影響家長在親子共讀和幼兒接受語言治療起始年齡的預測變項

式整體性考驗的 F 值為 10.377（p =.000<.001），故三個預測變項共可有效解釋家長在每 個月親子共同閱讀實行總時間 25.3%的變異量。

從個別變項的預測力高低來看，以家長在語言實行分量表總分最具預測力，其個別 解釋變異量 11.5%。

根據多元逐步回歸分析的結果，可得到家長在每個月親子共同閱讀實行總時間的回 歸方程式如下：

未標準化的回歸模式為 Y=-158.884＋（5.389）X1＋（-22.443）X2+＋（22.497）X3＋εi;

標準化的回歸模式為 Y=（.294）X1＋（-.330）X2+（.2000）X3＋ε 其中，Y 代表：家長在每個月親子共同閱讀實行總時間

X1 代表家長在語言實行分量表總分 X2 代表幼兒身心發展情形

X3 代表家庭收入

從標準化的迴歸係數來看，迴歸模式中的二個預測變項之 ß 值分別為（.294）、

（-.330）、（.2000），表示家長在語言實行分量表總分數愈高，家長在每個月親子共同 閱讀實行總時間愈多；發展遲緩幼兒的身心發展情形在身心障礙程度愈嚴重，家長在每 個月親子共同閱讀實行總時間愈少；家庭收入愈高，家長在每個月親子共同閱讀實行總 時間愈多。

本研究家長在親子共讀總時間顯著的三個預測變項的其中之一是家長對其語言發展 遲緩幼兒語言實行的分量表總分。家長對幼兒在家庭語言學習的實行，存在於有形無形 的親子互動之中，無形的語言學習實行，例如日常生活中家人之間和家長和幼兒之間的 對談和識字的遊戲等，有形的語言學習則為繪本故事書閱讀和塗鴉字母練習本等（徐庭 蘭，2004）。幼兒語言的學習強調自然環境下的學習，所以家庭裡和社區活動之中的生 活對談、問候和寒暄等均是語言學習環境，而親子能常在一起分享式的閱讀可促進發展 遲緩幼兒語言的能力和讀寫的萌發（Justice & Kaderavek, 2002）。

親子共讀總時間顯著的三個預測變項的其中之二是幼兒的身心狀況，語言發展遲緩 幼兒較一般發展幼兒語言能力較差外，還可能有互動動機較差、較低的反應性和共同閱 讀的持續力較弱（Carson, Carson, Klee & Jackman-Brown , 2007; Cunningham, Siegel, Van der Spuy, Clark & Bow, 1985; Skibee, Moody, Justice & McGinrty, 2010）。分享式親子共讀

時母親的語言相較於生活的對談和遊戲會更為複雜、較多表徵性、抽象的和去情境的語 言，因此對於語言認知和語言發展較年幼者可選擇較簡易的繪本可促進幼兒和家長的互 動更加地分享式注意力，創造親子互動間更多的默契對親子互動有立即有意義的影響

（Justice & Kaderavek, 2004; Snow & Ninio, 1986; Sorsby & Martlew, 1991）。幼兒身心發展 遲緩或者是障礙的嚴重程度愈高，除了語言發展和溝通可能影響親子共讀的互動狀況，

感官功能、認知功能、情緒調節功能和肢體動作的發展均可能影響共讀的互動狀況，所 以身心發展遲緩或者是障礙的嚴重程度愈高，則負向的預測親子共讀每月的總時間。

Justice, Skibbe, McGinty,Piasta & Petrill（2011）運用 Home-Based Story Read 以家庭 施行的故事書閱讀對於 62 位 4 至 5 歲語言發展遲緩的幼兒運用家長策略的介入治療，指 出運用此家長施行的親子共讀多數家長願意參與、家長認為親子能享受閱讀和認為這對 幼兒有助益和將繼續 延續閱讀，而且能改 善幼兒的書本相關的知識（Print-Concept Knowledge），以家庭施行家長對其語言發展遲緩幼兒的故事書閱讀是可行的、有效地和 有社會效度的。親子共讀的策略上多位學者均強調因應幼兒現階段的能力和發展需求，

家長得具有敏感性的和反應性的提供幼兒機會和資源，才能鷹架幼兒語言的發展（Roberts, Jurgens & Burchinal, 2005）。

親子共讀總時間顯著的三個預測變項的其中之三是家庭總收入，在前面的家長和家 庭的背景變項和語言信念和實行的差異性提到類似的結果家庭總收入是親子共讀施行的 預測因子，可能原因除了可提供語言學習的材料和居家學習環境，也可能是主要照顧者 家庭經濟上許可得以將此列為優先順序、例行性的或者是投注很多資源的支持家長和幼 兒的親子共讀和教育學習。

二、探討家長在幼兒規則接受語言治療之起始年齡的預測變項 (一)、幼兒接受語言治療起始年齡的預測變項

為瞭解家長、家庭、幼兒背景變項以及語言發展信念和實行對發展遲緩幼兒接受語 言治療起始年齡的預測變項，本節將家長、家庭、幼兒背景變項以及語言發展信念和實

行各向度（包含教育程度、社經地位、家庭收入、子女數、幼兒身心發展情形、幼兒語

決定係數 R²為.318，最後迴歸模式整體性考驗的 F 值為 17.917（p =.000<.001），二個預 測變項共可有效解釋幼兒接受語言治療起始年齡 31.8%的變異量。

從個別變項的預測力高低來看，以幼兒身心發展情形對接受語言治療起始年齡最具 預測力，其個別解釋變異量 27.0%。

根據多元逐步回歸分析的結果，可得到接受語言治療起始年齡的回歸方程式如下：

未標準化的回歸模式為 Y=6.644＋（-.222）X1＋（-.033）X2+εi; 標準化的回歸模式為 Y=（-.485）X1＋（-.221）X2+ε

其中，Y 代表：語言治療起始年齡 X1 代表幼兒身心發展情形

X2 代表語言信念分量表總分

從標準化的迴歸係數來看，迴歸模式中的二個預測變項之 ß 值分別為（-.485）、

（-.221），均為負數，表示發展遲緩幼兒的身心發展情形在身心障礙程度愈嚴重，愈早

接受語言治療；家長在語言信念分量表總分越高，幼兒愈早接受語言治療。

=.000<.001），三個預測變項共可有效解釋幼兒接受語言治療起始年齡 36.7%的變異量。

從個別變項的預測力高低來看，以幼兒身心發展情形對接受語言治療起始年齡最具 預測力，其個別解釋變異量 27.0%。

根據多元逐步回歸分析的結果，可得到接受語言治療起始年齡的回歸方程式如下：

未標準化的回歸模式為 Y=3.046＋（-.133）X1＋（.757）X2+（-.138）X3+εi; 標準化的 回歸模式為 Y= （-.290）X1＋（.275）X2+（-.245）X3+ε

其中，Y 代表：語言治療起始年齡 X1 代表幼兒身心發展情形

X2 代表幼兒的性別

X3 代表語言發展的狀況和徵候

從標準化的迴歸係數來看，迴歸模式中的三個預測變項之 ß 值分別為（-.290）、（.275）

和（-.245），表示發展遲緩幼兒的身心發展情形在身心障礙程度愈嚴重，愈早接受語言 治療；幼兒為男性，幼兒愈早接受語言治療；語言發展危險的症候愈嚴重出現叫他的名 字沒有反應或者合併粗動作、認知等多項發展都較慢，愈早接受語言治療。

接受語言治療的起始年齡的顯著的三個預測變項的其中之ㄧ是發展遲緩幼兒的身心 發展情形，相似的研究結果為 Hebbeler et al.（2007）對於失能幼兒接受早期療育的情形 和成效中分析指出幼兒進入早期療育的起始年齡和能否被確定診斷有很大的關係，例 如：脊柱裂可以在出生時即可被診斷出，而要在幼兒 12 個月至 18 個月齡前評斷出語言 發展遲緩則充滿變數而且不容易，分析指出有確定診斷的幼兒進入早期療育系統的高峰 期在幼兒的 3-6 月齡，發展遲緩進入早期療育系統的高峰期在幼兒的 27-30 月齡。家長可 能初期就留意到幼兒的發展問題，可是一般而言會經歷一連續的歷程包括重視異常的徵 候、收集資訊、和他人談論幼兒的發展狀況，當症狀較嚴重出現叫他的名字沒有反應或 者合併粗動作、認知等多項發展都較慢，家長會較早尋求或被轉介進入早期療育服務，

在語言發展方面當幼兒已經 2 或 3 歲仍未出現語言發展的萌發，家長可能就變得非常關 注幼兒語言的發展（Paul & Roth, 2011），而在台灣發展遲緩幼兒根據大型的健保資料庫 研究進入早期療育的時間點從 2003 年時的幼兒平均年齡 3.4 歲到 2008 年幼兒平均年齡 3.1 歲（Lai, Tseng & Guo，2010）。而本篇研究是在 2013 年樣本數 80 人的條件下針對的 是發展遲緩幼兒接受語言治療的起始年齡，研究結果顯示接受語言治療的平均年齡為 2.5 歲，請參照表 4-52。

表4-52列出不同的幼兒身心發展情形在接受語言治療的起始年齡的差異情形，在進行 資料分析時，將幼兒的身心發展情形變項編號，分別為（1）、構音異常（2）、認知發展

遲緩（3）、動作發展遲緩（4）、語言發展遲緩（5）、社會情緒發展遲緩（6）、混合性發 果相似於 Laura, Marilyn & Mary（2014）在幼兒表達性語言遲緩的文獻回顧指出男性幼兒

為危險因子，根據Paul & Roth, (2011)指出需要語言治療師（SLPs）服務的早期療育幼兒 通常屬於下列五類之一的身心發展狀況：1.發展遲緩的具體診斷、2.聽力障礙、3.自閉症、

4.表達性語言技巧的不足（Late Talkers）、5.國際收養的兒童（例如：營養不良者、孤兒 等）。而這幾類當中的發展遲緩的具體診斷、自閉症的盛行率好發於男性（Johnson & Myers, 2007），聽力障礙的盛行率好發於男性（Mehra., Eavey & Keamy, 2009）和表達性語言技 巧的不足（Late Talkers）者的盛行率也是好發於男性（Zubrick,Taylor, Rice & Slegers, 2007）。本研究幼兒規則接受語言治療的性別分佈上，男性有 64 人，佔 80 人受試者 80

％，女性有 16 人，佔 80 人受試者 20％，接受語言治療的幼兒的性別分佈上男性比女性 多，男性：女性的比率是 4：1。

接受語言治療的起始年齡顯著的三個預測變項的其中之三是幼兒的語言發展的狀況 和徵候, 有確定診斷或者語言發展遲緩合併粗動作、認知等多項發展都較慢，較早進入早 期療育系統接受語言治療。語言評估和治療需求，在沒有可確診的疾病時以不會說話為 最常見的主訴（ASHA 2006），不僅國外的研究結果如此，台灣的研究資料也顯示出同 樣的研究結果（趙文崇，1998 ），本篇研究的結果（N=80 人）以合併粗動作、認知等 多項發展都較慢有 27 人，佔總數 80 人的 33.8%為最常見的主訴，以叫他的名字沒有反應、

和人少有眼神交會佔 32.5%為第二常見的主訴。

和人少有眼神交會佔 32.5%為第二常見的主訴。