家庭社經地位、父母教養方式及作為對青少年學習表現之影響

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行政院國家科學委員會專題研究計畫成果報告

家庭社經地位、父母教養方式及作為對青少年學習表現之

影響(第 2 年)

研究成果報告(完整版)

計畫類別：個別型計畫編號： NSC 96-2412-H-004-006-MY2 執行期間： 97 年 08 月 01 日至 98 年 10 月 31 日執行單位：國立政治大學社會學系計畫主持人：關秉寅計畫參與人員：博士班研究生-兼任助理人員：王枝燦報告附件：出席國際會議研究心得報告及發表論文處理方式：本計畫可公開查詢

中華民國 99 年 01 月 31 日

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行政院國家科學委員會補助專題研究計畫



成果報告

□期中進度報告

家庭社經地位、父母教養方式及作為對青少年學習表現之影響

計畫類別：



個別型計畫 □ 整合型計畫

計畫編號：NSC 96－2412－H－004－006－MY2

執行期間：96 年 8 月 1 日至 98 年 12 月 31 日

計畫主持人：關秉寅

共同主持人：

計畫參與人員：盧科位、王枝燦

成果報告類型(依經費核定清單規定繳交)：□精簡報告



完整報告

本成果報告包括以下應繳交之附件：

□赴國外出差或研習心得報告一份

□赴大陸地區出差或研習心得報告一份



出席國際學術會議心得報告及發表之論文各一份

□國際合作研究計畫國外研究報告書一份

執行單位：國立政治大學社會學系

中華民國 99 年 1 月 30 日

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中文摘要本研究計畫的主要目標是利用「台灣教育長期追蹤資料庫」於 2001 及 2003 年蒐集之第一波及第二波的資料，分析國中生及高中職五專生所知覺之父母教養方式，以及家庭社經地位與教養方式之間的關係。本研究利用 Mplus 對與教養方式相關的類別變項，從事兩個階段之探索性及驗證性因素分析。第一階段研究是分別探索父親及母親的教養類型。此階段研究發現台灣青少年的父親及母親的教養方式可以分成明確常規要求、嚴厲管教及支持回應等三個面向。不論是國中生或高中職五專生樣本，當家庭社經地位較高時，母親比較不嚴格管教子女行為，而比較傾向支持及回應子女的要求，但在嚴厲教養方式上，則與社經地位無關。但是父親教養方式則國高中生有所不同。研究發現顯示，社經地位越高的國中生家庭，父親只有在支持回應的面向上會顯著較高，在明確常規要求及嚴厲管教上則無差異。但在高中職五專階段，父親社經地位越高者，則在常規明確要求、嚴厲及支持回應三個管教面向均增加。前二者與研究假設預期是相反的。這個發現也與國外發現父母對青少年的管教會逐漸傾向讓青少年自主不同。第二階段研究則以學生為中心，分別探索國中生及高中職五專生所知覺到之父母親共同教養方式的類型。此階段研究結果顯示，不論是國中生或高中職五專生所知覺之父母親共同教養方式類型，可分為 5 類，其中有兩類是認定父親會做明確常規要求，以及父親會嚴厲管教者。另兩類則認定母親會做明確常規要求，以及母親嚴厲管教者。第五類則知覺父母皆會給予支持回應。本階段研究進一步將父母親的社經地位的潛在變項，以及父母親在學業方面的教養作為的潛在變項納入分析模型中，分析社經地位、教養方式及教養作為對第二波學習成就的影響。研究結果顯示，如國中生父母的社經地位越高，則其父母比較會明確要求子女常規，也比較會支持回應子女，並且參與子女學習的教養作為的程度較高。除了父母支持回應對子女學習成就會有正面影響外，其他類型的教養方式，以及對學習參與的教養作為對學習成就的影響會因以父親或母親而不同。在高中職五專生方面，父母社經地位越高，則父親會比較明確要求子女常規及嚴厲管教，以及父母比較會支持回應，並有比較多參與學習的教養作為。同樣的，除了父母支持回應對子女學習成就會有正面影響外，父親明確要求常規及母親嚴厲教養的類型則對學習成就有負面影響。關鍵詞：台灣教育長期追蹤資料庫、教養方式、教養作為、家庭社經地位

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英文摘要

The main goal of the project this academic is to analyze the data collected by Taiwan

Education Panel Survey in 2001 and 2003 to explore the parenting styles of Taiwanese parents as perceived by their children in junior high and senior high schools. The project also explores the relationship between the socioeconomic status of the family and parenting styles.

The present research proceeds in two stages. Using both exploratory and confirmatory factor analysis, the first stage explores the parenting styles of Taiwanese fathers and mothers separately. The research discovers that the parenting styles of either fathers or mothers can be classified into three dimensions: rigorous behavioral control, harsh parenting, and being responsive and

supportive. The findings further show that, mothers of the higher family SES are perceived by both junior high and senior high students as more supportive of their children and less controlling. On the other hands, there is a difference in the perception of father’s parenting style. Senior high students of higher family SES tend to perceive their fathers as more controlling and harsh than junior high students. Fathers of higher SES, however, are also perceived as more supportive.

The second stage of the research also uses both exploratory and confirmatory factor analysis to further explore how students perceive their parents’ parenting styles jointly. The analyses discover five types of joint parenting styles. Four of these five types involve the perception of either fathers or mothers as the dominant party demanding rigorous behavioral standards or practice harsh parenting. The fifth type is the perception of both parents as being responsive and supportive. The findings further show that the relationships among the family SES, parenting styles, parental involvement of children’s learning, and children’s academic achievement depend on the stage of secondary schooling and whether father or mother is the dominant party in

demanding their children to conform to behavioral standards. In general, the supportive parenting style has a positive impact on academic achievement.

Keywords: Taiwan Education Panel Survey, Parenting Styles, Parental Practices, Family Socioeconomic Status.

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報告內容一、前言

國內外社會學、教育學及經濟學至少有上千篇探討家庭社經地位對其子女各類成就之影響力的論文。以高等教育普及的美國社會為例，美國社會學者即發現社經地位對教育取得或成就有持續且顯著的影響力，在二十世紀可說是一個社會事實（Hout and Dohan 1996; Hout et al. 1993）。這種持續且顯著的影響力也存在於不同社會及教育制度環境中（Shavit and Blossfeld 1993）。在台灣，譚康榮等人（Tam et al. 2004）分析了 TEPS 於 2001 年收集的大規模資料後，也發現父母的教育程度越高，其國高中子女的綜合分析能力的測驗分數也越高。此項研究也發現不論是在台灣或是美國，父母教育程度與家庭收入對測驗分數的影響型態與程度相近。這些研究發現在某方面可說是理所當然的，因為對兒童或青少年來說，家庭是入學前最重要的學習環境。在他們入學後，家庭則仍然是學校以外最重要的社會化環境。家庭的環境會增強或削弱他們在學校的學習（Wang et al. 1993）。不同的家庭環境代表著經濟、社會及文化等資源的差異（Gamoran 2004）。但從 James Coleman 社會資本論的觀點來看（1988），父母即使擁有知識、技能及經濟上的資本上的優勢，也必須透過其與子女間良好的親子關係，才能使他們在子女生活中佔有重要地位。不然，這些家庭優勢是無法傳遞的。而子女在成長過程中，影響子女各種心理、智能與社會發展及親子關係的最重要因素之一，就是父母在日常生活中實施的教養方式與管教行為（Buamrind 1971, 1991; Collins et al. 1995; Holmbeck et al. 1995; Macoby and Martin 1983）。

西方社會學者與心理學者對於父母社經地位、教養方式及作為對於子女心智發展的影響，已有相當多的研究。在台灣，則此類研究仍然不多，且已有之研究常侷限於橫斷式或小規模樣本的資料。在此背景下，本研究計畫的主要目的，就是利用 TEPS 所得到代表台灣地區之大規模追蹤調查的資料，對於父母社經地位、教養方式及實際參與子女學習之作法等因素，如何影響其子女學習行為及成就做深入的研究。由於台灣社會同時受傳統文化及西方現代化的影響，有其特殊之社會文化背景。因此，本研究計畫之發現，當可與主要是在西方社會文化環境下發展出之理論及研究發現對話。二、研究目的本研究計畫為兩年期的計畫。這兩年內利用 TEPS 2001 年及 2003 年兩波調查資料，分別進行以下之研究議題：（1）第一年度（96 年度）的主要研究重點是瞭解父母社經地位與其教養方式的關係為何。在此議題下，本研究計畫利用 TEPS 兩波的資料中與父母教養方式有關之題項，整理分析出國、高中學生父親與母親各自的教養方式類型，並瞭解這些類型與家庭社經地位間的關係。（2）在前一議題研究的基礎上，本研究計畫第二年度則進一步探討社經地位、教養方式及作為，以及青少年學習行為及成就三者間的因果關係。此外，本研究進一步探索父母參與子女學習的實際作為與青少年學習行為及成就間之關係，是否會受到社經地位及教養方式的影響而有不同程度之關係。就前述第一個議題言，雖然在國內外均已有多人研究，但以國內言，目前仍未有足以代表全台灣地區國高中生的樣本來檢證，也未能利用長期追蹤的資料來進一步釐清因果的

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關係。第二個議題則不論在國內外均為剛開始受注意的議題。三、文獻探討 3.1 教養方式與作為父母教養方式與子女之心智及社會發展間關係是一向是心理學及社會心理學的重要研究課題。近半世紀來，不論是在理論上或研究方法上，心理學者對此課題的研究已有相當成就。在理論概念上，長期以來，學界所討論之教養行為常將較廣泛之教養方式（parenting styles）及較具體之教養作為（parenting practices）相提並論。因此，Darling 與 Steinberg（1993）在回顧近年來此方面主要研究文獻後，將父母的教養行為區分成教養方式（parenting styles）與教養作為（parenting practices）這兩個概念（另見 Holmbeck et al. 1995）。教養方式是跨情境的教養行為，是獨立於特定之親子互動情境的，且不一定有特定的社會化目標。父母透過教養方式傳達他們對子女的廣泛態度（如管教子女時的身體語言或情緒等表現）。子女是透過不同情境之教養行為，來推斷父母對他們的情感態度。因此，父母教養方式提供了親子情感與互動的環境脈絡。相對而言，教養作為是父母在特定社會化目標引導下（如子女之學業表現），所採取之管教措施與作為（如參與子女之學校活動）。至於，教養方式與教養作為間的關係，有學者認為教養作為是教養方式對兒童或青少年發展影響之間的中介機制（Majorbanks 1996）。 Darling 與 Steinberg 則認為前者並不僅是透過後者而產生影響力，而且是對教養作為與青少年發展結果間關係，具有一種調節性的影響力（moderating influence）。更具體的說，父母與子女間或有同樣頻率的互動及溝通行為，但在不同父母的管教方式下，其互動或溝通的方式、內容及性質卻可能大不相同（另見 Pong et al. 2005）。 3.2 教養方式在教養方式類型研究方面，最重要的基礎可說是建立在美國心理學者 Diana Baumrind 於 1970 年代的研究上。Baumrind 早期在觀察美國中產階級父母教養其學齡前幼兒後，建構出三種教養方式類型─民主權威（authoritative）、獨裁專制（authoritarian），與寬鬆放任（permissive）（Baumrind 1971）。這三種教養方式反映出父母在社會化子女過程中，對於子女在價值觀與行為標準的不同期待。此三種教養方式包括了父母對「要求」（demandingness）及「回應」（responsiveness）子女等兩個重要面向（Darling and Steinberg 1993）。Darling 與 Steinberg（1993：492）認為前一面向的意義是：父母是否願擔負起社會化子女的責任，傳遞社會對子女的要求。而後一面向則是父母是否認可子女的個人性（individuality），瞭解子女對社會的要求。民主權威型教養方式的特色是，父母期待子女有成熟的行為表現，因此會對子女設定明確的行為標準，並能執行對這些標準的要求，必要時也會以命令方式要求子女服從或給予懲罰。但採此教養方式的父母，也會鼓勵子女有獨立及個人化的表現，並能夠與子女溝通，說明父母之規定或懲罰之理由，或回應及支持子女的要求。因此，採此類型教養方式的父母在親子互動過程中，會考量親子雙方的權利與觀點，對於子女有相當程度的需求與回應。採專制獨裁型教養之父母，則是以父母的觀點及權威為親子互動過程的基礎。此類父母企圖以父母的標準來控制形塑子女的行為。父母期待的是子女服從、尊重權威。此類父母往往限制子女對父母要求的回應，也不期待與子女溝通。因此，此類型教養方式的父母對子女有高度的要求，但對子女回應的程度則相當低。至於，寬鬆放任型的父母，則是

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相當容忍子女的衝動行為，也不太會處罰子女，也不要求子女有成熟的表現。換言之，採此類型教養方式的父母，是以子女的觀點為親子互動的基礎，對子女有相當高程度的回應，且要求子女的程度低。

Baumrind 在其最近對青少年發展適應的研究中，將原先的三個類型進一步細分為七個類型（Baumrind 1991）。但目前學界最常使用的教養方式類型是依據 Macoby 與 Martin（1983）所發展出來的。根據 Baumrind 之分類及其他學者相關的理論及研究，Macoby 與 Martin （1983）進一步的明確提出教養方式可在前述父母要求與回應的兩個面向基礎上，依據每一面向的高低程度，將教養方式區分為四類。除了與 Baumrind 相似的三類外，Macoby 與 Martin 認為尚可區分出忽視冷漠型之父母教養方式。此類型父母，與寬鬆放任型不同的是，他們不僅不擔負社會化子女的責任，與子女的關係也相當疏離，並不會回應子女的需求。

不論是如何分類，在從事教養方式之類型之研究時，有幾個需要進一步研商的議題。首先，如 Darling 與 Steinberg（1993）指出，Macoby 與 Martin 的分類雖然接近原先 Baumrind 之類型，但兩者的建構類型的取向並不同。Baumrind 建構類型的取向是採特定組態式（Configurational），其每一個類型之建構是除了前述的兩個主要面向外，每一類型中還有觀察資料所得到之其他在情感與行為方面的特性（如心理控制、語言溝通等）。而 Macoby 與 Martin 則是著重在各種教養方式所共有的面向。雖然此取向的分類比較容易從事量化研究的測量與比較，但利用此種取向所得到的分類從事實證研究時，可能會忽略了不同類型的實質差異，可能不只在共同面向上有所差異而已，也在其他特性有所差異，進而可能無法解釋一些資料分析時所發現的一些現象（Darling and Steinberg 1993: 492）。

此外，由於這些類型的建構是以美國中產階級社會的樣本為研究對象，因此在此一特定社會文化背景下所發現之面向與類型，是否能適當涵蓋其他社會文化背景下之父母教養行為，也非毫無問題（Chao 1994; Stewart and Bond. 2002）。支持這些質疑最明顯的證據，就是於在比較同一社會中不同次文化群體或不同社會的的父母教養方式時所碰到的問題。這類研究的發現是，如果依據 Baumrind 或 Macoby 與 Martin 的分類進行研究時，亞洲地區或歐美地區亞裔的父母與歐美地區非亞裔的父母相較下，亞洲地區或亞裔的父母以獨裁專制方式來教養青少年子女的比例比較高，但此方式對子女心理或智能發展的影響力卻不同於非亞裔的子女（見 Chao and Tseng 2002 之文獻回顧）。Chao（1994）即認為亞裔青少年的父母雖然是比其他族群父母傾向於獨裁專制的教養方式，但在當其族群文化是比較強調相互依賴、家庭和諧及集體目標時，父母對子女的比較嚴格的管教，並不會使亞裔子女將此看成是父母對其的敵意，而反而會視為是對他們的關心。這與歐美主流社會強調個人獨立自主及平權的文化脈絡下，青少年傾向將父母施展權威，視為是一種其有敵意的行為是相當不同的。有鑑於此，Stewart 與 Bond（2002）建議將教養方式及教養作為的概念及其測量做區分。教養方式的測量，應該比較抽象或跨越情境的。由於教養方式的各個面向，比較是跨情境的，因此其意義與影響力或許比較能夠跨社會文化。例如，比較回應子女的父母，由於子女能感受父母的溫情與愛護，子女會比較接受並認同父母。反之，高壓控制的父母，不論是在哪個社會，對子女的影響可能都是比較負面的。而具體教養作為的意義及影響力與教養方式間的關係，則是會隨社會文化而不同。此外，雖然面向的意義或影響力是比較跨社會文化的，但依照這些面向所組合的類型，卻又可能不能廣泛適用在不同的社會中。因此，

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他們建議在其他社會從事教養方式之研究時，應該是先探索各個面向之個別影響力，而非一開始就用組合後的類型來研究。據此，本研究計畫也是採取這個建議從事教養方式對學習成就影響力的研究。過往研究父母教養方式之類型與面向時，也常忽略了父親與母親間可能有的差異。在一般教養方式的研究中，常常是只以母親的教養方式或作為為主，而忽略了父親教養的角色。雖然一些研究顯示，近年來，父親參與子女照顧與教養的時間逐漸增加，但父親仍然是以扮演著提供家庭經濟資源的工具性角色為主，而較少時間與子女互動，或直接參與子女日常的教養（Pleck 1997；Parke 2002）。當父親參與青少年子女教養時，青少年的知覺是，父親會比母親嚴格，也比較不接納子女的要求（Pipp et al. 1985; Youniss and Smollar 1985），或者父親在要求或回應上都比母親來的低（Paulson and Sputa 1996）。但一般言，父親參與教養子女時，父親對子女的發展是有別於母親之獨立影響力（Pleck 1997；Parke 2002）。因此，在實證研究時，如果有父親教養子女的資料時，應可分別檢視父母親教養方式及作為的影響力。但更重要的是，子女在有雙親家庭的環境中，是同時面對父母的管教。父親與母親的教養方式，有可能是由一方主導教養，也可能是雙方均參與教養。如果是父母均參與建構教養的環境，則兩者的教養方式有可能是一致或不一致。因此，研究者應設法捕捉這樣的教養情境。但是過往在這方面的研究，不論國內外，都是相當缺乏的。 3.3 社經地位與教養方式的關係雖然學者認為父母社經地位會影響到其教養方式，但目前研究這兩者間關係為焦點的實證研究並不多（見 Hoff et al.之文獻回顧）。在此方面大多之研究是在研究父母教養方式對子女發展結果的影響時，將社經地位看成是必須的控制變項。即便如此，如 Dornbusch 等人（1987）研究即發現，父母教育程度比較高的，比較傾向採用民主權威的方式。教育程度低的父母，則較會用獨裁專制或寬鬆放任的方式。Chen 等人（1997）在中國大陸以小學生為樣本的研究，也有同樣的發現。如前述，一般的研究發現是，亞洲地區青少年的父母比較傾向採取獨裁專制的教養方式。因此，在台灣社會中，父母社經地位是否在教養方式上有顯著的關連或差異，是一值得探討的議題。目前比較多的研究是在父母社經地位與教養子女之價值觀，參與子女學習作為，以及貧窮對家庭過程及子女發展的影響等。長期以來，對於父母價值觀如何影響其教養方式與作為，最主要的依據是 Kohn（1969）的調查研究結果。Kohn 的研究是著重在職業與教養價值間的關係。Kohn 的主要發現是中產階級的父母，比較重視子女發展出依循內在行為標準之自我導向（self-direction）特質；勞工階級者，則比較強調子女對外在權威的服從。由於強調的教養價值不同，中產階級的父母在處罰子女時，會比較重視其行為的動機，也不傾向用外在控制的體罰方式，子女表現好時，則會稱讚他們。而勞工階級父母，則傾向用體罰的方式，且必較不會稱讚子女。 Kohn 將此教養價值上的差異歸因於父母所從事之工作的環境。簡言之，中產階級所從事的工作比較複雜，常無法依照一定的程序行事。因此，從事此類工作者，就比較獨立作業，並須自我監督負責。反之，勞工階級所從事的工作，屬於比較單純、例行化，且受他人嚴格監督。因為這種教養價值的不同，父母也就在（亦見 Kohn and Schooler 1983）。Kohn 的這些觀察，在後來的研究者得到相當程度的支持，如 Luster 等人（1989）進一步的證實了教養價值與教養行為間的關係，Wright and Wright（1976）則發現除了家長職業外，教育

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程度對教養價值之關係可能更大。Kohn 的發現也在包括台灣在內的不同社會之調查研究中，得到相當程度的支持（如瞿海源 1991；黃毅志 1999；Kohn et al. 1983，Ma and Smith 1990；Pearlin and Kohn 1966）。

雖然，Kohn 的觀察得到相當多的支持。但也有研究者提出，由於父母的教育程度對教養行為的影響相當大，在工業化社會中，整體社會教育程度逐漸提高的情況下，父母社經地位在教養子女行為上的差異，也日趨減小（Alwin 1984）。黃毅志（1999：197）根據其在台灣地區的研究發現，也有類似的看法。此外，最近一項台灣的研究也發現，雖然高社經地位的父母會重視子女的一些價值取向，如重視好奇心等，但卻對自律或順從這類的價值觀沒有影響（Yi et al. 2004）。這些不一致研究發現，說明了目前仍然有研究社經地位與一般教養作為間關係的必要性。 3.4 小結從以上的文獻回顧來看，對於父母社經地位與教養方式，研究者可以提出：父母社經地位越高者、其教養方式會越傾向對青少年子女要求程度高與回應子女程度高的民主權威型教養方式。此外，由於過往研究的不足，父親與母親在教養方式有何差異，且是否會隨家庭社經地位的不同而不同，則是須要進一步研究的議題。四、研究方法 4.1 資料來源本研究計畫將申請使用目前已釋出之第一、二波「台灣教育長期追蹤資料庫」之國高中職五專公開版的資料。使用之資料包括了由學生問卷及家長問卷所得到之相關資料。 TEPS 是依照城鄉分佈、公立/私立等，以分層隨機抽樣方式進行國高中職五專學生樣本的抽樣。其抽樣設計是先抽出學校，再抽出班級，每班再隨機抽出至少 15 名學生。依據 TEPS 網站所公布有關樣本方面之訊息，第一波調查收集了台灣地區共 39,337 名國高中職五專學生之資料。第二波調查為第一波抽樣學生的追蹤調查。完成調查的學生數共 37,277 人（請見 http://www.teps.sinica.edu.tw/introduction.htm）。使用這兩波國高中職五專生資料的原因有二：（1）第一波資料中有關父母教養方式的題項比較有限，第二波則有比較多的題項是與父母教養方式有關。本研究計畫的目的之一，是透過第二波資料中與教養方式有關的題項，來瞭解第一波資料中與教養方式相關題項之意義。（2）在達成前項之目的後，本研究計畫將可進行計畫所欲探討的實質議題。由於父母的教養行為可能因子女的學習表現或發展階段而做調整，因此此類議題的研究最好是使用追蹤調查的資料。此外，本計畫目的之一，是瞭解在青少年不同之學習階段，父母社經地位，教養行為與子女學習表現間的關係是否不同。因此，本計畫須使用國高中職五專兩個學生樣本的資料。此外，因本研究所關心的主要議題之一是同時考量父親與母親所建構之共同教養方式，因此本研究將分析樣本限制在有雙親的家庭（即回答與父母同住者）。 4.2 研究測量與分析方法本計畫所關注之主要變項，在學生問卷及家長問卷可以得到的包括（參見

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http://www.teps.sinica.edu.tw/TEPS_Wave1_tab.htm）： A. 父母社經地位：在家長問卷中有父親及母親之教育程度，職業、全家每月平均收入等。 B. 與父母教養方式有關的變項：在第一波學生問卷中相關的題項有父親/母親是否能接納學生，及父親/母親是否管教嚴格。第二波學生問卷中，則有更詳細之家中長輩教養行為的題項。其中包括父母（或家中其他人）自受訪學生上國中或高中以來，是否會對受訪學生做以下的事（見附錄 1 及附錄 2）： a. 明確要求生活作息 b. 嚴格管如何用錢 c. 管功課 d. 明確要求言行舉止及服裝儀容 e. 明確要求飲食或健康習慣 f. 嚴格管交朋友的事 g. 會經常告訴不要傷父母的心或做讓父母丟臉的事 h. 在管教時，不准插嘴或回嘴 i. 會一叫做事，就得馬上做不能延誤 j. 會為了一點小事，動不動就大罵 k. 會為了一點小事，動不動就打 l. 平常在家裡會認真聽（你的）想法、（和你）溝通 m. 經常拿兄弟姊妹或別人家的子女做比較 n. 不太放心、經常一再重複叮嚀 o. 和你相關的事，通常由誰來做決定 p. 對新的想法或嘗試潑冷水 q. 不論是什麼東西或事情，當（你）想要時總是會答應要求 r. 誰很能接納 s. 誰管教頗為嚴格以上這些題項的答項是：沒有人會如此、爸爸、媽媽、（外）祖父、（外）祖母、家中其他人。

由於 TEPS 抽樣之特殊性，本研究將使用 Stata 及 Mplus 等統計軟體來進行分析之工作。 Mplus 之軟體可以從事包含具有等級尺度之潛在變項，以及多變項線性模型分析於同一模型分析中。由於本計畫所研究之教養方式與作為，是以類別或等級尺度（從來沒有、偶爾有、有時有、經常有）來測量。以往由於統計軟體工具的限制，往往只能忽略變項的屬性，直接以連續變項（continuous variable）的方式處理，或忽略變項內容可能涉及不同層面的問題，將所有變項加總後，再以連續變項的方式處理。但這些作法常會造成模型估計上的誤差。近幾年來，潛在變項（latent variable）方面的研究蓬勃發展，已經可以讓研究者在軟體中直接將應變項或指標變項（indicator variable，用以估計潛在變項的值）定義為等級或類別尺度變項，並以等級或類別尺度變項的方法估算其潛在變項的值，再將後者作為分析模型實際的應變項。在一個模型裡，研究者可以依據理論架構的需要，集結數個等級尺度變項作為一個或數個潛在變項的指標變項，並以其他預測變項探索其與潛在變項之間的關係；無須擔心累積偏誤（aggregate bias）的問題，不必再將就統計軟體的限制，也無須擔心因軟體限制而對模型的估算產生影響。此外，由於是利用兩波的資料在同一模型內，Mplus 也可以處理兩波變項間測量會有相關的問題。

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五、第一階段研究之發現本研究第一階段先依據 TEPS 公開釋出的第二波國中及高中職五專資料中與教養方式有關的變項，分別進行父親與母親之教養方式類型的探索研究。 5.1 國中樣本之父母親教養方式第二波 TEPS 國中公開釋出樣本的總數為 13,247 人。排除其中無父親或母親，以及回答父母親教養方式相關的 18 個題項（4.2 節所列 a 至 q）與第一波回答父親及母親是否接納及管教嚴格四個題項中不合理值或遺漏值者後，可分析的樣本為 10,233 人，占原來樣本的 77.2%。由於母親通常是最主要在家庭管教子女者，因此，分析的步驟是先以 Mplus 對母親教養方式有關的各題項分別作探索性之因素分析（exploratory factor analysis，EFA），然後再根據理論概念面向檢視其結果後，再進行驗證性因素分析（confirmatory factor analysis，

CFA），最後則是與父親教養方式有關的探索及驗證。進行因素分析時，所有這些題項的回

答中若選擇父親或母親者，則分別過錄為 1，否則過錄為 0。經探索性因素分析，並經 varimax 法轉軸後的結果顯示，如選取因子的標準為特徵值（eigenvalue）大於 1 者，則在母親教養方式方面，18 個變項可得到三個因子或潛在變項，其累積變異解釋量為 53.27％。此三因子模型的適配度（goodness of fit）以 RMSR（ROOT MEAN SQUARE RESIDUAL）為 0.0339，可符合一般小於.05 之要求。表 1 進一步呈現出此三因子與原各變項間的因素負荷量。由 EFA 的結果可看出，第一個因子的實質意義是與對子女行為的嚴格管教有關，第二因子則是傾向為與嚴厲教養有關，第三因子則為與對子女之支持與回應有關。整體言，此三因子除第一因子及第三因子符合原先文獻所討論之教養方式的要求與回應兩面向外，尚有一與嚴厲教養有關的面向。此外，第一因子中上包括了母親告訴子女不要傷父母的心或作讓父母丟臉的事，以及不放心子女、一再叮嚀的指標。此一指標顯示，母親嚴格管教子女不僅在是透過外在行為的管控，也透過心理層面的管控，如羞恥心。而母親會嚴格管教者的潛在原因之一，則是將子女當成小孩看待，且不放心子女能夠完全自主。由於本研究計畫的樣本數相當大，且為了能簡化因素的結構，因此，本計畫先排除因素負荷量低於.5 的指標，然後再從事驗證性因素分析。經此步驟後，共保留了 14 個指標，其中與第一因子相關之指標包括：明確要求作息（W2S2013）、嚴格管如何用錢（W2S2023）、管功課（W2S2033）、明確要求言行舉止及服裝儀容（W2S2043）、明確要求飲食或健康習慣（W2S2053）、嚴格管交朋友的事（W2S2063）、經常告訴不要傷父母的心或作讓父母丟臉的事（W2S2073）、不太放心，一再重複叮嚀（W2S2143）等。保留為第二因子的指標則為：一叫做事不得延誤（W2S2093）、為了一點小事，動不動就大罵（W2S2103）、為了一點小事，動不動就打（W2S2113）、對新想法或嘗試潑冷水（W2S2163）。與第三個因子有關的兩個的指標─平常在家會認真聽你的想法、和你溝通（W2S2123）、碰到重大問題或挫折時，會特別撥出時間來幫助你（W2S2183）─則都保留。利用保留後的指標驗證性因素分析的結果顯示，這三因子的模型也有相當良好的適配度（見表 2），且各因子對各指標的解釋力大多在.4 以上（見表 3）。本研究進一步將母親教養方式的因素結構，做為 TEPS 第二波國中學生樣本之父親的驗證性因素分析的基礎。其結果也有良好的適配度（見表 4），且各因子對各指標的解釋力大多在.4 以上（見表 5）。

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本研究也進一步檢視此處所得到之父母親的教養方式的三個因子與第一波及第二波國中樣本詢問其父母親是否能接納及嚴格管教受訪者等題項間的關係。第一波的問法是分別詢問學生父親或母親是否很能接納，以及對其管教是否頗為嚴格。答項則分為「非常符合」、「符合」、「不符合」及「非常不符合」等四個。第二波的問法則為同樣的題項，但答項則為複選。使用 Mplus 以各變項之測量尺度進行相關的結果呈現在表 6。這些相關原則上均符合預期，如與嚴格管教或嚴厲教養方式的因子（表 6 之 F1 及 F2）均與第一、二波受訪者認為父或母符合管教嚴格的答項成正相關。反之，與管教方式能支持回應子女的因子（F3）則與接納的題項成正相關。表 6 也顯示第一波回答父或母親接納者，與第二波認為父或母親為嚴格管教者的相關為負。換言之，兩波間的回答有一定程度的穩定性。此處的研究發現也支持這兩波以比較簡單的方式詢問學生父母是否接納或管教是否嚴格的題項，可以視為是父母親教養方式比較粗略的測量方式。 5.2 高中職五專樣本之父母親教養方式第二波 TEPS 公開釋出之高中職五專樣本的總數為 12,711 人。排除其中無父親或母親，以及回答父母親教養方式相關的 18 個題項（4.2 節所列 a 至 q）與第一波回答父親及母親是否接納及管教嚴格四個題項中不合理值或遺漏值者後，可分析的樣本為 10,591 人，占原來樣本的 83.3%。分析高中職五專樣本父母親教養方式的步驟與國中樣本相同。首先對母親教養方式進行 EFA 後，得到與國中樣本非常相近的因子結構（見表 7）。18 個高中職五專學生之母親教養方式的變項也可以三個潛在因子來解釋，其累積變異解釋量為 55.11％。與國中樣本的結果比較，高中職五專生的 EFA 分析結果只有在第二因子方面有些不同。表 7 顯示此第二因子多了一個因子負荷量大於.05 的指標，即「誰會在管教你的時候，不准你插嘴或回嘴」。再進一步用 CFA 對 15 個因子負荷量大於.05 的指標作分析後（見表 8），發現其模型適配度並不如國生樣本理想，其RMSEA 值為.061。雖然此數值屬於可以被接受的範圍（MacDonald & Ho，2002），但經更進一步以與國中生同樣的模型從事 CFA 分析後（亦即將第二因子多出之指標去除後），模型適配度獲得改善，RMSEA達到小於.05 的理想範圍內（見表 9），且各因子對各指標的解釋力大多在.4 以上（見表 10）。利用保留後的 14 個指標進行 TEPS 第二波高中職五專學生樣本之父親的驗證性因素分析的結果，也有良好的適配度（見表 11），且各因子對各指標的解釋力大多在.4 以上（見表 12）。 5.3 家庭社經地位與父母親教養方式之關係本研究計畫之研究目標之一為了解家庭社經地位與父母親教養方式間關係為何。不論是國中或高中職五專樣本，本計畫將家庭社經地位（SES）視為一潛在變項，並以父母親教育程度較高者，家庭每月總收入，以及父母親職業技能等級較高者為指標。不論是國中或高中職五專生的樣本，此 SES 的模型適配度均良好。本研究進一步檢視 SES 分別對父母親教養方式的影響，並以性別做為控制變項，一併利用 Mplus 進行分析。國中樣本的結果呈現在表 13 至表 16，高中職五專樣本的結果為表 17 及表 20。如研究假設所預期的，不論是國中生或高中職五專生樣本，當家庭社經地位較

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高時，母親比較不嚴格管教子女行為，而比較傾向支持及回應子女的要求，但在嚴厲教養方式上，則與社經地位無關（見表 14 及表 18）。但是父親教養方式則國高中生有所不同。表 16 顯示，社經地位越高的國中生家庭，父親只有在支持回應的面向上會顯著較高，在嚴格及嚴厲管教上則無差異。但在高中職五專階段，父親社經地位越高者，則在嚴格、嚴厲及支持回應三個管教面向均增加。前二者與研究假設預期是相反的。這個發現也與國外發現父母對青少年的管教會逐漸傾向讓青少年自主不同（Paulson & Sputa 1996）。但是這是否是因為父親本身的行為改變，還是高中職五專對於父親管教行為的知覺上的變化，則仍需作進一步的探究。六、第二階段之研究發現本計畫第二階段是依據第一階段研究發現的基礎上，進一步檢視家庭社經地位、父母親共同教養方式的類型、參與子女學習的教養作為之間的關係，以及這些因素對於子女學習成就的影響。其分析方法仍分別就國中及高中職五專樣本，以 Mplus 進行父母親共同教養方式的類型，以及參與子女學習的教養作為之探索性及驗證性的因素分析，然後結合家庭社經地位之潛在變項，以及第二波的綜合能力分析分數為依變項，進行結構方程模型（structural equation modeling，SEM）的分析。

6.1國中樣本之父母親共同教養方式本階段分析的對象是將國中生完整回答此階段研究所需之各項題目者，樣本數是 9,392 人。依據第一階段所選出之建構父親與母親教養方式的各項指標變項，本階段研究進一步探索父母共同教養方式的類型。由於本階段要進一步瞭解父母教養方式與參與子女學習間的關係，因此探索共同教養方式的面向時，並未納入父母是否會嚴格管功課此項指標。本階段研究也是先經探索性因素分析後，再進行驗證性因素分析。驗證性因素分析的結果呈現在表 21 至表 23。表 21 顯示經驗證性因素分析後，國中生所知覺到的父母教養方式可以分成五個面向，其中四項與父親或母親明確要求遵守各項行為常規，以及與嚴厲教養有關。而此四項中又可區分是明顯以父親為主導者，以及明顯以母親為主導者的各有兩項。不論是父親或母親為主導，明確要求的常規都是在作息、言行舉止及服裝儀容，以及飲食或健康習慣等項目。嚴厲管教的指標則均是為小事打或罵、要求做事不得延誤，以及對新想法或嘗試潑冷水等。另一項父母共同教養的面向則是父母對子女都會給予支持及回應，其指標包括認真聽子女想法，以及撥時間幫助子女面對重大問題或挫折等。表 22 及表 23 則顯示不論是整體模型適配度，或個別潛在因子對相對應指標的解釋程度，這五個潛在因子均相當程度反映了資料的潛在結構。此五個潛在因子所反映之父母共同教養方式與第一階段所發現父親及母親各自的教養方式面向一致性頗高，為一明顯的不同是父母親對子女的支持與回應，在此階段研究發現是不能分開為父親或母親各自教養方式的因子。 6.2 國中樣本父母親參與子女學習的教養作為本階段研究分別檢視父親與母親具體參與子女學習的教養作為是否可成為一潛在變項，以便瞭解其與較廣泛之父母教養方式間的關係為何。探索及驗證父親及母親此一教養作為的六個指標變項是來自 TEPS 第一波學生問卷的題項。這些指標包括父親及母親會不會與受訪學生談升學或就業的事情（TEPS 變項編號：w1s219、w1s223），會不會看受訪學

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生的作業或考卷，瞭解其學習情況（TEPS 變項編號：w1s221、w1s225），以及會不會參加受訪學生學校的活動，或擔任家長會委員或義工（TEPS 變項編號：w1s222、w1s226）。這些題項的答項是「經常會」、「有時會」、「偶而會」及「從來沒有」。表 24 及表 25顯示不論是整體模型適配度，或個別潛在因子對相對應指標的解釋程度，父親及母親參與子女學習的教養作為均可分別視為是一個潛在變項。在以下進一步分析教養方式及教養作為對學習成就之影響時時，本研究會進一步檢視此二因子做為一個二階因子的指標，以瞭解父母共同參與子女學習的教養作為對學習成就的影響為何。 6.3 以綜合能力分數為依變項之結構方程模型本研究計畫最主要的目的是瞭解父母社經地位對父母教養方式及參與子女學習的教養作為的影響，以及這三者對子女學習成就的影響為何。由於父母教養方式是可視為是獨立於特定之親子互動情境的，且無特定社會化目標的教養行為。而參與子女學習的教養作為則可視為是在特定社會化目標引導下，所採取之管教措施與作為。因此，此階段的研究將教養作為當成是介於教養方式與學習成就的中介變項，以檢視不同教養方式是否會影響其參與子女的教養作為，並進一步檢視二者與學習成就的關係為何。由於 TEPS 蒐集父母教養方式有關的指標變項是在第二波，因此本研究以國三時的綜合能力分數為依變項，進行整體結構方程模型的驗證。 6.3.1 以國三綜合能力分數為依變項之結構方程模型 A 本研究檢視兩種以國三綜合能力分數為依變項的結構方程模型。圖 1 顯示的是將父母參與學習的教養作為視為一個二階因子的結構模型 A。此二階因子也就是父母共同參與子女學習的潛在變項。其分析結果呈現在表 26 及表 27。表 26 顯示結構模型 A 整體的適配度大致是在可接受的範圍。表 27 則進一步呈現結構模型 A 之各潛在變項間的關係。從結構模型的係數估計可看出，國中生的父母社經地位越高者，父親及母親都越可能對子女的行為有明確的常規要求，也越可能與子女溝通，瞭解子女的想法。父母社經地位越高者，也越會參與及關心子女的學習情況。但是社經地位與父母是否會嚴厲管教則無關。此外，父母社經地位月高者，對於國三子女的學習成就會有不透過教養方式或作為的直接正面影響。在父母教養方式與其參與子女學習的教養作為的關係上，表 27 顯示父親與母親對子女有明確常規要求者，以及父母會支持回應子女者，比較會有參與子女學習的行為，而會嚴厲管教者與參與子女學習的行為間的關係是負向的，但並未達顯著（以估計係數除以標準誤接近 1.96,也就是 p <= .05 的顯著水準判斷）。但是如果進一步看各教養方式間的相關係數估計，則可看出父親或母親會明確要求子女遵守常規者，與其配偶採取明確要求子女遵守常規的行為有顯著且接近中度的正相關。但這類父母也與嚴厲管教的行為有顯著但低度正相關。另一方面，這類父母也比較可能會支持或回應子女。而父母如果嚴厲管教的程度，則與國中生知覺父母對他們的支持或回應之間有顯著但低度的負相關。就父母教養方式及參與子女學習的教養作為對國三學習成就的影響觀之，則在其他條件相同的情況下，如父親對子女會明確要求常規者，其對子女的學習成就會有負面的影響。但母親有同樣教養方式者，則對學習成就無顯著影響。至於父母採嚴厲管教方式者，以係數觀之可能是負面的，但均未達顯著（父親採嚴厲管教方式的負面影響，如以 p <=.05 為顯

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著水準，則是在達顯著度的邊緣）。另一方面，父母如果能與子女溝通，協助子女面對問題或挫折者，則會對學習成就有正面的影響。父母參與子女學習者，也會對子女學習成就有正面的影響。綜合以上研究發現觀之，國中生的父親的教養方式與教養作為對子女學習成就的影響力會有矛盾的情況。一方面，父親如對子女嚴格要求遵守作息等常規的管教方式，對子女的學習成就會有負面影響，但另一方面，這類父親也比較可能關心子女的學習，而這種作為則對國三子女學習成就會有正面的影響。這種矛盾的情況，需要進一步將父親及母親參與子女的教養作為分別開來觀察，方能更清楚的瞭解。此外，此處的發現也顯示，母親只有在參與子女的學習時，才會對子女的學習成就有影響。 6.3.1 以國三綜合能力分數為依變項之結構方程模型 B 圖 2 顯示的是將父母參與學習的教養作為各自為一個因子的結構模型 B。其分析結果呈現在表 28 及表 28。表 28 顯示結構模型 B 整體的適配度大致是在可接受的範圍。表 29 則進一步呈現結構模型 A 之各潛在變項間的關係。表 29 呈現的結果大致與結構方程模型 A 的結果一致。由於模型 B 將父親及母親參與子女學習的教養作為分開考量，因此，此處討論的焦點是放在此父母社經地位及教養方式對此二項教養作為的影響，以及其對國三生學習成就的影響。表 27 顯示父母社經地位越高者，不論是父親或母親也都越可能有參與子女學習的作為。同樣的，當父親或母親對其子女有明確常規要求時，也各自對自己參與子女學習的作為有正面的影響力，但有趣的是，父母這類教養方式會對配偶參與子女學習的作為有負面的影響。反之，當父親或母親有嚴厲教養的傾向時，則會對自己參與子女學習有負面影響，但卻對配偶的這類作為有正面影響。至於，父親及母親對子女學習的參與作為之間也會有中渡正面的相關，但只有父親參與子女的作為會直接對國三子女的學習成就有正面影響，母親的參與作為則無直接影響力。由以上的研究發現觀之，父母參與子女學習的教養作為對子女學習成就的影響，主要是來自父親的參與。但同樣的，當父親對子女有明確常規要求時，其對子女學習成就的直接負面影響是與其比較可能參與子女學習的所形成對學習成就的正面影響力是相抵觸的。此種對學業成就的負面影響力，也可以透過對子女的支持與回應而被部份抵銷。綜合言之，就本研究的發現來看，父親對子女的教養方式與作為是相當複雜的。而母親明確要求子女遵守常規的教養方式一方面會直接正面影響子女的學習成就，另一方面，卻因母親此種教養方式會對父親的明確常規要求有正相關，進而使其對子女學習成就的影響會有些間接的負面作用，也會因此減少父親參與子女學習的作為，而減少父親這種作為可能有的正面影響。整體言之，就國中樣本而言，父親教養方式及作為對子女學習成就的影響力，不論是直接或是間接的影響力，都是大過母親的。 6.4 高中職五專樣本之分析結果第二階段研究對高中職五專樣本的分析是建立在國中樣本之分析結果的基礎上進行的。從表 30 至表 34 所呈現的結果來看，高中職五專生父母的共同教養方式以及參與子女學習的教養作為，均與國中生樣本相似。兩個樣本有相似的結果，一方面說明了 TEPS 資料有相當高的信度，另一方面則說明了台灣中學生家長的管教行為及作為，不論是在青少年成長的那個階段，有其一定程度的穩定性。

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由於國高中生樣本在教養方式及作為的驗證性因素分析結果類似，因此以下討論的焦點是放在以高三/專三綜合能力分析分數做為學習成就指標，以及整體結構方程模型的依變項的討論上。此外，由於國中樣本分析結果指出父親及母親的教養作為應該是分別開來看，因此，此處進一步將討論焦點放在表 35 所呈現之結構方程模型。表 35 所顯示的結果與國中樣本有幾項明顯不同之處：（1）就父母社經地位對父母親教養方式及作為的影響而言，與國中樣本不同之處在於，高中職五專生父母的社經地位越高時，其父親越可能會對其子女使用明確常規要求及嚴厲管教等兩項教養方式，而對母親在這兩類相對應的教養方式雖都呈現是負面、但皆未達顯著的影響力。這結果或許說明了高中職五專生到此成長階段對於父親管教方式的知覺比較敏感。這現象或許是客觀反映了高社經地位父親可能較傾向不讓其子女更有自主性，但也可能是反映了高社經地位的子女對自主性的要求更高。（2）另一與國中樣本的分析結果明顯不同之處，在於母親如果是採取嚴厲管教方式的話，會對其高中職五專子女的學習成就有顯著負面的影響。但與國中樣本之分析結果相同的是，父親如採取嚴厲管教方式，則不會直接對學習成就有顯著影響。因此，對照前述高社經地位家庭的父親可能比較會採取嚴厲管教的傾向而言，父親的此種傾向似乎對子女學習成就不會有太大的直接影響。（3）表 35 也顯示，不論是父親或母親參與子女學習的作為都不會對子女的學習成就有直接的影響。這或許說明了高中職五專的父母在此成長階段，已經無法透過此種作為有效協助子女的學習。

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六、計畫成果自評此二年度研究計畫執行的成果大致上達成預期的目標。這些目標包括： 1、以 TEPS 資料分析出台灣中學生父母教養方式的類型，提供未來研究進一步進行相關研究的基礎。 2、具體回答了本研究關心的議題：（1）研究結果顯示台灣中學生父母的社經地位會影響其教養方式，以及參與子女學習的教養作為。其影響主要是在父母親是否會明確要求子女遵守作息、服裝儀容等常規，以及是否會支持回應其子女等面向。但是社經地位對父母教養方式及作為的影響，也會因子女成長階段的不同而有差異。（2）父親教養方式與母親教養方式對子女學習成就的影響力是不同的。本研究顯示父親對子女明確要求子女遵守常規與其對子女學習參與的作為間有矛盾的作用力。父母親教養方式也會對其配偶的教養作為有影響力。整體言，父親的教養方式及作為對子女學習成就的影響力大過母親，且父母的參與學習的教養作為對子女學習成就的影響力也會因子女成長階段不同而有差異。這些分析結果都是過往研究所未能發現的。本研究計畫仍有待進一步探討的方向為： 1、在現有的基礎上發展出父母教養方式的類型。目前本研究的作法是將教養方式的不同面向視為一連續的潛在變項。是否能在此基礎上，進一步發展出適當的教養方式類型，是需要進一步的探索。本研究計畫的目標之一是瞭解教養方式是否可成為參與子女學習之教養作為的調節變項。如能分析出教養方式的類型，對於這種探索會比以用連續性的變項較有利。 2、本研究是利用 TEPS 最早蒐集的兩波國高中資料從事分析。未來應進一步利用自 2001 年起持續追蹤至 2007 年的核心追蹤樣本來檢視本研究所關心的議題，以進一步瞭解父母對子女教養方式的變化，以及教養方式及作為對學習成就間的因果關係。

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表 1 國中生母親教養方式之探索性因素（EFA）分析結果

母親教養方式因子

TEPS 變項 Factor 1 Factor 2 Factor 3

明確要求作息 0.732 0.094 0.123 嚴格管如何用錢 0.602 0.189 -0.008 管功課 0.670 0.190 0.038 明確要求言行舉止及服裝儀容 0.701 0.088 0.138 明確要求飲食或健康習慣 0.662 -0.014 0.206 嚴格管交朋友的事 0.618 0.232 0.067 經常告訴不要傷父母的心或作讓父母丟臉的事 0.503 0.251 0.145 在管教時，不准插嘴或回嘴 0.442 0.377 0.049 一叫做事不得延誤 0.281 0.529 -0.064 為了一點小事，動不動就大罵 0.160 0.797 -0.261 為了一點小事，動不動就打 0.064 0.735 -0.008 平常在家會認真聽你的想法，和你溝通 0.268 -0.300 0.753 經常拿兄弟姊妹或別人家的子女做比較 0.339 0.441 -0.145 不太放心，一再重複叮嚀 0.574 0.099 0.111 和你相關的事，通常由母親來做決定 0.480 0.204 0.131 對新想法或嘗試潑冷水 0.151 0.553 -0.225 不論是什麼東西或事情，當你想要時，總是會答應要求 0.065 -0.037 0.430 碰到重大問題或挫折時，會特別撥出時間來幫助你 0.219 -0.174 0.778 表 2 國中生母親驗證性（CFA）模型適配度* 適配指標指標值判斷標準

Chi-Square Test of Model Fit 2640.177，df= 66，P-Value<0.0001 P>.05 Chi-Square Test of Model Fit for

the Baseline Model

29440.717，df=50，P-Value<0.0001 P>.05 CFI 0.91 >.90 TLI 0.93 >.90 RMSEA 0.061 <.05 SRMR 0.06 <.10 *本模型之適配指標，除卡方值適配值不理想，但因本研究樣本數達萬人以上為大規模樣本，應以其餘模型適配度指標作為判準，而其他模型適配指標皆達到可接受標準。

(24)

表 3 國中生母親教養方式各因子對各對應指標的解釋力因子指標 R-Square 明確要求作息 0.563 嚴格管如何用錢 0.397 管功課 0.476 明確要求言行舉止及服裝儀容 0.518 明確要求飲食或健康習慣 0.457 嚴格管交朋友的事 0.446 經常告訴不要傷父母的心或作讓父母丟臉的事 0.318 Factor1 不太放心，一再重複叮嚀 0.324 一叫做事不得延誤 0.400 為了一點小事，動不動就大罵 0.702 為了一點小事，動不動就打 0.435 Factor2 對新想法或嘗試潑冷水 0.361 不論是什麼東西或事情，當你想要時，總是會答應要求 0.802 Factor3 碰到重大問題或挫折時，會特別撥出時間來幫助你 0.620

(25)

表 4 國中生父親 CFA 模型 goodness of fit*

適配指標指標值判斷標準

Chi-Square Test of Model Fit 1161.986，df= 55，P-Value<0.0001 P>.05 Chi-Square Test of Model Fit for

the Baseline Model

25344.283，df=45，P-Value<0.0001 P>.05 CFI 0.96 >.90 TLI 0.96 >.90 RMSEA 0.044 <.05 SRMR 0.06 <.10 *本模型之適配指標，除卡方值適配值不理想，但因本研究樣本數達萬人以上為大規模樣本，應以其餘模型適配度指標作為判準，而其他模型適配指標皆達到可接受標準。表 5 國中生父親教養方式各因子對各對應指標的解釋力因子指標 R-Square 明確要求作息 0.596 嚴格管如何用錢 0.453 管功課 0.463 明確要求言行舉止及服裝儀容 0.516 明確要求飲食或健康習慣 0.483 嚴格管交朋友的事 0.458 經常告訴不要傷父母的心或作讓父母丟臉的事 0.351 Factor1 不太放心，一再重複叮嚀 0.351 一叫做事不得延誤 0.456 為了一點小事，動不動就大罵 0.705 為了一點小事，動不動就打 0.534 Factor2 對新想法或嘗試潑冷水 0.386 不論是什麼東西或事情，當你想要時，總是會答應要求 0.731 Factor3 碰到重大問題或挫折時，會特別撥出時間來幫助你 0.608

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表 6 國中生父母親教養方式各因子與第一波及第二波父母接納與嚴格管教受訪者各題項之相關# W1 父親接納 W1 父親嚴格 W1 母親接納 W1 母親嚴格 W2 母親 Factor 1 W2 母親 Factor 2 W2 母親 Factor 3 W2 父親 Factor 1 W2 父親 Factor 2 父 Fa W1 父接納 1.000 W1 父嚴格 -0.018* 1.000 W1 母接納 0.458** 0.093** 1.000 W1 母嚴格 0.104** 0.428** 0.019 1.000 W2 母親 Factor 1 0.059** 0.096** 0.059** 0.216** 1.000 W2 母親 Factor 2 -0.062** 0.060** -0.167** 0.205** 0.536** 1.000 W2 母親 Factor 3 0.135** 0.009 0.242** -0.010 0.421** -0.416** 1.000 W2 父親 Factor 1 0.064** 0.231** 0.042** 0.074** 0.377** 0.151** 0.200** 1.000 W2 父親 Factor 2 -0.205** 0.230** -0.047** 0.032** 0.160** 0.260** -0.111** 0.468** 1.000 W2 父親 Factor 3 0.246** 0.037** 0.087** 0.038** 0.208** 0.081** 0.342** 0.602** -0.297 1.0 W2 父接納 0.243** -0.056** 0.125** 0.001 0.111** -0.113** 0.271** 0.220** -0.235** 0.4 W2 父嚴格 -0.077** 0.297** 0.027** 0.027** 0.113** 0.036** 0.061** 0.445** 0.413** 0.1 W2 母接納 0.130** -0.019 0.224** -0.066 ** 0.160** -0.279** 0.515** .096** -0.104** 0.2 W2 母嚴格 0.052** 0.006 -0.040** 0.270** 0.424** 0.39** 0.029** .037** -0.038** 0.0 ＃Ｗ1 答項為：1-非常符合、2-符合、3-不符合、4-非常不符合，重新編碼為：4-非常符合、3-符合、2-不符合、1-非常不符合；W2 母接納與嚴格題目答項編碼：有 1，無 0。 * P < .05 ** P < .01

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表 7 高中職五專生母親教養方式之探索性因素（EFA）分析結果

母親教養方式因子

TEPS 變項 Factor 1 Factor 2 Factor 3

明確要求作息 0.753 0.103 0.106 嚴格管如何用錢 0.640 0.200 -0.039 管功課 0.737 0.159 0.016 明確要求言行舉止及服裝儀容 0.698 0.168 0.154 明確要求飲食或健康習慣 0.655 0.062 0.261 嚴格管交朋友的事 0.671 0.240 0.044 經常告訴不要傷父母的心或作讓父母丟臉的事 0.517 0.311 0.091 在管教時，不准插嘴或回嘴 0.396 0.525 0.053 一叫做事不得延誤 0.234 0.589 -0.020 為了一點小事，動不動就大罵 0.146 0.805 -0.284 為了一點小事，動不動就打 0.111 0.718 -0.113 平常在家會認真聽你的想法，和你溝通 0.187 -0.233 0.793 經常拿兄弟姊妹或別人家的子女做比較 0.357 0.400 -0.184 不太放心，一再重複叮嚀 0.512 0.192 0.055 和你相關的事，通常由母親來做決定 0.399 0.272 0.221 對新想法或嘗試潑冷水 0.212 0.509 -0.241 不論是什麼東西或事情，當你想要時，總是會答應要求 0.030 -0.061 0.448 碰到重大問題或挫折時，會特別撥出時間來幫助你 0.191 -0.129 0.761 表 8 高中職五專生母親 CFA 模型適配度（15 個指標）* 適配指標指標值判斷標準

Chi-Square Test of Model Fit 2640.177，df= 66，P-Value=0.0000 P>.05 Chi-Square Test of Model Fit for

the Baseline Model

29440.717，df=50，P-Value=0.0000 P>.05 CFI 0.91 >.90 TLI 0.93 >.90 RMSEA 0.061 <.05 SRMR 0.06 <.10 *本模型之適配指標，除卡方值適配值不理想，但因本研究樣本數達萬人以上為大規模樣本，應以其餘模型適配度指標作為判準，而其他模型適配指標皆達到可接受標準。

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表 9 高中職五專生母親 CFA 模型適配度（14 個指標）*

適配指標指標值判斷標準

Chi-Square Test of Model Fit 1489.405，df= 56，P-Value=0.0000 P>.05 Chi-Square Test of Model Fit for

the Baseline Model

27146.109，df=46，P-Value=0.0000 P>.05 CFI 0.95 >.90 TLI 0.96 >.90 RMSEA 0.049 <.05 SRMR 0.062 <.10 *本模型之適配指標，除卡方值適配值不理想，但因本研究樣本數達萬人以上為大規模樣本，應以其餘模型適配度指標作為判準，而其他模型適配指標皆達到可接受標準。表 10 高中職五專生母親教養方式各因子對各對應指標的解釋力因子指標 R-Square 明確要求作息 0.574 嚴格管如何用錢 0.446 管功課 0.544 明確要求言行舉止及服裝儀容 0.545 明確要求飲食或健康習慣 0.465 嚴格管交朋友的事 0.516 經常告訴不要傷父母的心或作讓父母丟臉的事 0.219 Factor1 不太放心，一再重複叮嚀 0.290 一叫做事不得延誤 0.427 為了一點小事，動不動就大罵 0.667 為了一點小事，動不動就打 0.484 Factor2 對新想法或嘗試潑冷水 0.379 不論是什麼東西或事情，當你想要時，總是會答應要求 0.758 Factor3 碰到重大問題或挫折時，會特別撥出時間來幫助你 0.603