- 調查結果摘要[1]
生命及倫理研究中心，就子女對父與母參與的觀感及自尊感的關係進行了一項香港中小學生的調查。該調查發現受訪者裡每四個中學生就有一個感到自己像失敗者，年級愈高的受訪學生，對自我的評價愈趨負面。本調查又發現在教養兒子和女兒方面，父母有其獨特角色。母愛是兒子與女兒建立自尊感的共通因素，但對兒子的自尊感建立方面，父愛的因素可媲美母愛。而且父親與兒子談天、陪伴、關心和幫助等等都有助兒子的心理健康；對於女兒的自尊感建立來說，這些談天、陪伴、關心和幫助卻要從母親身上取得。此外，子女對父母的負面觀感對於子女的自尊感影響較正面觀感更為強烈，而且相同性別的親子組合（父子、母女）所帶來的影響力更大。
- 引言
長久以來，華人社會都重視家庭關係，家中各成員多有著親密的結連，父母養育子女，也成為他們成長的模範。在中國傳統兒童啟蒙教材《三字經》，有這樣的一句教訓：「養不教、父之過、教不嚴、師之惰」意思就是說生養孩子，如果只是給他吃，給他穿，而沒有教育他，這是父母的過失。可是，在近代香港社會裡，因著教育制度，社會文化的改變，當父母生兒育女之後，往往就將「親子」的重點，放在鋪排子女的教育和生涯規劃上，務求要贏在起跑線。結果，家庭變成了子女與父母角力的戰場；一代與一代之間彼此的關係，就此失傳！
其實，父母對孩子表達關懷和管教，對孩子的成長十分重要，父母角色的重要性也是無可取替的。有見及此，生命及倫理研究中心今年將就著香港家庭應如何發展親子關係的問題進行一項全港中、小學生對父母參與的觀感及子女自尊感之關係的調查，旨在探究在學生眼中父母親的角色，親子關係的重要性，以及親子關係與子女建立自尊感的相互關係，從而分別探討父親、母親在促進子女成長與福祉方面的角色。
- 文獻回顧
- 3.1 自尊感與青年福祉
自尊感（self-esteem）是量度心理健康的常用參考指標之一。自尊感影響人的情緒和行為，且是兒童情緒發展的重要一環。著名心理學家Abraham Maslow於50年代已將尊重感置放於他的需求層次理論中，一方面人需要從他人的認同或敬佩而得到尊重，另一方面需要從自信心、自愛、學習生活技能等，得到自我肯定的感覺（Maslow 1970）。
充份的自尊感好比闊度充裕的船，能抵受大浪衝擊，抗拒湧浪覆淹，在海中機動力較佳，逆流前進。心理學家Christopher J. Mruk進一步描繪自尊感是能力感（Competence）和存在價值（Worthiness）的互動，背後連繫著複雜的個人經歷和價值信念（Mruk 2006, 23）。自尊感影響著青少年對外界事物的接納與抗拒、發揮影響力還是充斥無力感、常有成功感還是錯落感等，關乎情緒、社交動力層面（Mruk 2006, 72-80）。青少年對自己的能力有正確的認知，受到別人或自己正面的評價，容易取得自身的存在價值。關心本港青少年的學者謝永齡博士曾提到自尊感與自殺有關。有自殺傾向的青少年常覺自卑、無價值、完全失敗和負累他人，提升他們自尊感是可以有效地預防抑鬱，甚至防止自殺行為的出現（謝 2000, 84）。在2014年世界衛生組織的預防自殺報告中，良好的自尊感更加被列為保護因素（World Health Organization 2014, 44）。
有些時候，自我觀念（self-concept）會被錯認成自尊感，產生混淆（Ho 2003）。自尊感是對自我價值的批判感覺。若說自我觀念好比「我是怎樣的」，那麼自尊感關乎「我覺得自己很好／很差」。青少年的成長階段裡會尋求自己是誰，清楚的自我觀念有助自尊感的正面建立（Wu, Watkins and Hattie 2010）。
- 3.2 建立自尊，父母尤關
學者對自尊感有廣泛研究（Mruk 2006; Deutsch, Servis and Payne 2001）。Mruk教授認為，自尊感受著社會文化、價值觀、性別、種族，甚至是基因等因素所影響，其中家長與子女在關係和生活層面的參與（parental involvement）是重要的影響因素之一。本港長期研究家庭的學者石丹理教授也曾就父母教育和子女心理健康兩者進行許多研究，尋找父母的教養方式如何影響青年心理健康，包括他們的自尊感（Shek 2008, 2007b, 2007a, 2005, 1999, 1996b, 1996a; Fok & Shek 2011）。
研究家庭關係的楊偉強博士曾研究父母對於自己教養的認知，與子女受教養時的認知有差異時所做成教養失效，對子女的自我形像、情緒有負面影響（Yeung 2016）。因此，不少研究檢視子女對父母的觀感（child’s perception），而非父母對自己付出的評價（Schaefer 1965; Shek 2008; Whitbeck & Gecas 1988）。
- 3.3 父與母的教養特質
每個人的出生都對世界極陌生（asocial into a world），就如一張白紙，父母成為他按世界互動而髹上色彩的首位中介者。人類的幼年一直主要倚賴父母，傳授安全感、語言、概念，過程中逐漸形成心理、習性、技能、價值觀等，邁向成熟。成熟是指到避免偏差行為（不會對平日生活做成過度負擔的行徑）、有貢獻（透過工作，能支撐起自己和家庭的生活）以及能夠照顧他的後代。父母教養（parenting）並非兒童社教化的唯一渠道，但卻是主要的（Maccoby 1992; Bohannon & Blanton 1999; Tam and Chan 2015, 490）。
父母特質令人聯想親職的性別角色定型（gender stereotype），例如男主外、女主內。父親是養家者、為口奔馳，文化賦予妻子有相夫教子的人生責任。婦權運動主張母親角色定型限制女性的生涯發展，於是要重奪自主和打破性別定型，爭取女性生育期間及生育以後的工作權。觀乎香港的《家庭崗位歧視條例》和《性別歧視條例》對母親和孕婦在僱傭層面的保障，正確保女性勞動力的釋放。視女性為勞動力的觀點，仍受其他女性主義學派進一步批判，在此不贅。
筆者認為強調女性自主性的批判進路，基調離不開從成人女性作為本位，卻較易忽略了親子關係中的另一他者──兒童，且是比成人弱勢得多的個體。若嘗試將兒童福祉置放於本位，在探討父母教養特質可否有女性主義以外所觀察到的發現呢？
我們知道大部份香港人都認同親生父母對孩子有重要影響（生命及倫理研究中心，2016），怎樣的父母教養特質對兒童來說更好？早期教養研究集中在嬰幼兒與母親的關係，往後更多研究父親、青年（Lamb 2002; Bretherton 2010; Al-Yagon 2014; Parke 2004; Shek 2005）。近年，英國杜倫大學的學者檢視了77份與父母參與相關的研究，關於父親的研究不少，但整體來說，母親參與一般對子女的成長更顯著（See and Gorard 2015），但這並不意味可以忽略父親的教養角色。
著名心理學家Michael E. Lamb教授在1975年時已留意到父親的角色一直被忽略，當時稱父親為「兒童發展裡被遺忘的貢獻者」。數十年間眾多學者在這層面上努力鑽研，逐漸呈現父親不可取代的角色， Lamb教授更在21世紀初提到那外號已不再適用（Lamb 2002, 108; Grossmann et al. 2002, 309）。
子女需要父親的敏銳觸覺（paternal sensitivity），在建立幼兒的親密感和安全感顯得相當重要，其重要程度不比母親低。母親滿足孩子社交和照顧層面，父親傾向為幼兒帶來驚奇的刺激和玩樂（Lamb 2002; Grossmann et al. 2002, 310; Al-Yagon 2014）。幼年時期感受父愛溫暖（paternal warmth）有助長大後建立良好的人際關係。有效傳遞的父愛，促進人的加壓素荷爾蒙發展出更強的同理心（Tabak et al. 2015）。然而，整個家庭來說，充份的母愛溫暖（maternal warmth）又讓子女更懂得調適自己的情緒（Fosco and Grych 2012, 570-571）。父與母的照料在子女發展扮演著獨特角色。
既然父親與母親角色有所差異，一些學者就全面發展父職的概念模型（NICHD 2000; Doherty, Kouneski & Erickson 1998）。參與養育程度較大的父親，有更多「以孩子為中心」的信念，也會對性別角色採取更均等的態度。父親有較好的自我形像、生活適應力、較少抑鬱和敵意，能給予孩子更多支持和溫暖。父親職業工時短、較年輕、收入佔家庭較少，增加他們投入父親角色。母親對父親作為「勝任的照顧者」的肯定、對性別角色的開放、母親須要工作、工時較長，都提升父職參與程度（NICHD 2000, 202）。
- 3.4 親子性別組合的特性
有差異的不只是父與母的特質，孩子的性別也成關鍵因素。不少研究都注意到父子、父女、母子、母女四個組別的互動情況（Grossmann et al. 2002, 311; Tissot et at. 2015; Luk et al. 2010; Bretherton 2010; Grusec, Goodnow and Kuzynski 2000; Kerns & Barth 1995; George, Cummings and Davies 2010; Dubeau, Coutu and Lavigueur 2013）。
臨床心理學家黃偉康博士近年提出論說，關於父母兩性分別影響男、女幼兒性別的心理自我誕生（心理自我誕生源自瑪格麗．瑪勒於1975年創立「分離與個體化」的兒童心理發展理論）。母親在幼女進行分離與個體化階段時，母親與女兒性別一樣能為女兒帶來安全感，而作為第三個體的父親，則幫助女兒認識到自己是母親以外的另一個體。而對於幼兒來說，他慢慢明白自己與母親性別上的不同，會帶來額外的不安感，父親此時的參與能為男孩帶來「與母親不同也無妨」的安全感（黃 2013, 54-61）。在自我的建立裡，父母、子女的性別是有意義的。
發展心理學家Ross D. Parke教授在十多年前曾整理眾多家庭理論，發現父母和子女的關係由過往單向式轉為互為影響，並且是父親與子女、母親與子女、子女對父母的觀感，以及兄弟姊妹關係等，都各有影響（Parke 2004, 366-367）。Lamb教授注意到父親傾向與兒子建立關係（NICHD 2000, 201），在研究親子價值傳承上，另一學者發現對於女兒來說母親的角色尤其關鍵（Bohannon & Blanton 1999, 174）。有學者團隊研究發現父母的參與也與子女的個性有所互動，而父親往往扮演調節的角色（moderator），影響青少年的社交能力（Stolz et al 2010）。
石教授十多年前已開始關注性別在教養研究上有顯著的意義。相對男孩來說，女孩的心理健康較受她對父母教養方式觀感所影響（Shek 1999）。石教授又發現父親教養男孩、女孩的互動不同，「父親要得到女兒的信任」，以及「讓兒子覺得自己被父親信任」，會讓教養變得暢順（Shek 2008）。進行分析時刻意將父子、父女、母子、母女的組別拆開，顯得有意義。
- 3.5 父母參與觀感與自尊感
有學者曾檢視過去數十年共90份的香港家長教養研究，提到本土家長教養的研究不足（Fok & Shek 2011）。這不足為奇，因為綜觀來說，父母教養是個複雜深奧的課題，須要研究範疇不限於父母參與質素（分享感受、價值觀……）、父母參與數量（陪伴時數、次數……）、參與的生活範疇（學業、生活事務、休閒……）、父母反應（正面負面、敏銳程度……）、教養模式（威權、指導、放任、缺席……）、兒童成長的階段等。
有些研究將父母參與收窄至父母對子女提供的溫暖感（parental warmth）。父愛母愛的概念，是關乎深切地追尋子女的益處，對子女的生活和情感需要都敏銳、願意花費時間和心力扶持子女、熱切關注子女的事等（Au 1994, 24-26）。於康乃狄克大學研究父母溫暖感的學者Abdul Khaleque教授團隊近年檢視200多個跨文化和地域的研究（橫越五大洲，其中一項研究樣本來自中國東南部，沒有香港的樣本）發現，父母給子女溫暖和接納，與子女的自尊感、學校生活的調適、世界觀、心理調適、人際關係等均有正面作用，且父愛、母愛對子女的影響有差異（Khaleque 2013; Ali, Khaleque and Rohner 2015）。
本港教育學家何瑞珠教授曾研究父母眼中自己的參與（self-perceived parenting involvement），當時並沒有特別研究父親參與及母親參與的分別（Ho 2003）。社會學學者曾潔雯博士在20年前曾進行分別父及母參與以及小學生自尊感關係的研究（Tsang 1997）。兩項研究結論都顯示了父母參與以及學生自尊感有正比關係。謝永齡博士又觀察到，中國人社會裡常用「羞恥法」的負面管教方式，這會使到子女否定自我價值，從而影響自尊感（謝 2000, 84）。
考慮到青少年的自尊感、親子性別組合等，本調查希望探討子女眼中的母親參與（perceived maternal involvement）、子女眼中父親參與（perceived paternal involvement）如何影響小、中學生的自尊感。
- 3.1 自尊感與青年福祉
- 調查假設
本調查想知道在青少年自尊感的發展裡，兒子所受到父與母的影響，與女兒所受的影響是否有所不同？遂有以下兩項假設：
- 兒子眼中的父親參與（相對兒子眼中的母親參與）對兒子的自尊感有更正面的影響。
- 兒子眼中的父親投入建立關係（相對於母親）對兒子的自尊感有更正面的影響。
- 兒子眼中的父愛溫暖（相對於母親）對兒子的自尊感有更正面的影響。
- 正面的父親參與（對比負面的父親參與），對兒子來說影響更大。
- 女兒眼中的母親參與（相對女兒眼中的父親參與）對女兒的自尊感有更正面的影響。
- 女兒眼中的母親投入建立關係（相對於父親）對女兒的自尊感有更正面的影響。
- 女兒眼中的母愛溫暖（相對於父親）對女兒的自尊感有更正面的影響。
- 正面的母親參與（對比負面的母親參與），對女兒來說影響更大。
- 兒子眼中的父親參與（相對兒子眼中的母親參與）對兒子的自尊感有更正面的影響。
- 調查方法
研究員於2016年10月率先邀請某中學共126名中一級學生，參與問卷調查的先導計劃（pilot test），收回並分析結果後，調整問卷的合用性。其後以「學生親子關係問卷調查」為名，以目標方便抽樣方式（purposive convenience sampling），向全港中小學傳真或電郵參與研究的邀請信，邀請小四至中五學生填寫問卷。回覆並願意參與的學校共12間，在2016年12月至2017年3月期間，共收回4,430份問卷。經過資料輸入和篩檢後，可用作分析的有效問卷為3,100份。
由於小數點約數緣故，往後數據分析中的百分比總和，不必然得出100.0%。
- 量度工具及效用
本調查使用紙填問卷作為調查工具，並分別使用了以下幾項量表，包括：
- Rosenberg的自尊感量表中文版本（Rosenberg Self-esteem Scale, RSES）（Rosenberg 1965; 梁、王 2005; Ho 2003; Wu 2008），採用李克特量表（Likert Scale）的四點量表，以量度學生的自尊感；
- 對父母的觀感量表（Perceptions of Parents Scales, POPS）量度父母參與，選用了父、母投入建立關係（Relational involvement）及父愛、母愛的溫暖（Warmth）部份（Robbins 1994; Niemiec at al. 2006），採用李克特量表的七點量表，以量度子女對於父與母兩者的參與程度的觀感；
- 經簡略後的家庭環境量表中文版本（Brief Family Environment Scale, BFES），量度了家庭衝突（Moos and Moos 1986; Fok et al. 2014; Cheung 1982; Ma and Leung 1990），採用是非題（true or false），以量度家庭衝突程度。
測試信度（Cronbach’s Alpha Reliability及Guttman’s Lambda-4 Reliability）後得出上述各量表表現良好，數值在0.740至0.898之間。透過探索性因子分析（EFA）量度效度以及因子負荷。詳見表1及表2。
表1 因子名稱、信度、及因子分析相關數據列表。
信度測試結果
因子分析結果
量表指數及項目
Cronbach's Alpha
Guttman's Lambda-4
因子負荷
共同因子分析值
變異數解釋百分比
Rosenberg自尊感（10項）
.870
---
---
---
---
Rosenberg自尊感（剔除第8項）
由1至4分，低至高.898
---
---
.916
44.9%
1
總括來說，我對自己感到滿意
.709
2
有些時候，我會覺得自己完全沒有用－
.736
3
我覺得我有許多優點
.684
4
我能夠把事情做得和大多數人一樣好
.596
5
我覺得自己沒有甚麼值得自豪的地方－
.670
6
有時我真的感到自己沒有用－
.732
7
我認為我是個有用的人，至少與別人差不多
.710
8
我要是能夠更尊重自己就好了
---
9
總括來說，我覺得自己像一個失敗者－
.819
10
我抱著積極的態度面對自己
.680
學生對母親投入建立關係的觀感
由1至7分，低至高.840
---
---
.846
46.7%
1
媽媽抽空與我談天
.742
2
媽媽好像常常不太關心我－
.592
3
媽媽用很多時間陪我
.803
4
媽媽好像忙得沒時間理會我－
.628
5
媽媽不太理會我所關心的事－
.561
6
媽媽用時間和精神來幫助我
.742
學生對母愛溫暖的觀感
由1至7分，低至高.843
---
---
.860
48.7%
1
媽媽接受和喜歡我
.776
2
媽媽清楚地表達他對我的愛護
.776
3
媽媽讓我知道我是獨一無二的
.734
4
媽媽常常否定我－
.562
5
媽媽見到我的時候特別高興
.712
6
媽媽好像對我感到非常失望－
.594
學生對父親投入建立關係的觀感
由1至7分，低至高.847
---
---
.844
49.9%
1
爸爸抽空與我談天
.786
2
爸爸好像常常不太關心我－
.620
3
爸爸用很多時間陪我
.835
4
爸爸好像忙得沒時間理會我－
.578
5
爸爸不太理會我所關心的事－
.575
6
爸爸用時間和精神來幫助我
.759
學生對父愛溫暖的觀感
由1至7分，低至高.850
---
---
.841
49.9%
1
爸爸接受和喜歡我
.823
2
爸爸清楚地表達他對我的愛護
.810
3
爸爸讓我知道我是獨一無二的
.763
4
爸爸常常否定我－
.468
5
爸爸見到我的時候特別高興
.752
6
爸爸好像對我感到非常失望－
.543
家庭環境量表-家庭衝突
---
.632
---
---
---
家庭環境量表-家庭衝突（剔除第5和6項）
由0至1分，低至高不適用
.740
---
.763
56.8%
1
在家裡我們常有爭執
.791
2
家人常發脾氣
.795
3
家人會互相責備
.739
4
家人吵架時，會愈吵愈大聲
.684
5
在家裡我們彼此憎恨
---
6
家人會互相打鬥
---
－為反向題目(reversed scored item)
表2 因子名稱、信度、及因子分析相關數據的另一列表。
量度工具及因子細項
信度測試結果
Cronbach's Alpha
因子負荷
共同因子分析值
變異數解釋百分比
對母親參與的正面觀感
.872
.870
66.821%
媽媽用很多時間陪我
.802
媽媽用時間和精神來幫助我
.855
媽媽清楚地表達他對我的愛護
.825
媽媽讓我知道我是獨一無二的
.795
媽媽見到我的時候特別高興
.810
對母親參與的負面觀感
.905
.764
59.170%
媽媽好像忙得沒時間理會我
.661
媽媽不太理會我所關心的事
.808
媽媽常常否定我
.815
媽媽好像對我感到非常失望
.782
對父親參與的正面觀感
.773
.901
67.848%
爸爸抽空與我談天
.793
爸爸用很多時間陪我
.822
爸爸用時間和精神來幫助我
.858
爸爸清楚地表達他對我的愛護
.848
爸爸讓我知道我是獨一無二的
.826
爸爸見到我的時候特別高興
.793
對父親參與的負面觀感
.754
.743
58.286%
爸爸好像忙得沒時間理會我
.667
爸爸不太理會我所關心的事
.775
爸爸常常否定我
.800
爸爸好像對我感到非常失望
.803
- 調查結果
- 7.1 受訪者背景資料
在3,100份有效問卷中，女性比例略高；小學生佔約兩成。八成半受訪學生與親生父親及親生母親同住，在「同住家庭結構」一欄是為「原生父母」，不論何故而與單親同住的受訪學生約一成，只有較少數是與雙親同住但其中一人為繼親。大約各一成受訪學生感到自己比身邊同學貧窮或富裕。詳見表3。
表3 受訪者背景資料列表。
項數
百分比（%）
性別
女
1,658
53.5
男
1,442
46.5
年級
小四
314
10.1
小五
303
9.8
小六
19
.6
中一
568
18.3
中二
558
18.0
中三
470
15.2
中四
420
13.5
中五
448
14.5
同住家庭結構
原生父母
2,609
84.2
繼親父或母
76
2.5
單親
415
13.4
學生對家境財政的觀感
比較貧窮
362
11.7
差不多
2,400
77.4
比較富裕
331
10.7
無效回答
7
.2
父母在職情況
雙職家長
1,446
46.6
一位家長外出工作
1,117
36
父母都不用外出工作
138
4.5
其他情況或無效回答
399
12.9
總計
3,100
100.0
- 7.2 中小學生對自我的評價
整體來說，小學生對自我的評價較中學生略為正面。約一成半受訪小學生對自己不感滿意，約兩成半受訪中學生感到自己是個失敗者，參表4。隨著年級愈高，學生對自我評價愈趨負面。參表5。
表4 中小學生對自我評價的百分比列表。
總括來說，我對自己感到滿意
總括來說，我覺得自己像一個失敗者
小學生
中學生
小學生
中學生
n=636
n=2,464
n=636
n=2,464
很不同意
3.5%
4.1%
50.0%
27.5%
不同意
11.3%
21.1%
31.8%
47.5%
同意
46.5%
60.5%
9.7%
17.6%
很同意
38.7%
14.3%
8.5%
7.4%
表5 按年級分佈受訪者對自我評價平均分列表。
年級
總括來說，我對自己感到滿意（最低1分，最高4分）
總括來說，我覺得自己像一個失敗者（最低1分，最高4分）
小四 (n=314)
3.26
1.78
小五 (n=303)
3.17
1.74
中一 (n=568)
2.93
1.94
中二 (n=558)
2.86
1.99
中三 (n=470)
2.85
2.09
中四 (n=420)
2.84
2.05
中五 (n=448)
2.75
2.20
方差分析結果：
F(6, 3074)=24.522, p<0.001
F(6, 3074)=13.406, p<0.001
- 7.3 同住家庭結構與自尊感
是次調查的學生自尊感平均分與同類港澳華人研究結果接近（梁、王 2005; Tsang 1997）。各式同住家庭結構之間有統計學上的顯著差異。與原生父母同住的受訪學生的自尊感，統計上顯著比其他兩者為高（F(2, 3097)=9.572, p<0.001），詳見表6。從圖1進一步觀察，位於第25個及第75個百分位數的盒區域（box），「單親」及「繼親父或母」組別低於中位數（黑線）的整體人數明顯較多。
表6 三種同住家庭結構裡受訪學生自尊感數值比較。
人數
自尊感平均分(1-4分)
標準差
同住家庭結構
原生父母
2,609
2.778
.611
繼親父或母
76
2.559
.716
單親
415
2.670
.610
總計
3,100
2.758
.616
圖1 三種同住家庭結構裡受訪學生自尊感平均數圖（mean plot）。
- 7.4 家庭關係與自尊感
受訪學生眼中的家庭關係大致良好，整體來說中學生所面對的家庭衝突比小學生為多。參表7。家庭衝突與受訪學生的自尊感成反比關係（rs=-0.36, p<0.001），意味著家庭衝突愈多，子女自尊感愈低，中等相關程度。
表7 符合對下列家庭關係描述的百分比列表。
答「符合」的小學生(n=636)
答「符合」的中學生(n=2,464)
在家裡我們常有爭執
28.3%
40.9%
家人常發脾氣
18.4%
32.2%
家人會互相責備
15.4%
27.9%
家人吵架時，會愈吵愈大聲
27.5%
40.6%
我們在家裡無論做甚麼都很落力
32.1%
43.4%
在家裡我們彼此憎恨
6.3%
6.1%
家人會互相打鬥
5.7%
4.1%
一家人會互相幫助，彼此扶持
86.6%
87.7%
我們一家常會抽空相處
72.5%
68.2%
我們家一團和氣
83.3%
79.7%
我的家人會互相支持鼓勵
82.7%
76.7%
我很高興能成為這家庭的一份子
92.5%
86.6%
我們一家很能夠和睦地相處
82.7%
82.0%
- 7.5 對家境財政觀感與自尊感
認為自己家境比較富裕的受訪學生的自尊感，統計上顯著比其他兩者為高（F(2, 3090)=58.981, p<0.001）相反，學生對家境財政的觀感是較貧窮，其自尊感較低。參表8及圖2。
表8 對家境不同觀感的受訪學生自尊感數值比較。
人數
自尊感平均分
標準差
對家境貧富的觀感
比較貧窮
362
2.463
0.684
差不多
2,400
2.778
0.583
比較富裕
331
2.937
0.660
總計
3,093
2.758
0.615
圖2 三種對家庭財政的觀感裡受訪學生自尊感平均數圖（mean plot）。
- 7.6 父母參與觀感與自尊感
六、七成學生眼中的父母相處經驗是正面的，大概有一成學生感到父或母經常否定他，參表9。
表9 父母參與觀感的分佈列表。
母親參與觀感分佈（%）
父親參與觀感分佈（%）
1完全不相似
2
3
4某部分相似
5
6
7極相似
1完全不相似
2
3
4某部分相似
5
6
7極相似
抽空與我談天
5.8
5.7
10.2
23.2
19.7
17.0
18.5
11.0
8.3
10.8
23.7
15.9
15.1
15.2
用很多時間陪我
6.5
7.9
13.2
22.4
16.3
15.2
18.5
12.1
12.6
16.5
23.0
14.5
9.3
12.0
用時間和精神來幫助我
4.1
4.4
7.9
19.9
20.8
18.4
24.5
6.8
6.1
10.1
22.2
18.1
15.6
21.1
接受和喜歡我
1.5
1.2
3.2
11.3
14.6
22.3
46.0
2.6
2.3
3.9
16.5
18.1
22.1
34.5
清楚地表達他對我的愛護
3.5
3.4
7.5
21.5
17.3
19.8
26.9
6.0
7.1
10.9
22.9
16.1
15.1
21.9
讓我知道我是獨一無二的
6.8
5.8
9.7
18.5
15.6
15.7
27.9
8.9
7.0
10.2
18.7
16.6
14.4
24.3
見到我的時候特別高興
6.7
7.1
12.9
25.3
16.6
14.3
17.1
8.6
7.2
11.8
24.1
16.5
13.7
18.1
好像常常不太關心我
45.3
25.0
12.0
9.5
3.7
2.9
1.7
37.1
22.4
15.0
14.1
5.7
3.2
2.5
好像忙得沒時間理會我
37.4
24.9
13.1
13.5
5.4
3.0
2.7
28.2
19.4
16.0
18.1
8.2
5.2
4.9
常常否定我
28.0
22.1
15.9
18.0
6.3
4.6
5.1
36.1
22.3
15.4
13.3
5.6
3.4
3.9
不太理會我所關心的事
25.4
19.3
15.0
19.0
10.2
5.8
5.4
26.3
19.0
15.2
19.8
8.6
5.6
5.6
好像對我感到非常失望
33.2
24.0
14.4
14.7
6.0
3.5
4.2
42.8
22.6
14.2
11.4
4.1
2.1
2.9
量度了父親參與和母親參與各兩項，均與自尊感有正比關係，且在統計學上顯著。值得注意的是，母親投入建立關係與母愛溫暖相關程度特別高（r=.798），父親投入建立關係與父愛溫暖的情況亦一樣（r=.778）。詳參表10。
表10 四項父母參與的觀感與自尊感的相關系數r。
Pearson’s r
自尊感
學生對母親投入建立關係的觀感
學生對母愛溫暖的觀感
學生對父親投入建立關係的觀感
學生對母親投入建立關係的觀感
.415***
---
---
---
學生對母愛溫暖的觀感
.454***
.798***
---
---
學生對父親投入建立關係的觀感
.385***
.550***
.495***
---
學生對父愛溫暖的觀感
.439***
.574***
.648***
.778***
***p<0.001
只抽取與原生父母同住的受訪者，透過虛據變數線性迴歸模組（Dummy Variable Regression），檢驗是否可將男女受訪學生個別分析。結果顯示性別在預測自尊感的模組上是有統計學上差別，亦意味可將男女兩組別分開分析，參表11。
表11 性別預測自尊感的線性迴歸模組數值。
自變項
Beta-系數
t-系數
學生對母親投入建立關係的觀感
.065
1.844
學生對母愛溫暖的觀感
.195***
5.137
學生對父親投入建立關係的觀感
.082*
2.392
學生對父愛溫暖的觀感
.137***
3.684
家庭衝突
-.124***
-5.192
年級
-.093***
-4.425
學生對家境財政的觀感
.057**
2.738
性別（男1；女0）
.048*
2.339
F(7, 1724)=86.253, p<0.001***
Adjusted R2=.286
*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001
接著，只抽取與原生父母同住的受訪者，透過兩個線性迴歸模組，分別就女性和男性進行分析，詳參表12。控制了「家庭衝突」、「年級」、「對家境財政的觀感」等其他因素後，「對母愛溫暖的觀感」是最能預測受訪學生自尊感的因素，男女模組皆是。
對於預測男生的自尊感來說，「對父愛溫暖的觀感」是第二重要的因素，「家庭衝突」與「對父親投入建立關係的觀感」都在其後。模組顯示「對母親投入建立關係的觀感」並不能預測男生的自尊感。
對於預測女生的自尊感來說，「對母親投入建立關係的觀感」是第二重要的因素，「對父愛溫暖的觀感」在後。模組顯示「對父親投入建立關係的觀感」對預測女生的自尊感來說則不顯著。
表12 投入和溫暖觀感預測自尊感的兩個線性迴歸模組數值。
模組一：女性
模組二：男性
自變項
Beta-系數
t-系數
Beta-系數
t-系數
對母親投入建立關係的觀感
.116*
2.371
---
---
對母愛溫暖的觀感
.198***
3.828
.199***
4.635
對父親投入建立關係的觀感
.063
1.394
.113*
2.191
對父愛溫暖的觀感
.105*
2.164
.171**
2.971
家庭衝突
-.122***
-3.755
-.129***
-3.660
年級
-.123***
-4.334
-.064*
-2.025
對家境財政的觀感
.068*
2.450
---
---
F(7, 930)=13.208, p<0.001***
F(5,789)=16.016, p<0.001***
Adjusted R2=.290
Adjusted R2=.274
*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001
抽取對父母參與觀感裡的反向題目（參表2），透過探索性因子分析，分別為父和母製作「參與正面觀感」和「參與負面觀感」的因子。因子表現良好，Cronbach’s Alpha的數值由0.754至0.905不等。
以上述因子進行線性迴歸模組，預測子女的自尊感，模組有效，結果列於表13。控制了「家庭衝突」、「年級」、「對家境財政的觀感」等其他因素後，所有參與觀感均為統計學上顯著。結果顯示正面的參與觀感正面影響自尊感，反之亦然，符合一般預期。模組一顯示，對於女生自尊感最大影響的，分別是「母親參與負面觀感」及「母親參與正面觀感」。最影響男生自尊感的，分別是「父親參與負面觀感」及「父親參與正面觀感」，明顯地可見男生自尊感較受父親參與影響，反之亦然，模組一顯示母親參與則較強地預測女生的自尊感。
表13 正負面觀感預測自尊感的兩個線性迴歸模組數值。
預測自尊感的線性迴歸模組
模組一：女生
模組二：男生
Beta-系數
t-系數
Beta-系數
t-系數
母親參與正面觀感
.162***
3.950
.114*
2.470
母親參與負面觀感
-.192***
-4.650
-.130**
-2.982
父親參與正面觀感
.088*
2.259
.152**
3.235
父親參與負面觀感
-.101**
-2.622
-.171***
-3.894
家庭衝突
-.097**
-2.962
-.112**
-3.154
年級
-.121***
-4.365
---
---
學生對家境財政的觀感
.068*
2.475
---
---
F(7, 960)=59.368, p<0.001***
F(5,805)=62.636, p<0.001***
Adjusted R2=.297
Adjusted R2=.276
*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001
- 7.1 受訪者背景資料
- 分析及歸納
是次調查符合各地的研究結果（Khaleque 2013; Ali, Khaleque and Rohner 2015），讓子女感受到父母的肯定和關注，是建立子女自尊感的重要一步。而且，父母在養育兒子、女兒時應注意差異。
在投入和溫暖觀感預測模組結果顯示，對比父愛，母愛是預測兒子和女兒自尊感的最強因素，這意味那些正要步入青春期的男、女，感受到母親表達接納、喜歡、愛護、唯獨的親密感等，與建立自我肯定有正面關係。相反，常接收到母親的否定、失望感等訊息，男女童的自尊感較低。整體而言，母親參與對兒子和女兒的成長較父親更顯著，引證了母親作為首要照顧者（Primary Care-taker）的重要，亦與近年一些研究的結論相符（See and Gorard 2015）。換言之，假設二乙則成立。
雖然假設一乙並不成立，但父愛是預測兒子自尊感的第二強因素，模組二裡顯示父愛可媲美母愛對兒子的影響。兒子自尊感的建立更受到父親所表達的接納、喜歡、愛護、唯獨的親密感等所影響。在女生的模組裡，父愛的系數數值明顯比其他控制因素還小，說不上能媲美母愛對女兒的影響。
假設一甲是成立的，因為模組一顯示父親投入建立與兒子的關係，包括花時間談天、抽空陪伴、關心他的事情、花心力幫助等，預測了兒子自尊感的健康成長。臨床心理學家黃博士的著作曾敘述「……母親培養兒子成為男孩，但父親培養兒童成為男人。從某個意義來說……那是父親的份內事。」（黃 2013, 81）某程度上得到一些共鳴。對於女兒來說，這些談天、陪伴、關心和幫助卻要從母親身上取得（而不是父親），才有助發展女兒的自尊感，這是模組二所顯示的結果。換言之，假設二甲也成立。
在正負面觀感預測自尊感的模組二裡，每一組父或母親參與裡，負面觀感發揮的影響總比正面發揮的為大，這與假設一丙和二丙剛好相反。這意味在子女眼中，父母不理會他、不關心他的事情、經常否定和表達失望等，傷害子女的自尊感的程度，大於父母用關心、陪伴、愛護等建立的程度。而且，相同性別的親子所帶來的影響力更大。換言之，子女的自尊感受破壞易，要建立難。
- 調查限制
問卷份數由收回的4,430份減至有效的3,100份，當中涉及未有完整填畢、到後部份亂填等情況。相信這反映問卷太長，學生未有充足耐心完成整份問卷。此外，較短的問卷有利年紀較小的小學生填寫，或能令小學更樂於參與研究。過去曾有研究提到最能預測學童自尊感的因素是學業成就（Tsang 1997），然而本次礙於問卷長度限制，未有將學業加入成為控制指標。
一些學者注意到，亞洲文化（中、日、韓）未必有「Self-esteem」的相應翻譯，而且，自尊感的表達與西方不盡相同。歐美研究中高自尊感的人能指向對高生活滿意感，但在中國卻指向高生活滿意感的因素卻是高質素關係，而非自尊感。因此，量度自尊感，要留意中國文化的獨特性，如：謙遜、與別人比較時傾向自我批評、自信與自大等價值觀（Cicchetti 2016, 493-494; Chan 1997, 2001; Harter 2012）。而且，Rosenberg的量表第八項在華人中未能有效量度受訪者的自尊感（梁、王 2005; Farruggia et al. 2004），香港文化均受中西兩方面影響，在量度青少年對自我的觀感方面，須進一步發掘長度合宜的量度方法（Tsang 1997）。
事實上，是次量度的是子女的觀感，也未研究從父母觀點出發，石教授曾發展許多量度家長參與向度的量表（Shek 2005; Shek & Cheung 2007; Shek & Ma 2010,），相信可作更多向度量度父母其他方面的參與，如何影響子女的成長。此外，本調查亦未有探討兄弟姊妹關係、受訪者的學業能力等因素。
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