幼兒父親參與子女教育活動的影響因素

本節首先呈現所有變項之間的積差相關，然後再呈現心理層面影響因素，在 控制背景變項之後，對父親參與子女教育活動的解釋力。

壹、背景因素、心理層面因素與父親參與子女教育活動彼此間的相關 表 4-3-1 呈現本研究所有變項間的積差相關係數。

1. 背景變項與家庭層面、學校層面的關係大多不顯著，顯著者，相關係數也 很低。相對的，心理層面因素與家庭參與、學校參與的關係都達顯著，其 中尤以父親知覺之子女的特定邀請與家庭層面（r=.722，p<.01）和學校層 面（r=.496，p<.01）的相關性最高，其次是父親知覺之時間與精力（家庭 層面：r=.587，p<.01；學校層面：r=.407，p<.01），顯示父親在家庭層面 與學校層面的參與和此二因素的關係最為密切。

2. 心理層面因素彼此間的相關都高，尤其是子女邀請與其他心理層面因素的 相關，包括：父親的角色建構（r=.396，p<.01）、學校的一般邀請（r=.391，

p<.01）、教師的特定邀請（r=.515，p<.01）、母親的支持與邀請（r=.416，

p<.01）、父親知覺之知識與技巧（r=.483，p<.01）、父親知覺之時間與精 力（r=.558，p<.01）。顯示當父親知覺到來自子女的邀請愈高時，可能因 為幼兒的邀請與期望提醒了為人父親的職責，使得父親認為參與教育活動 是屬於自己責任信念愈高；可能因為教師、學校和母親的邀請會透過幼兒 向父親轉述，因此當父親知覺到子女的邀請愈高時，對於來自教師、學校 和母親邀請的知覺也愈高；當子女邀請父親參與時，父親也可能因為重視 與子女的互動時間與機會，所以會盡量撥空參加或是學習相關知能來參 與，因此，當知覺到子女的邀請愈高時，父親也會認為自己有愈多的知識、

技巧和時間、精力可以參加。

表 4-3-1

貳、背景變項與心理層面因素影響父親在家庭層面與學校層面之階層迴歸分析 本研究採用階層迴歸分析進行統計分析，在階層迴歸模式一中先放入父親年 齡、社經地位、父親的工作時間、母親的工作時間、子女性別以及子女年齡等背 景變項，考驗背景變項對父親參與家庭層面與學校層面的解釋力，接續在階層迴 歸模式二中放入父親的角色建構、父親知覺之學校的一般邀請、父親知覺之子女 的特定邀請、父親知覺之教師的特定邀請、父親知覺之母親的支持與邀請、父親 知覺之父親知覺之知識與技巧以及父親知覺之父親知覺之時間與精力等心理層 面之影響因素，考驗在背景變項之上，心理層面因素對於父親參與家庭層面與學 校層面教育活動是否有更多的解釋力。

表 4-3-2 結果呈現背景變項對父親參與家庭層面教育活動的解釋力及心理層 面因素在背景變項之上對父親參與家庭層面教育活動的解釋力（ΔR²）。結果顯 示，模式一背景變項對家庭層面參與的解釋力僅 6.4.%（p<.01），模式二加入心 理層面因素後，整體解釋力提升至 59.7%（p<.001），而心理層面影響因素總共解 釋了 53.3%，達到顯著水準（Δ F＝66.755，p<.001），符合研究假設 3-1，表示心 理層面影響因素對父親在家庭層面參與有顯著的解釋力。其中父親的角色建構

（β=.092，p<.05）、父親知覺之子女的邀請（β=.552，p<.001）、父親知覺之時間

與精力（β=.232，p<.001）可顯著預測父親在家庭層面的參與，尤以父親知覺之

子女的邀請最具解釋力（β=.552，p<.001）。分析結果如表 4-3-3 所示。

表 4-3-2 結果呈現背景變項對父親參與學校層面教育活動的解釋力及心理層 面因素在背景變項之上對父親參與學校層面教育活動的解釋力（ΔR²）。結果顯示 模式一背景變項對學校層面參與的解釋力僅 6.8%（p<.01），模式二加入心理層面 因素後，整體解釋力提升至 31.6%（p<.001），而心理層面影響因素總共解釋了 24.8%，達到顯著水準（Δ F＝18.267，p<.001），符合研究假設 3-2，表示心理層 面因素對學校層面的參與具有顯著的解釋力，不過，其中僅有父親知覺之子女的 特定邀請具有解釋力（β=.311，p<.001）。分析結果如表 4-3-3 所示。

表 4-3-2

表 4-3-3

背景變項、心理因素影響父親參與家庭層面與學校層面之階層迴歸分析結果二 依變項

自變項

家庭層面參與（n=368） 學校層面參與（n=368）

模式二 模式二

b

β

β

常數 2.189 1.028 -4.382 -1.685

父親年齡 -.018 -.024 -.692 .037 .052 1.144 社經地位 .491 .105 2.999** .465 .106 2.328*

父親的工作時間

（參照組：每週工作41小時以上）

每週工作40小時以下 .580 .074 1.986* .891 .122 2.496*

母親的工作時間

（參照組：每週工作41小時以上）

未就業 .206 .026 .447 -.371 -.050 -.660 每週工作40小時以下 .326 .044 .731 -.084 -.012 -.153 子女性別（參照組：女生）

男生 -.321 -.043 -1.239 .438 .062 1.383 子女年齡 -.104 -.019 -.537 .209 .040 .886 父親的角色建構 .060 .092 2.082* .016 .026 .446 父親知覺之學校的一般邀請 .038 .041 .893 .063 .073 1.206 父親知覺之子女的特定邀請 .644 .552 12.042*** .340 .311 5.204***

父親知覺之教師的特定邀請 .007 .009 .218 .039 .055 .982 父親知覺之母親的支持與邀請 .006 .005 .123 .053 .045 .895 父親知覺之知識與技巧 -.050 -.077 -1.554 .018 .029 .451 父親知覺之時間與精力 .156 .232 4.574*** .064 .102 1.548

*p<.05 **p<.01 ***p<.001

參、討論

家長參與歷程模式 (Hoover-Dempsey & Sandler, 2005)指出家長的動機信 念、家長知覺之他人邀請以及家長知覺之生活脈絡等心理層面的因素皆是影響家 長參與家庭層面與學校層面教育活動的因素，然而，當將此模式應用至幼兒父親 時，本研究發現只有父親的角色建構、父親知覺之子女的特定邀請以及父親知覺 之時間與精力與幼兒父親參與子女教育活動有關，此結果與家長參與歷程模式沒 有完全吻合。可能因為 Hoover-Dempsey 與 Sandler(2005)所指的「家長」仍以母 親為主要對象，本研究則以幼兒父親為對象，而產生歧異。

表 4-3-3 結果顯示控制背景變項後，能夠顯著預測父親參與家庭層面與學校 層面教育活動的因素有社經地位、父親的工作時間以及父親知覺之子女的特定邀 請。對於家庭層面參與方面，還有父親的角色建構以及父親知覺之時間與精力具 有顯著預測力。其中，子女的特定邀請似乎是父親參與家庭層面與學校層面教育 活動最主要的因素。如同 Green 等人(2007)曾指出親子關係是驅動家長參與的重 要力量，本研究結果也呼應其觀點。Bronfenbrenner(1979)認為在對偶(dyad)的關 係中，成員之一的行為或回應會影響另一成員產生改變，而此成員的改變又會再 促使對方改變，形成一個互惠(reciprocal)的機制。或許因為幼兒主動邀請父親參 與教育活動，使父親覺得自己的參與是被期待且被需要的，當父親因應子女的邀 請而參與後，同時也會使子女覺得自己被重視，進而形成一個互惠的對偶關係，

而使父親更願意參與。

父親的角色建構與父親知覺之時間與精力亦對家庭層面的參與有顯著的預 測力，顯示對父親而言，如果認為教育子女是自己的責任或是有足夠的時間與精 力時，就會主動參與家庭層面的教育活動。然而，不論是家庭層面或學校層面的 教育活動，同樣都是對幼兒發展與學習有益的活動，但為何父親的角色建構與父 親知覺之時間與精力的影響僅能彰顯於家庭層面的參與，卻不能預測學校層面參 與呢？可能原因有二：其一，如前述，可能認為在他人面前展現養兒育女的形象 有損男子氣概，因而將自己與子女的互動侷限於家庭裡；其二，可能因為幼兒園 教 師 多 為 女 性 ， 性 別 的 差 異 使 父 親 對 於 進 入 學 校 感 到 不 自 在 而 不 參 與 (Rimm-Kaufman & Zhang, 2005)。

加入心理層面因素後，社經地位與父親的工作時間對父親在家庭層面與學校 層面的參與仍具有顯著預測力。在社經地位的部份，可能如吳璧如（2004）所推 論，因為父親的社經地位愈高，自我效能感也愈高，故參與度較高。在父親工作 時間的部分，本研究發現每週工作時數在 40 小時以下的父親在家庭層面與學校 層面的參與度高於每週工作 41 小時以上的父親（表 4-1-2），可能因為每週工作 時數在 40 小時以下的父親多了下班與假日時間可利用，所以參與度較高。

然而，父親知覺之學校的一般邀請、父親知覺之教師的特定邀請、父親知覺 之母親的支持與邀請以及父親知覺之知識與技巧皆無法預測幼兒父親在家庭層 面與學校層面教育活動的參與。Hoover-Dempsey 與 Sandler(2005)認為由學校人員 營造出來歡迎氣氛與邀請也能提升家長參與的動機，但本研究結果與此不相符。

從父親知覺之學校的一般邀請分量表的得分（表 4-2-2）可發現父親認為學校有 向他傳達出歡迎與支持的氛圍，但卻不能預測父親的參與，造成此情況可能與研

究工具問項的設計有關，因為父親知覺之學校的一般邀請分量表是詢問父親對於 各問項的同意程度，可能受到社會期望的影響，而有較高的得分，並不代表實際 的情況，因此無法預測。其次，從父親知覺之教師邀請分量表的得分（表 4-2-5）

可發現父親知覺到的教師特定邀請偏低，可能因為原本教師就較少主動邀請父親 參與，因此對父親來說，教師的邀請就不會是引發他參與的重要因素。

在父親知覺之母親的支持與邀請的部分，原先本研究假設母親若不扮演守門 員的角色，而鼓勵或支持父親參與的話，會有助於提升父親的參與。本研究發現 父親的確有知覺到母親的支持與邀請（表 4-2-6），但仍無法預測父親在教育活動 的參與，與原先的推論不符。可能因為一般而言，母親較常從事幼兒照顧與教養 工作，而父親則較常和幼兒進行遊戲性活動（莊璧瑞，2007；謝宛臻，2007；Lamb, 1986；Lamb & Lewis, 2004），因此父親雖然有知覺到母親的邀請他去做教育性活 動，但可能認為這是母親較擅長的活動，故不一定會因母親的鼓勵而參與。

父親知覺之知識與技巧無法預測父親在家庭層面與學校層面的參與的原因 可能與研究工具的問項用語有關，本研究在「父親知覺之知識與技巧」分量表中，

父親知覺之知識與技巧無法預測父親在家庭層面與學校層面的參與的原因 可能與研究工具的問項用語有關，本研究在「父親知覺之知識與技巧」分量表中，