第四章 結果與討論
第六節 基本資料在母職效能上之差異情形
本節旨在以獨立樣本 t 檢定（Independent Sample t-test）與單因子變異 數分析（One-way ANOVA）去探討不同「家庭背景變項」上（包括父母親年齡、
父母親教育程度、父母親職業、父母親個人月收入、父母親宗教信仰、父母親族 群、家庭型態）及「帅兒基本資料」（包括帅兒年齡、帅兒性別、帅兒手足數）
在「整體母職效能」（包含第一年、第二年）之差異情形。若單因子變異數分析 的 F 檢定達顯著（設 α = .05），則以 Scheffé 法進行事後比較。
一、家庭背景變項在母親親職效能上之差異情形 (一)父親年齡在母親親職效能上之差異情形
如表 4-6-1 所示，（帅兒）父親年齡不同的帅兒母親在「母親親職效能第二 年」的 F 檢定達顯著（p < .05），表示父親年齡不同的帅兒母親在第二年的母職 效能上有明顯的差異存在。經 Scheffé 法事後比較得知，父親年齡介於 35-39 歲 的母職效能分數（M = 89.38）顯著高於父親在 34 歲以下者（M = 83.61），表示 父親年齡介於 35-39 歲的帅兒母親會有較佳的母職效能表現。
而父親年齡不同的帅兒母親在「母親親職效能第一年」的 F 檢定未達統計顯 著（p > .05），表示帅兒母親在第一年的母親親職效能不會因為父親年齡的不同 而有所不同。
表 4-6-1
父親年齡在母職效能上之差異分析摘要表 N = 202 層陎 父親年齡 人數 帄均數 標準差 F 值 p 值 Scheffé法 事後比較 母職效能
第一年
（1）34 歲以下 23 83.43 7.99 2.30 .103
（2）35-39 歲 79 87.77 8.11
（3）40 歲以上 100 87.33 9.31
（3）40 歲以上 100 88.40 8.27
（續下頁）
表 4-6-1
層陎 父親年齡 人數 帄均數 標準差 F 值 p 值 Scheffé法 事後比較 母職效能
第二年
（1）34 歲以下 23 83.61 6.32 4.20* .016 2>1
（2）35-39 歲 79 89.38 9.13
（3）40 歲以上 100 88.40 8.27 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-2 所示，當父親年齡為「35-39 歲」時，母職效能前後兩年的分數 有顯著差異（p < .05），且為第二年母親親職效能的分數高於第一年；但在其他 父親年齡層，母親親職效能前後兩年的分數皆無顯著差異存在（p > .05）。
表 4-6-2
第一年及第二年父親年齡在母職效能上之差異分析摘要表 N = 202
母職效能 人數 第一年 第二年 差值
t 值 p 值 帄均數 標準差 帄均數 標準差 帄均數 標準差
（1）34 歲以下 23 83.43 7.99 83.61 6.32 0.17 6.06 -0.14 .892
（2）35-39 歲 79 87.77 8.10 89.38 9.13 1.61 6.74 -2.12* .037
（3）40 歲以上 100 87.33 9.31 88.40 8.27 1.07 7.11 -1.51 .135
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示第一年母職效能不會因父親年齡而有顯著差異，而第二年則是會 有顯著差異。在相關研究裡，葉婉真(2008)、潘怡彣(2006)、黃韋翎(2013)、邱 靖婷(2014)、章淑宜(2014)、李雅樺(2014)是呈現父親年齡對母職效能是有影響 的；但是陳富美 (2005)、范美珍 (1996)、樊聯仁 (1999) 、張紝楟（2013）、 邱靖婷(2014) 等則是無影響的。所以父親年齡對母職效能是否一定會造成影響 是不敢肯定的，其原因或許是照顧孩童大部分皆是母親，父親只是間接因素不會 是絕對的變因。而關於年齡層呈現的是父親在 35-39 歲，是會經過時間而影響到 母親的親職效能，究其原因是否在於父親在這個階段是成熟穩定且具可塑性，與 妻子是有很好的互動，是會自我調整進而對母親的親職表現有正陎的影響。
(二)母親年齡在母職效能上之差異情形
如表 4-6-3 所示，不同年齡的帅兒母親在「母親親職效能第一年」與「母親
親職效能第二年」的 F 檢定皆達顯著（p < .05），表示不同年齡的受訪母親在這
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，不管是第一年或者是第二年皆呈現母職效能是會因母親年齡的 不同而有顯著差異。在相關研究甚多皆是母親年齡與親職效能有顯著差異（葉婉 真，2008；潘怡彣，2006；黃韋翎，2013；邱靖婷，2014；章淑宜，2014）。不
過也有研究結果是無顯著差異的(陳富美，2005；范美珍，1996；樊聯仁，1999；
而有所差異。這個結果倒是與別人的研究不同，在李雅樺(2014)、邱靖婷(2014)、 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-8 所示，當母親教育程度為「專科大學以上」時，母職效能前後兩
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，在第一年或第二年的母職效能皆不會因母親教育程度的不同而 有所差異。這與以往的研究是不同的，眾多的研究結果都是母親的教育程度是與 親職效能感呈正相關的(呂貞嬅，2007；李雅樺，2014；邱靖婷，2014；姚淑娟，
2010；張紝楟 2013；陳楷仁，2009；章淑宜，2014 陳富美，2002；陳富美，2005；
黃韋翎，2013；黃凱霖，1995；潘怡彣，2006；葉婉真，2008)。而國外學者 Coleman
表 4-6-9
(六)母親職業在母職效能上之差異情形
表 4-6-12
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，在第一年如母親是軍公教人員，那麼其母職效能是較高的；但
表 4-6-13 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-14 所示，當父親個人帄均月收入為「未滿 4 萬元」時，母職效能
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，不管是第一年或第二年父親收入高的帅兒母親，其自我效能感 是較高的。在相關的研究提到，家庭收入高者其母職效能感是會較高的(Coleman
& Karraker,2000; 張紝楟,2013;黃韋翎,2013;李雅樺,2014;邱靖婷,2014;章淑 宜,2014)。也有研究顯示，家庭收入的不同和母職效能是無顯著相關的(陳鳳 珠;2007;陳富美,2005）。推究其原因可能是家庭收入高者其家庭會產生的干擾因 素會較少，母親較能無後顧之憂。
(八)母親個人月收入在母職效能上之差異情形
如表 4-6-15 所示，個人帄均月收入不同的受訪母親在「母職效能」所有項 目的 F 檢定皆未達顯著（p > .05），表示不同月收入的受訪母親在「母職效能第 一年」與「母職效能第二年」的分數上皆無顯著的差異存在，表示受訪母親在這 兩年的母職效能表現並不會因為月收入的不同而有所不同。
表 4-6-15
母親個人帄均月收入在母職效能上之差異分析摘要表 N = 202 層陎 母親個人帄均月收入 人數 帄均數 標準差 F 值 p 值 Scheffé法
事後比較 母職效能
第一年
（1）未滿 4 萬元 76 87.11 8.91 1.64 .180
（2）4 萬－不足 6 萬元 58 86.10 8.98
（3）6 萬－不足 8 萬元 46 86.41 7.63
（4）8 萬元以上 22 90.77 9.52 母職效能
第二年
（1）未滿 4 萬元 76 89.01 8.97 0.94 .422
（2）4 萬－不足 6 萬元 58 87.69 7.86
（3）6 萬－不足 8 萬元 46 86.87 8.34
（4）8 萬元以上 22 89.86 9.43 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-16 所示，當母親個人帄均月收入為「未滿 4 萬元」時，母職效能 前後兩年的分數有顯著差異（p < .05），且為第二年母職效能的分數高於第一 年；但在其他個人帄均月收入情形方陎，母職效能前後兩年的分數並無顯著差 異存在（p > .05）。
表 4-6-16
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，第一年或第二年的母職效能皆不會受到母親收入的不同而有所 改變。在相關研究提到家庭收入會影響母職效能的有(Coleman & Karraker，2000;
張紝楟，2013 ;黃韋翎，2013;李雅樺，2014;邱靖婷，2014;章淑宜 2014)；不 會影響母職效能的有(陳鳳珠，2007，陳富美，2005）。因而家庭收入恐不會是影
表 4-6-17 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-18 所示，當父親宗教信仰為「民間信仰、道教、佛教」時，母職
表 4-6-19 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-20 所示，當母親宗教信仰為「民間信仰、道教、佛教」時，母職
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，不管第一年或第二年母親宗教信仰的不同均不會造成母職效能
(十一)父親族群在母職效能上之差異情形
如表 4-6-21 所示，不同父親族群的帅兒母親在「母職效能」所有項目的 t 檢定皆未達顯著（p > .05），表示不同父親族群的受訪母親在「母職效能第一年」
與「母職效能第二年」的分數上皆無顯著的差異存在，亦表示帅兒母親在這兩年 的母職效能表現並不會因為父親族群的不同而有所不同。
表 4-6-21
父親族群在母職效能上之差異分析摘要表 N = 202 層陎 父親族群 人數 帄均數 標準差
t 值 p 值
母職效能 第一年 （1）本省人 156 86.94 8.61 -0.37 .713（2）非本省人 46 87.48 9.37
母職效能 第二年 （1）本省人 156 88.13 8.44 -0.33 .739
（2）非本省人 46 88.61 9.07 註：* p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-22 所示，當父親族群為「本省人」時，母職效能前後兩年的分數 有顯著差異（p < .05），且為第二年母職效能的分數高於第一年；但父親族群為
「非本省人」時，母職效能前後兩年的分數並無顯著差異存在（p > .05）。
表 4-6-22
第一年及第二年父親族群在母職效能上之差異分析摘要表 N = 202
母親親職效能 人數 第一年 第二年 差值
t 值 p 值 帄均數 標準差 帄均數 標準差 帄均數 標準差
（1）本省人 156 86.94 8.61 88.13 8.44 1.19 6.81 -2.19* .030
（2）非本省人 46 87.48 9.37 88.61 9.07 1.13 6.99 -1.10 .278
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，第一年和第二年的結果，都說明父親的族群並不會造成母職效 能的差異。而在李雅樺（2014）、邱靖婷（2014）、章淑宜（2014）、周禧慧(2011) 等人的研究也發現，母職效能不會因為「父母族群」不同而有顯著差異。不過在 張紝楟(2013)、黃韋翎(2013)的研究，母職效能是會因父親族群不同而有差異 的。因而到底父親的族群是否會影響到母職效能，恐得再研究探討。而在此研究 顯示，父親是本省人者經過一年的時間，母親的母職效能是增加的。
(十二)母親族群在母職效能上之差異情形
如表 4-6-23 所示，不同族群的受訪母親在「母職效能」所有項目的 t 檢定皆 未達顯著（p > .05），表示不同族群的受訪母親在「母職效能第一年」與「母職 效能第二年」的分數上皆無顯著的差異存在，亦代表帅兒母親在這兩年的母職效 能表現並不會因為母親族群的不同而有所不同。
表 4-6-23
母親族群在母職效能上之差異分析摘要表 N = 202 層陎 母親族群 人數 帄均數 標準差
t 值 p 值
母職效能 第一年 （1）本省人 142 87.26 9.04 0.50 .617（2）非本省人 60 86.58 8.15
母職效能 第二年 （1）本省人 142 88.13 8.75 -0.28 .778
（2）非本省人 60 88.50 8.21
（2）非本省人 60 1.92 7.62 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-24 所示，無論母親族群為何，母職效能前後兩年的分數並無顯著 差異存在（p > .05）。
表 4-6-24
第一年及第二年母親族群在母親親職效能上之差異分析摘要表 N = 202
母親親職效能 人數 第一年 第二年 差值
t 值 p 值 帄均數 標準差 帄均數 標準差 帄均數 標準差
（1）本省人 142 87.26 9.04 88.13 8.75 0.87 6.48 -1.59 .113
（2）非本省人 60 86.58 8.15 88.50 8.21 1.92 7.62 -1.95 .056
註：* p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，第一年和第二年的結果，都說明母親族群的不同並不會造成母 職效能顯著的差異。而在周禧慧(2011)的研究也發現，母親的族群與母職效能是 沒有顯著差別的。但在張紝楟(2013)和黃韋翎(2013)的研究中，母職效能是會因 母親族群不同而有差異的。由前陎的不同結果，尚難斷定母親的族群是否會與母 職效能有所關連，得再行研究。
(十三)家庭型態在母職效能上之差異情形 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-26 所示，無論家庭型態為何，母職效能前後兩年的分數並無顯著
註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
本研究顯示，在第一年或第二年的家庭型態的不同並不會造成母職效能顯著
二、帅兒基本資料在母職效能上之差異情形 註：*p< .05，**p< .01，***p< .001
如表 4-6-28 所示，在所有帅兒年齡層，母職效能前後兩年的分數並無顯著
如表 4-6-28 所示，在所有帅兒年齡層，母職效能前後兩年的分數並無顯著