進行驗證性因素分析，採用「整體模型適配度」來驗證量表的建 構效度。結果顯示:本量表的 x 2 _{值為 3985 .49}

_(p

_<.0

₁₎

_{，故量表的檢驗模型無法與觀察指標適配。} 但 x 2_{常受樣本人數大小影響;亦即樣本人數在一定規模時，} X 2f[直就容易達顯著，而模式也容易被

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究

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拒絕(黃芳銘，民 91 ;引自邱發忠、陳學志，民 92) 。再者，依據 Bagozzi

&

Yi (1988)

，以及 Hair

Jr.

,

Anderson

,

Tatham

& Bl

ack

(1998) 的論點，整體模式適配度考驗可用「絕對適配度J (含 OF!、 SRMR 、 RMSEA) 、「增值適配度J (含 NFl 、 NNF!、 CFI)、「精簡適配度J (含 PNFl 、 POFl) 等

幾個方面來評估(可|自邱發忠、陳學志，民92) ，故本研究乃據此評估「國小學童同儕互動關係量表」 的整體適配情形。結果顯示:僅OF!指標未達標準，其餘七個指標均符合可接受的標準，故本量表仍 真有不錯的建構效度。 綜合所述，顯示本量表具有良好的效度。 4. 建立常模 編製完「國小學童同儕互動關係量表」後，研究者也以「性別」、「年級別」來建立可供參照的 常模。 (三)修訂「國小學童t情緒智力量表」 1.修訂緣由及量表的內涵介紹 在進行研究之初，研究者依據研究目的選用了賴怡君(民90) 所編製的「國小學童情緒智力量 表 J '然而在評估其適用性時，發覺量表題數過多，試題的敘述句也較長，為了提高實用性與便利 性，研究者從七個分量表中各挑選出五題，並在保留原題意的原則下，將較長的敘述語句略做修正， 計分方法仍採用 Likert 五點量尺。此外，量表分為「自我情緒智力」與「人際情緒智力」兩個層面， 前者包含「認識自己的情緒」、「表達自己的情緒」、「管理自己的情緒」、「自我激勵」等四個分量 表;後者包含「認識他人的情緒」、「回應他人的情緒」、「人際關係的處理」等三個分量表，全部共 42 個題目，皆為正向題，得分越高表示受試者在該項能力的表現越佳。編擬好預試量表後，研究者 邀請數位四至六年級的國小老師與學生來審題，並綜合大家的意見，完成了預試問卷。 2. 量表的預試過程與結果 預試問卷確定後，以台北縣自強國小與頂溪國小的四至六年級，共計105 位學童做為預試樣本， 且這些樣本乃另行抽樣所取得的，並不含括在正式研究的1486 個樣本之內。篩選試題時，研究者以 I"CR 值大於 3J 且「項目與總分的相關大於0.3J 作為決斷的準則，每個試題須合乎這兩個標準始可被 保留。﹒根據本次的預試結果， 35 個試題皆臻於標準，可以被保留使用。 3. 修訂後的量表之信、效度分析 (1)信度分析 修訂後的總量表之重測信度為0.835 '各分量表的重測信度為0.633~0.796 '顯示其穩定性尚 佳。此外，修訂後的總量表之Cronbachα 係數為 0.954 '各分量表的 Cronbachα 係數為 0.726~

0.833

'顯示其內部一致性尚佳。綜合所述，修訂後的量表之信度是可被接受的。 (2) 效度分析 a. 效標關連效度 修訂後的量表以賴怡君(民 90) 所編製「團小學童情緒適應檢核表」作為妓標，請級任導師就 「自我情緒智力」、「人際情緒智力」的內涵中， I"管理自己的情緒」與「人際關係的處理」等兩項可 觀察的指標作評分。結果顯示:在「管理自己的情緒」方面，學生自陳的得分與導師的評分之間，有 0.183 的相關，達 0.05 顯著水準;而在「人際關係」方面，學生自陳的得分與導師的評分之間，有 0.319 的相關，達 0.001 顯著水準，故本量表具有不錯的效標關連效度。 b. 建構效度 研究者以 LISREL8.53 版對修訂後的量表進行驗證性因素分析，並以「整體模型適配度」來驗證 量表的建構效度。結果顯示:本量表的 x2 _{值為2517.18}

_(p

_<.01)

_{，故量表的檢驗模型無法與觀察指} 標適配。但x2_{常受樣本人數大小影響;亦即樣本人數在一定規模時，} X 2 值就容易達顯著，而模式

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教育心理學報

也容易被拒絕(黃芳銘，民 91 ;引自邱發忠、陳學志，民 92) 。再者，依據 Bagozzi

&

Yi (1988)

，以 及 Hair

Jr.

,

Anderson

,

Tatham

& Bl

ack

(1998) 的論點，整體模式適配度考驗可用「絕對適配度J (含 GFl 、 SRMR 、 RMSEA) 、「增值適配度 J (含 NFl 、 NNFI 、 CFr)、「精聞適配度 J (含 PNFl 、 PGFl) 等幾方面來評估(引自邱發忠、陳學志，民92) ，故本研究乃據此評估修訂後的「園小學童情 緒智力量表」的整體適配情形。結果顯示:修訂後的量表之整體模式適配度的八個指標，均達到可接 受的標準，所以真有良好的建構效度。 綜合所述，顯示本量表具有良好的效度。 (四)親子E動關係量表 本研究探用詹珮宜(民 89) 修訂鄭秋紅(民 82) 所編製的「親子互動關係問卷J '全量表共計 23 題，受試者在「身體互動」的得分越高，表示親子間的互動頻率越高;而受試者在「心理互動」的得 分越高，貝IJ表示親子間溫暖、親密與認同等心理感受度越強。此外，其親子互動關係可分成「眾頻心 繫」、「眾頻心離」、「聚疏心繫」、「聚疏心離」等四種類型。 再者，量表的總量表之 Cronbachα 係數值為 0.84 '分量表的 Cronbachα 係數則介於 0.64---"'0.78 之間，故其內部一致性信度頗佳。另外，主成分分析法的結果顯示: r 父親心理」分量表之試題可解 釋 36.82

%

r 父親心理」的總變異量; r 父親互動」分量表之試題可解釋 47.82

%

r 父親互動」的總變 異量;. r 母親心理」分量表之試題可解釋 40.的% r 母親心理」的總變異量; r 母親互動」分量表之 試題可解釋 5 0.63

%

r 母親心理」的總變異量，故量表具有良好的建構效度(詹珮宜，民 89) 。 三、實施程序 自民國九十二年七月起，研究者著手蒐集與相關的國內外文獻，經過詳讀與彙整後，至九十二年 、九月確定研究架構與範間。其後便根據研究目的來選擇研究工具，亦編擬「國小學童同儕互動關係量 表」、修訂「國小學童情緒智力量表 J '經預試後完成正式量表。之後進行正式施測時，對於位在台北 縣、市的學校，研究者會到場做施測。至於需要郵寄的學校， ~IJ 以電話告知，並輔以書面資料來說明 施測要點。問卷回收後，研究者以電腦套裝軟體 LISREL8.53 版與 SPSS lO .O 版進行統計分析。其中前 者是以「驗證性因素分析」考驗「國小學童同儕互動關係量表」、修訂後的「國小學童情緒智力量表」 之建構效度;後者則以「單因子多變量變異數分析」來考驗國小學童的同儕互動關係'是否因其個人 背景變項、家庭變項、情緒智力等因素之不同而有所差異，若整體考驗達 .05 顯著水準，則進行單變 量 F 考驗;若單變量 F 考驗亦達 .05 顯著水準'貝IJ以 Scheffe'e 法進行事後比較，以鑑別出各組的差異情 形。

結果

一、不同性別與年級的國小學童同儕E動關係之差異分析 (一)不同性別的國小學童同儕E動關係之差異 表 1 為不同性別的國小學童問儕互動關係的變異數分析摘要表，從中可知 A 值為 .878 '達 .001 顯 著水準，顯示不同性別之國小學章，其同儕互動關係有顯著差異。此外，研究者再就同儕互動關係的 各分量表進行單變量 F 考驗，結果顯示:在「正向關係」與「負向關係」上，男、女童的 F 值達 .001 的顯著水準 (F

(1,

848) =13.317 ' P <.001 ; F

(1,

848) =14.209 ' P <.ooll

'表示男女學童在此兩 部分有顯著差異，且在「正向關係」方面，女童的平均數高於男童;而在「負向關係」上，男童的平 均數高於女章。

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究

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.

此外，就各分量表的結果來看，在「正向關係」的「合作/利社會行為」、「信任/尊重」、「親 密/依附」中，男、女學童得分均達顯著差異 (F

(1

,

848) =34.865' p<.OOl ; F (1

,

848)

=8

.4

76' p<.Ol ; F

(1,

848) =10.984

'p<.ooIl' 且女童的平均數皆顯著高於男童。但「遊戲/聯 合活動」方面，性別之間的差異則不顯著 (F

(1

,

848) =.705

'p>.05) 。再者，就「負向關係」的部 分而言， r 支配/指使」、「衝突/攻擊」、「敵意/防衛」中，男、女學童的平均數亦達顯著差異

(F

(1

,

848) =20.301 'p<.OOl ; F

(1,

848) =34.230' p<.OOl ; F

(1,

848) =16

.4

02' p<.oo

Il'

且男童的平均數皆高於女章，但「競爭/嫉妒」則無性別上的差異(F

(1,

848)

=1.

485 '

p>.05) 。 綜合上述，本研究結果顯示:在「正向關係」其所涵蓋的三個層次上，女童的得分皆高於男童;而在 「負向關係」與其所涵蓋的三個層次上，男童的得分均顯著高於女童。 表 1 不同性別的國小學童同儕互動關係之變異數分析摘要表 (N=850) 分量表名稱

Wi1k's

lI. F 值 附註

.878***

正向關係

_13.317***

_女>男 合作/利社會行為

34.865***

女>男 遊戲/聯合活動

_.705n.s

信任/尊重

8.476**

女>男 親密/依附

10.984***

女>男 負向關係

_14.209***

_女<男 支配/指使

20.301 ***

女<男 衝突/攻擊

34.230***

女<男 競爭/嫉妒

1.

485 n.s.

敵意/防衛

16.402***

女<男 註 **p

<.01 ***p <.001

(二)不同年級的國小學童罔儕E動關係之差異 表 2 為不同年級的國小學童同儕互動關係的平均數與標準差，從中可知A 值為.931 '連 .001 顯著 水準，顯示不同年級的國小學童之同儕互動關係有顯著差異。 此外，研究者就國小學童問儕互動關係的各分量表進行單變量F 考驗，結果顯示:在「正向關係」 及其所涵蓋的「遊戲/聯合活動」、「信任/尊重」、「親密/依附」等層面中，上，各年級的F 值未

達 .05 顯著水準 (F

(2

,

847) =2.553 ' p>.05 ; F (2

,

847) =2.557 ' p>.05 ; F (2

,

847) =.888 ' p

>.05 ; F (2

,

847)

=1.

589 ' p>.05)

， 表示上述內涵並無年級間的差異;儘管如此，正向關係內酒中 的「合作/利社會行為J '其 F 值則達顯著水準，表示此一向度有年級間的差異，經事後比較發現: 六年級的得分顯著高於五年級。另外在「負向關係」上，各年級的F 值達.05 的顯著水準 (F

(2

,

847)

=1

1.

539 •

p

<.oo

Il

'表示不同年級的學童在此向度有顯著差異，且六年級的得分顯著高於五年級和 四年級。再者， r負向關係」中的「支配/指使」、「衝突/攻擊」、「競爭/嫉妒」、「敵意/防衛」 等分量表均顯示出一不同年級的學童其平均數皆達顯著差異(F

(2

,

847) =15.744' p<.OOl ; F (2

,

847) =6

.4

60' p<.Ol ; F (2

,

847) =7.685' p<.OOl ; F (2

,

847) =5.265'

p<.oIl' 從事後比較的

結果得知:六年級的學童其得分皆顯著高於四年級的學章。綜合所述，本研究結果顯示:正向關係的 「合作/利社會行為」、「負向關係」及其內涵的各個向度，均呈現六年級學童的平均數顯著高於五年 級或四年級的學童。

228

教育心理學報 表 2 不同年級的國小學童同儕互動關係之變異數分析捕要表 (N=850) 分量表名稱 正向關係 合作/利社會行為 遊戲/聯合活動 信任/尊重 親密/依附 負向關係 支配/指使 衝突/攻擊 競爭/嫉妒 敵意/防衛

Wilk's A

.931 ***

Ff直

2.553

n.s.

18.568*

2.557

n.s.

.888

n.s.

1.589

n.s.

11.539***

15.744***

6

.4

60**

7.685***

5.265**

事後比較 六年級>五年級 六年級>四年級、六年級>五年級 六年級>四年級、六年級>五年級 六年級>四年級 五年級>四年級、六年級>四年級 六年級>四年級、六年級>五年級 註 * p<.05 料 p<.01 料 *

p<.O

O1 二、不同家庭結構的國小學童罔儕 E動關係發展之差異 表 3 為不同家庭結構的國小學童同儕互動關係的變異數分析摘要表，由表 11 得知 A 值為 .976

'

達 .05 顯著水準，顯示不同家庭結構的國小學章，其同儕互動關係有顯著差異。其後研究者再就同儕 互動關係各分量表進行單變量 F 考驗，結果發現:在「正向關係」、「負向關係」上，不同家匯結構 的國小學童之 F 值達 .05 的顯著水準 (F

(1

,

848) =4.252 '

p

<.05 ; F (1

,

848)

=

1

1.

229 '

p

<.001)

，表示不同家庭結構的國小學童在這兩個向度有顯著差異，且雙親家庭的學童得分比單親家 庭的學童高;而在「負向關係」方面，單親家庭的學童之得分比雙親家庭的學童高。 此外，就同儕互動關係各分量表的結果來看，在「正向關係」的內涵中，r 遊戲/聯合活動」呈 現出不同家庭結構的學童，其得分的平均數皆達顯著差異(F

(1

,

848) =8.102'

p<.OI)' 雙親家庭 的學章之平均數高於單親家庭的學童。不過，在「合作/利社會行為」、「信任/尊重」、「親密/依 附」等分量表中，家庭結構的差異則不顯著(F

(1

,

848)

=1.

292 'p>.05 ; F

(1,

848) =2.946 'p

>.05 ; F

(1,

848) =2

.4

63 '

p>.05) 。再者，就「負向關係」的內涵而言，在「衝突/攻擊」、「競 爭/嫉妒」、「敵意/防衛」等分量表中，均呈現出二種家庭結構的學童，其平均數有顯著差異 (F

(1,

848) =9.037 '

p

<.01 ;

F

(1,

848) =10.282 '

p

<.oo

l)

，且單親家庭的學章，其得分高於雙親家 庭的學童;儘管如此，在「支配/指使」的分量表中，家庭結構的差異並不顯著(F

(1

,

848)

=2.549 '

p

> .05

)。

綜合所述，本研究結果顯示:在「正向關係」及其內涵中的「遊戲/聯合活動 J '家庭結構為 「雙親家庭」者，其得分皆高於「單親家庭」者;反之在「負向關係」與其內涵中的「衝突/攻擊」、 「競爭/嫉妒」、「敵意/防衛 J '家庭結構為「單親家庭」的國小學童，其得分皆顯著高於「雙親家 庭」的學童。

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究 表 3 不同家庭結構的圓小學童同儕E動關係之變異數分析摘要表 (N

=

850)

229

.

分量表名稱 正向關係 合作/不IJ社會行為 遊戲/聯合活動 信任/尊重 親密/依附 負向關係 支配/指使 衝突/攻擊 競爭/嫉妒 敵意/防衛

Wilk's A

.976*

F 值

18.252*

1.292

n.s.

8.102**

2.946

n.S.

2

.4

63

n.s.

11.229***

2.549

n.s.

9.037**

10.282***

9

.1

06**

附註 雙親>單親 雙親>單親 雙親<單親 雙親<單親 雙親<單親 雙親<單親 註 *

p

<.05 料 p<.Ol

***

p<.O

O1 三、不同親子互動關係的團小學童同儕互動關係之差異分析 (一)父子巨動關係與國小學童同儕 E動關係之分析 表 4 為不同的父子互動關係的國小學童，其同儕互動關係的變異數分析摘要表。由表中得知 A 值 為 .830 '達 .001 顯著水準，顯示不同的父子互動關係的國小學童，其同儕互動關係具有顯著差異。其 後研究者再就同儕 E 動關係各分量表進行單變量 F 考驗，結果顯示:在「正向關係」與「負向關係」 上，不同父子互動關係的國小學章，其 F 值皆達 001 的顯著水準 (F

(3

,

846) =36.678 '

p<.OOI ; F

(3

,

846) =17.643

'p<.oo l)' 表示不同父子互動關係的國小學童在此兩部分有顯著差異。 此外，就同儕互動關係各分量表的結果來看，在「正向關係」的內 j函中， I"合作/利社會行 為」、「遊戲/聯合活動」、「信任/尊重」、「親密/依附」等分量表均呈現出不同父子互動關係的 學章，其得分的平均數皆達顯著差異 (F

(3

,

846) =32.575'

p<.OOI ; F

(3

,

846) =27

.4

47'

p

<.001 ;

F

(3

,

846) =26.998 '

p<.OOI ; F

(3

,

846) =26.639 '

p<.Oon 。其次，就「負向關係」的 內涵而言， I"支自己/指使」、「衝突/攻擊」、「競爭/嫉妒」與「敵意/防衛」等分量表亦顯示出不 同的父子互動關係的學童，其平均數皆達顯著差異 (F

(3

,

846) =10.004

'p<.OOI ; F

(3

,

846)

=16.106 '

p

<.001 ;

F

(3

,

846) =8

.1

28 '

p

<.001 ;

F

(3

,

846) =15.119 '

p

<.00 1) 。 最後，研究者再就 F 值達顯著的部分以 Scheffe'e 法進行事後比較。其中「正向關係」及其內涵中 的「合作/利社會行為」、「遊戲/聯合活動」、「信任/尊重」、「親密/依附」等分量表，均顯示 出父子互動關係為「眾頻心繫」的學童，其平均數皆顯著高於「艱巨戒心繫」、「憊疏心離」的學童。 此外，父子互動關係為「緊頻心離」者，其平均數亦顯著高於「聚疏心離」的學童。不僅如此，在 「正向關係」及內涵中的「信任/尊重」方面，父子互動關係為「眾疏心繫」的學童，其平均數也顯 著高於「聚疏心離」的學童。至於在「負向關係」及其內 j函中的「支配/指使」、「衝突/攻擊」、 「競爭/嫉妒」、「敵意/防衛」等分量表上，均呈現出「眾頻心離」、「眾疏心離」的學童，其平均 數顯著高於「聚頻心繫」、「聚疏心繫」者。此外，在「負向關係」及其內 i函中的「支自己/指使」、 「衝突/攻擊」上，亦呈現「聚頻心離」者其平均數顯著高於「眾疏心繫」者。另外，在負向關係 J 及其內涵中的「衝突/攻擊」、「敵意/防衛」方面，可看出「眾疏心離」的學童其平均數也顯著高

·

230

.

教育心理學報 於「聚疏心繫」的學章。 綜合所述，本研究結果顯示:父子互動關係的屬於「聚頻心繫」型的學畫，在量表中「正向關係」 與其各向度的得分上皆顯著高於「聚疏心離」型的學童;反之在「負向關係」及其各分量表上，父子 互動關係的屬於「聚疏心離」型的學章，其得分皆顯著高於「眾頻心繫」型的學童。 表 4 不同父子互動關係的國小學童同儕互動關係之變異數分析摘要表 (N=850) 分量表名稱

Wilk's A

F{t直 事後比較

.830***

正向關係

_36.678***

_{眾頻心繫>眾頻心離、眾頻心繫>緊疏心繫} 眾頻心繫>眾疏心離、眾疏心繫>緊疏心離 合作/利社會行為

32.575***

眾頻心繫>眾 jffit心繫、眾頻心繫>眾疏心離 眾頻心離>眾疏心離 遊戲/聯合活動

_27.447***

_{眾頻心繫>眾頻心離、緊頻心繫>眾 jffit心繫} 眾頻心繫>懸疏心離、眾頻心離>眾疏心離 信任/尊重

_26.998***

_{眾頻心繫>緊疏心繫、眾頻心繫>眾疏心離} 眾頻心離>眾疏心離、眾疏心繫>眾疏心離 親密/依附

26.639***

眾頻心繫>眾疏心繫、眾頻心繫>眾 jffitι、離 眾頻心離>聚疏心離 負向關係

_17.643***

_{眾頻心離>眾頻心繫、眾頻心離>眾疏心繫} 眾疏心離>眾頻心繫、眾疏心離>眾疏心繫 支配/指使

10.004***

眾頻心離>眾頻心繫、眾頻心離>聚疏心繫 眾疏心離>眾頻心繫 衝突/攻擊

16.106***

眾頻心離>眾頻心繫、眾頻心離>頁頁疏心繫 眾疏心離>緊頻心繫、眾疏心離>男主疏心繫 競爭/嫉妒

8.128***

眾頻心離>緊頻心繫、眾疏心離>男主頻心繫 敵意/防衛

15.119***

眾頻心離>緊頻心繫、眾疏心離>聚頻心繫 眾疏心離>眾疏心繫 註料 *p

<.001

(二)母子E動關係與國小學童同儕E動關係之分析 表 5 為不同母子互動關係的國小學童，其同儕互動關係的變異數分析摘要表，由表可知A 值 為 .790 '達 .001 顯著水準，顯示不同母子互動關係的國小學章，其同儕互動關係具有顯著差異。之後 研究者再就同儕互動關係各分量表進行單變量 F 考驗，結果顯示:在「正向關係」與「負向關係」 上，不同母子互動關係的國小學童之 F 值皆達 .001 的顯著水準 (F

(3

,

846) =56.079

'p<.OOl ; F

(3

,

846) =17.643'

p<.ool)'表示不同母子互動關係的國小學童在此兩部分有顯著差異。 此外，就同儕互動關係各分量表的結果來看，在「正向關係」的內涵中，I"合作/利社會行 為」、「遊戲/聯合活動」、「信任/尊重」、「親密/依附」等分量表均呈現出不同母子互動關係的 學童，其得分的平均數皆達顯著差異(F

(3

,

846) =46.621

'p<.OOl ; F

(3

,

846) =38.892'

p

<.001 ; F (3

,

846) =38.822 '

p

<.001 ; F (3

,

846) =44.924 '

p<.00 1) 。其次，就「負向關係」的 內涵而言， I"支配/指使」、「衝突/攻擊」、「競爭/嫉妒」與「敵意/防衛」等分量表亦顯示出不 同母子互動關係的學童，其平均數也皆達顯著差異 (F 汀， 846)

=7.740'

p<.OOI ; F

(3

,

846)

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究

·

231

=12.908 '

p

<.001 ;

F

(3

,

846) =8.706 '

p

<.001 ;

F

(3

,

846) =19.103 '

p <.oo l)。 最後，研究者再就 F 值達顯著的部分以 Scheffe'e 法進行事後比較。其中「正向關係」及其內 i 函中 的「合作/利社會行為」、「遊戲/聯合活動」、「信任/尊重」、「親密/依附」等分量表，均顯示 出母子互動關係為「眾頻心繫」、「眾頻心離」的學童，其平均數分別與「眾疏心繫」、「聚疏心離」 的學童有顯著差異，且前兩者的得分皆顯著高於後兩者。另外在「負向關係」及其內涵中的「衝突/ 攻擊」、「競爭/嫉妒」與「敵意/防衛」等分量表則顯示出一母子互動關係為「緊疏心離」的學 童，其平均數顯著高於「聚頻心繫」、「聚疏心繫」者，且「聚頻心離」者亦顯著高於「眾頻心繫」 者。而在「支配/指使」的向度上，則顯示出「眾頻心離」、「聚疏心離」者，其得分顯著高於「眾 頻心繫」的學童。 綜合所述，本研究結果顯示:母子互動關係屬於「聚頻心繫」型的學章，在「正向關係」與其內 涵中的分量表之得分皆顯著高於「聚疏心離」型的學童;至於在「負向關係」與其各內涵的分量表 中， I"眾疏心離」型的學章之得分皆顯著高於「聚頻心繫」型的學章。 表 5 不同母子互動關係的國小學童同儕E動關係之變異數分析摘要表 (N=850) 分量表名稱

Wilk's

ll. F 值 事後比較

.790***

正向關係

_56.079***

_{眾頻心繫>聚疏心離、眾頻心繫>眾疏心繫} / 眾頻心離>眾疏心離、哥去頻心離>緊疏心繫 合作/利社會行為

46.621 ***

東頻心繫>聚疏心離、眾頻心繫>眾疏心繫 東頻心離>眾疏心離、眾頻心離>聚疏心繫 遊戲/聯合活動

_38.892***

_{眾頻心繫>眾疏心離、東頻心繫>眾疏心繫}

眾頻心離>眾疏心離、眾頻心離>眾疏心繫

信任/尊重

_38.822***

_{東頻心繫>聚疏心離、眾頻心繫>聚疏心繫} 眾頻心離>眾疏心離、思頻心離>荒要疏心繫 親密/依附

44.924***

思頻心繫>眾疏心離、眾頻心繫>眾疏心繫 眾頻心離>眾疏心離、眾頻心離>聚疏心繫 負向關係

_17.643***

_{眾頻心離>聚頻心繫、聚疏心離>聚頻心繫} 東疏心離>眾疏心繫 支配/指使

7.740***

東頻心離>眾頻心繫、眾疏心離>聚頻心繫 東疏心離>眾疏心繫 衝突/攻擊

12.908***

眾頻心離>眾頻心繫、思疏心離>眾頻心繫 眾疏心離>聚疏心繫 競爭/嫉妒

8.706***

東頻心離>眾頓心繫、東疏心離>眾頻心繫 敵意/防衛

19.103***

軍頻心離>碧空頻心繫、眾疏心離>眾頻心繫 思疏心離>眾疏心繫 註***

P <.001

四、國小學童的情緒智力與同儕E動關係之差異分析 在進行這部分的探討之前，研究者乃先以情緒智力為自變項，將學童的情緒智力總分依平均數 上、下各一個標準差區分成「高分組」與「低分組J '其中高分組的得分介於132 分~158 分之間，低

·

232

.

教育心理學報 分組的得分介於 106 分 ~131 分之間。之後再以同儕互動關係為依變項，採用單因子多變項變異數分 析，據此探討不同情緒智力組別的國小學章，其同儕互動關係是否有差異。 表 6 貝IJ 為不同情緒智力組別的國小學童其同儕互動關係變異數分析摘要表。從表可知 A 值 為 .759 '達 .001 顯著水準，顯示情緒智力組別不同的國小學童，其同儕互動關係具有顯著差異。之後 研究者再就同儕互動關係各分量表進行單變量 F 考驗，結果顯示:在「正向關係」與「負向關係」 上，情緒智力組別不同的國小學童之 F 值皆達 .001 的顯著水準 (F

(1,

587) =162.212 'p<.OOI ; F

(1,

587) = 18.171

'p<.OOI)' 表示不同情緒智力組別的國小學童，在這兩個向度上具有顯著差異。 其中在「正向關係」上，情緒智力為「高分組」的學童，其平均顯著高於「低分組」的學童;但在 「負向關係」方面，情緒智力屬於「低分組」的學童，其平均則顯著高於「高分組」的學章。 此外，就同儕互動關係各分量表的結果來看，在「正向關係」的內 j函中， I"合作/利社會行 為」、「遊戲/聯合活動」、「信任/尊重」、「親密/依附」均呈現出情緒智力為高分組與低分組的 國小學章，其平均數皆達顯著差異 (F

(1

,

587) =122.975' p<.OOI ; F (1

,

587) =82.927' p

<.001 ; F

(1,

587) =96.633 '

p

<.001 ; F (1

,

587) =113.823 '

p

<.oo

Il

'且高分組的學童得分皆 高於低分組的學童。其次，就「負向關係」的內涵而言，I"支配/指使」、「衝突/攻擊」、「競爭/ 嫉妒」與「敵意/防衛」等分量表亦顯示出:↑青緒智力為高分組與低分組的國小學章，其平均數均達 顯著差異 (F

(1,

587) =6.738 'p<.OI ; F (1

,

587) =24.103 'p<.OOI ; F (1

,

587) =5.330' p

<.05 ;

F

(1

,

587) =18.304 '

p

<.oo

Il

'且低分組的學童得分皆高於高分粗的學章。 綜合所述，本研究結果顯示出一情緒智力屬於「高分組」的國小學童，在同儕互動關係的「正向 關係」及其所涵蓋的各個分量表中，得分皆顯著高於「低分組」的學童;而情緒智力屬於低分組者， 在「負向關係」及其所涵蓋的各分量表中，其得分皆顯著高於高分組的學童。 表 6 不同情緒智力的國小學童同儕E動關係之變異數分析摘要表(N=589) 分量表名稱

Wilk's A

F 值 附註

.759***

正向關係

_162.212***

_{高分組>低分組} 合作/利社會行為

122.975***

高分組>低分組 遊戲/聯合活動

_82.927***

_{高分組>低分組} 信任/尊重

_96.633***

_{高分組>低分組} 親密/依附

113.823***

高分組>低分組 負向關係

_{18.171 ***}

_{高分組<低分組} 支配/指使

6.738**

高分組<低分組 衝突/攻擊

24.103***

高分組<低分組 競爭/嫉妒

5.330*

高分組<低分組 敵意/防衛

18.304***

高分組<低分組 註 *p <.05 料 P

<.01 ***

P <.001

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究 結論與建議

233

.

一、結論 (一)不同性別的國小學童同儕互動關係之差異分析 根據本研究結果，可知男、女學童在「國小學童同儕互動關係量表」的得分有顯著差異，其中在 「正向關係」及其內涵中的「合作/利社會行為」、「信任/尊重」、「親密/依附」等向度上，女生 的得分均顯著高於男生;但是「遊戲/聯合活動」的層面中，性別的差異並不顯著。此外，在「負向 關係」及其內涵中的「支自己/指使」、「衝突/攻擊」、「敵意/防衛」等向度上，男生的得分皆顯著 高於女生;但是「競爭/嫉妒」的層面上，性別的差異則不顯著。關於上述結果的成因，可從不同的 角度來切入探討，茲分述如下: 首先，不同性別的兒童，在選擇避戲項目時就有差異存在，其所帶來的人際互動影響也由此而 生。一般而言，男生喜歡動態的、粗擴的、偏重肢體活動的、結構性較低的遊戲;而女生則傾向於靜

態的、能賦予較多情感交流的活動，比如繪畫，或玩扮家家酒 (Gifford-Smith

&

Brownell

,

2003

;黃 牧仁譯，民 88) 。由於他們對遊戲活動偏好的不同，使得男生在與同儕互動時，容易出現較多的衝突 場面或攻擊行為，進而助長 7 其負向的同儕互動關係;相反地，女生則會培養出高品質的社會互動與 合作行為(黃牧仁譯，民 88) ，從而促進了她們正向的同儕互動關係。 其次，社會上多半鼓勵男孩子參與競爭性的奮門，而不太認同他們有太多的同情行為(吳立嫣 譯，民 76) 。此外，女孩常被鼓勵要扮演「情感性的角色 J '譬如要仁慈、有愛心、能敏銳的覺察他 人的需求等;但男孩卻被期許成為具有支配力、果斷力、譚力、喜好競爭的人(林翠楣譯，民 84) 。 正因為男、女生在長期的性別分化與教養過程中，受到不同面向的引導，故其社會發展會有所差異。 再者，不同性別的兒童，在與同儕互動來佳時，會有不同的形式與內涵。例如:

Ladd

(I

999)

的研究發現一男生與同儕互動時，多半以「團體」的型態出現，但女生卻可能只跟一、二位親密的同 性伙伴來往。不僅如此，女生亦著重與同儕好友間的相似性、親密感、高度的自我揭露、與相互支持 的關係。相形之下，雖然男生也會有最要好的朋友，卻不像女生那麼關注彼此的親密性，排他性也不 會那麼強(吳立嫣譯，民76) 。 綜合所述，可看出性別在兒童同儕互動發展上所產生的差異;然而還有其他因素影響著男、女學 童的同儕互動，使得前者言行舉止較為自然不拘、真實而率真，而後者卻較容易順服於同儕團體，展 現合作利他的行為，因此，針對男童的研究結果不宜予以標籤化，而應鼓勵男女生朝向均衡的發展方 向，使其能在所處的同儕團體中，建立起互信互助、和諧融洽的互動關係。 (二)不同年級的國小學童同儕互動關係之差異分析 根據本研究結果，顯示不同年級的學童在「國小學童同儕互動關係量表」的得分有顯著差異其中 在「正向關係」內涵中的「合作/利社會行為」存有年級差異，且六年級的得分顯著高於五年級;但 是「遊戲/聯合活動」、「信任/尊重」、「親密/依附」等向度上，年級的差異並不顯著。此外，在 「負向關係」及其內涵中的「支配/指使」、「衝突/攻擊」、「競爭/嫉妒」、「敵意/防衛」等向度 上，也存在著年級的差異，且六年級的得分皆顯著高於四年級;不僅如此，在「負向關係」、「支配 /指使」、「敵意/防衛」方面，六年級的得分亦顯著高於五年級。整體而言，本研究的結果與多位 學者的論述相近似，茲分述如後。

Boggiano 、 Klinger與 Main (1986) 曾指出一見童的同儕關係會因為年齡而有所不同。根據

Selman與 J

aquette

(1977) 所提的五階段發展論中，十二歲(六年級)以上的兒童已開始進入「自發

·

234

.

教育心理學報 享。再者， Sullivan 也會針對年齡較大的兒童，探討其友誼關係，從中發現到一此時期的兒童對於自 己與他人之間的給受關係，有了一番新的體認;他們會思考: r 我該怎麼做，才能使值得我關懷的好 朋友快樂，或使他在感受上得到肯定與支持?

J

(引自吳立嫣譯，民 76) 。不僅如此，有學者認為年 長的兒童其社會訊息的處理能力較佳，所以比年幼的兒童更能覺察出需要幫忙的訊號或線索，進而提 供協助(林翠楣譯，民 84) 。由此可知，隨著年齡的增長，兒童越能展現同理他人、協助他人、關懷 他人需求等利社會行為。綜合以上的論述，並對照本研究的結果，發現在「合作/利社會行為」的向 度上，六年級的學章得分最高，與上述的研究結果頗為相符。 儘管如此，本研究在負向的同儕互動關係中，卻也發現六年級學童的得分顯著高於四年級或五年 級的學章，此結果也與幾位學者的觀點相近似。例如:

Hartup

(1974) 曾提出一「敵意性的攻擊會隨 著年齡的增長而增加。」此乃是源於年長的兒童具有較嫻熟的角色取替能力(

perspective-taking

ability)

，較能推斷他人的動機和:藍圖;因此在同儕互動的過程中，若同伴表現出傷害性的行為，他們 會比年幼的兒童更敏於偵測出攻擊意向，進而對攻擊者施予報復。」此外，

Loeber

(1982) 也指出一 打架與敵意攻擊的高峰是在青少年初期(十三~十五歲)，之後才會逐漸下降(引自林翠酒譯，民

84)

;而六年級的學童正值前青春期，與上述的階段十分接近，加以這時期的兒童身心狀態已開始產 生變化，因生理因素而導致衝動性增加，可能也是助長其負向同儕互動的緣由。 綜合言之，根據本研究的結果，顯示六年級是同儕互動發展的重要時期，因此站在教育的立場， 家長與老師應多花一些時間，去關切其與同儕相處的情形，並適時的提供協助與引導，使他們能朝著 正向利他的方向去發展，以增進其人際關係的圓滿與和諧。 (三)不同家庭結構的國小學童同儕互動關係之差異分析 根據本研究結果，可知雙親家庭的學童在同儕互動關係方面，比單親家庭的學童更能融入同儕團 體的遊戲、活動，與大家愉快地玩樂在一起。相反地，單親家庭的學童較容易與同儕發生衝突，較會 與人競爭、比較，或嫉妒他人，且內在的敵意感和防衛心也比較強。整體而言，本研究結果與國內外 諸多的研究結果相符，茲分述如後。Marsha與 Barbara (1983) 的研究顯示:單親兒童比完整家庭的 兒童有較強的孤立性，其社會網絡也不太穩定。此外，由於單身的父母必須為生活外出工作，無法常 陪伴孩子參與競賽活動或遊戲，無形中降低了孩童與朋友交往互動的頻率，人際關係也會受到影響。 故單親家庭的兒童常自覺社會能力較差，難以融入同儕團體的遊戲，或跟同儕一塊兒發展出共同喜好 的活動(可|自劉永元，民77) 。另外，吳靜樺(民83 )則指出一單親子女可能因家務的分擔，無形中 減少了與同儕相處的機會，使其人際互動較為淡漠、疏離。在本研究中，發現單親兒童較難融入同儕 團體的遊戲和活動，也較難發展出正向的同儕互動關係，與上述的研究結果頗為一致。 此外，在本研究中，亦發現單親見童在「負向關係」與其所涵蓋的幾個層面上，得分皆顯著高於 雙親家庭的兒童，此結果與多位學者的觀點相近似。首先，父母的婚姻問題並不是偶發的，而是漫長 的衝突過程，它影響兒童生活適應與身心發展甚鉅，容易導致兒童的情緒問題，並產生攻擊或反社會 行為(可|自何美瑤，民9 1)。其次，吳靜樺(民的卜黃彩雲(民87) 也歸納出一單親家庭的子女自 覺與眾不同，而顯得自卑、退縮、情感較為冷漠，尤有甚者，可能因情緒困擾轉以攻擊行為來宣洩， 致使人際適應產生困難，不易與人產生良好互動。 由上可知，家庭結構的解組，或使兒童的心靈蒙受了壓力和陰影，或須擔負較多的家務與責任， 因而變得較為敏感、早熟，長期下來可能為其成長埋下不利的因子，若無法獲得良好的引導，很可能 會出現行為偏差，影響了他們的同儕互動關係。正因如此，家庭結構的完整與否，在兒童同儕關係的 發展上有其重要性;特別是單親兒童所要面臨的考驗，又比雙親兒童來得更多，故此現象既是一種警 訊，亦是值得關切、且未來亟需重視的課題。

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究

235

.

(四)不同親子互動關係的國小學童同儕互動關係之差異分析 根據本研究的結果，發現若親子問能有較多的相處互動時間，且在心靈層面上保有溫暖、支持、 認同、隸屬等感受，貝 IJ 兒童在正向的同儕關係上，會有較為良好的表現。反之，若親子之間鮮少來往 或交流，且雙方在心理互動上較為疏遠，欠缺了對彼此的依附感或歸屬感，貝IJ兒童在與同儕相處互動 時，會面臨較多阻礙。整體而言，本研究的結果與國內外多位學者的觀點、論述相符，茲分述如後。 許多學者都一致認為兒童與同儕的友誼發展能力，源自於家庭內部的人際關係 (Hartup，

1974 ;

Cassidy

&

P訂恤，

1992 ; Carson

&

Park巴，

1996)

，這當中又以親子互動關係最具影響力;之所以如此，

是因為親子之間情緒的表達方式，與情感交流的內涵，會在無形中影響兒童傳遞情感的技巧，使得善

於表露正向情感的兒童，較容易受到同儕的歡迎與接納 (Carson

&

Parke

,

1996) 。此外，研究發現若

父母對孩子的訊息能適當反應、能適度滿足孩子的需求，則孩子會比較有安全感，也擁有較佳的社交 能力(曾端真，民的)。 再者，從依附理論的角度來看，安全依附型的孩童在與人互動時，能表現出較高的合作性、對人 比較友善、個性較為外向而不自閉。不僅如此，他們與同儕一起遊戲時，展現出有效的社會技巧，能 巧妙地化解衝突，因而成為大家的好朋友與好伙伴(黃牧仁譯，民 88) 。此外，由於安全依附型的兒 童較能體會他人的需求和感覺，所以能擁有較多知心的朋友，享有較多的社會支持，在團體中也能受 到歡迎和肯定(賴怡君，民 90) 。相形之下，不安全依附風格的兒童，有些會對同儕產生疏離或負面 的觀感，使他們易受同儕的排擠與攻擊，讓同儕敬而遠之(黃牧仁譯，民 88) 。 歸納言之，依附關係也屬於親子互動關係的範疇，以安全依附型的兒童為例，在其成長過程中， 父母不僅願意花多時間與他們相處互動，還能適度回應他們的需求，使孩子能視父母為安全的堡壘， 對父母產生隸屬感、信任感，將這種穩定可靠的親子互動模式深植心中，進而拓展到日後與同儕人際 關係;反之，就不安全依附風格的兒童來說，由於他們從照顧者的表現經驗到較多的拒絕或忽視，缺 少了溫暖及撫慰，對人容易產生敵意和不信任感，人際關係的發展也會受到阻礙。 此外，如果兒童與父母間的互動關係較為負向或衝突，貝 IJ 會使他們的成長遭受到較大的困難

(Yih-Lan

Li

u

,

2003) 。舉例來說，若兒童常經驗到來自父母的批評、指責或嚴苛的要求，讓彼此的互 動陷入緊張不安的危機中， WJ 此負面關係會內化到孩童的心裡，使他們容易表現出攻擊、侵略等行

為，或因自尊受到威脅而變得退縮，害怕與人接觸，進而造成同儕關係的傷害 (Carson

&

Parke

,

1996) 。 整體言之，本研究的結果與上述的論點頗為相符，亦即親子互動關係的良暉，會反映在孩子同儕 關係的發展上，這在兒童發展與親職教育領域中，是值得關切與重視的議題。 (五)不同情緒智力表現的國小學童同儕E動關係之差異分析 根據本研究的結果，可看出情緒智力良好的學童，較能與人合作、展現利他行為;此外，他們較 能融入同儕閻體的遊戲和活動，能夠獲得大家的信任與尊重，也較能對同儕產生親密感、隸屬感，所 以整體而言，他們較有能力發展出正向的同儕互動關係。相反地，情緒智力較差的學童，容易支配或 指使他人，易與人發生衝突和紛爭，較常興起競爭、比較之心，對人的敵意感、防衛心也較強。正因 如此，他們比較有可能發展出負向的同儕互動。綜合言之，本研究的結果與國內外多位學者的觀點或 論述相近似，茲分述如後。 Malouff 與 Schutte (1998) 指出一情緒智力表現較優的人，具有較好的社會適應力，與較高明的 社交技巧;而後者正是個體與人互動、接觸時的潤滑劑，因此高 EQ 的人，由於他們較能同理別人、 較能與人合作、也懂得用多樣的訊息去推斷別人的情緒狀態，所以能建立較良好的人際關係，受到大 家的喜愛與歡迎(引自 Schutte

et

泣， 2001 )。 再者， Salovey 與 Mayer (1990) 視情緒智力為社會智力的一類，而社會智力是個人瞭解別人並

·

236

.

教育心理學報 妥善經營人際關係的能力，因此高 EQ 者，在覺察自我情緒、妥善管理自我情緒之餘，還能瞭解他人 的情緒，並具有維繫人際關係的能力(引自黃惠惠，民 9 1)。另外 Goleman (1995) 也強調 在人與 人建立關係、維持關係上，情緒智力扮演了重要的角色;故兒童掌握他人情感的能力，以及對自身情 感的收放能力，影響著他們能否發展出良好的人際關係。其中前者是人際關係的高度藝術，需要兒童 在必要時表現自制力，先克制自己的情緒，進而發揮同理心，能用他人的角度設身處地為人著想;後 者則使兒童展現出迷人的個性，讓同儕樂於與之來往或親近，故容易成為群體中受歡迎的人物。 在國內研究方面，陳騏龍(民 90) 也發現:兒童的情緒智力與人際關係具有正相關;意即兒童 的情緒智力越高，人際關係會越好。另外，賴怡君(民 90) 亦認為一在情緒智力指標中，若見童的 人際關係越好、在人際間越具有問題協商的能力，貝IJ較為同儕所接納和喜愛，且同儕適應的情況也會 越良好。此外，陳彥穎(民 90) 歸納出一若見童在情緒智力的表現上，若反應出較差的人際情緒與 自我情緒之因應能力，就會具有較多的負向情緒，使其在與他人互動上較難平穩順暢。 整體言之，本研究的結果與上述的論點頗為相符，且正因為情緒智力在兒童同儕互動關係發展上 有其重要性，所以，對兒童情緒智力的涵養，將是未來教育領域中，值得重視與落實的方向。 二、建議 (一)重視兒童同儕巨動關{系的經營與發展 為了協助兒童獲得更良好的適應與發展，家長和老師應多關切孩童與同儕相處的情形。以性別為 例，基於男女童在本研究所呈現出的同儕互動關係之差異，所以宜在日常生活中多涵養男童的同理心 與敏銳度，使他們學習與人合作、懂得為人著想，以增進其同儕互動的品質。再者就年級而論，由於 六年級的學章認知能力較為成熟，使他們較善於覺知或推斷同儕的行為動機和意圖，因此家長與為人 師表者，宜鼓勵他們將這項能力展現於助人行為上，藉由積極正向的轉化，減少不必要的人際衝突與 紛爭，進而提升他們的同儕互動關係。 (二)提供單親兒童支持與協助，使其身心發展獲得良好的引導 鼓勵單親兒童多參與同儕團體的遊戲和活動，使其在自然的情境中與人相處互動，以培養出共同 的興趣和喜好，將能增進其同儕關係。不僅如此，家長或老師應多關切他們情緒發展，特別當兒童對 於父母的缺席有怨恨或不滿時，可藉由傾聽的技巧，提供他們抒解情緒的管道，避免因長久的積壓， 導致人際互動的障礙。此外，輔導人員可將這類兒童組成小團體，藉由共同經驗的分享，凝聚相互的 支持力量:亦可篩選出較有需要的兒童，為他們提供個別化的諮商服務，凡此種種，對其生活適應與 社會行為的發展，將會是一股重要的助力。 (三)重視親子關係的經營，培養良好的親子互動模式

客體關係理論學者 Winnicott 認為一父母教養子女時， I"夠好 J

(good

enough) 的態度是必要的

(引自楊添圓、周仁宇譯，民88) ;亦即父母不宜事事都採過高的標準苛求子女，而應具有彈性和包 容心，多以鼓勵代替責備，如此才能提供一個支持的環境(holding

environment)

，讓子女在充滿安全 與溫暖的氛圍中，對未來保有信心與希望。 (四)加強情緒教育的落實與推廣 家庭與學校應提供兒童學習處理情緒、培養情緒智慧的機會。首先，父母表達自身情緒、管理情 緒自身情緒的能力將會對兒童產生潛移默化的影響，所以重視身教與言教，是在家庭中涵養兒童情緒 智力的不二法門。其次，教師可將情緒發展與人際關係做結合，一起融入教學活動中，藉由說故事或 角色扮演的方式，讓兒童從中觀察不同角色因應情感、傳遞情感的方法。再者，針對有情緒困擾或人 際互動困難的見童，輔導室可藉由個別諮商或團體輔導，讓兒童能在專業人員的引領下，逐漸習得掌 握自身情緒的能力，同時培養合宜的情緒表達方式。

家庭結構、親子、情緒與同儕之研究

237

.

(五)對未來研究的建議 在研究變項上，從學者們的研究發現:與見童同儕互動關係有關連的因素很多，例如兒童與手足 間的關係、出生序、見童本身的氣質等，故未來的研究可總續探討之。此外，亦可擴大研究範圍，增 加取樣的年齡層，如此可更明確看出兒童的同儕互動關係，隨年齡增長所產生的改變。

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收稿日期: 2004 年 07 月 21 日 一稿修訂日期: 2004 年 11 月 04 日 二稿修訂日期: 2004 年 11 月 23 日 接受刊登日期: 2004 年 11 月 23 日