母親教養態度與幼兒情緒能力相關之分析與討論

本研究以典型相關進行分析，以瞭解母親教養態度與幼兒情緒能力之間 的關係。經由文獻探討得知，母親教養態度包括「反應」、「要求」兩個層面，

稱之為X變項群；幼兒情緒能力包括「情緒的察覺與辨識」、「情緒的理解」、

「情緒的表達」、「情緒的調節」四個層面，稱之為Y變項群，進行典型相關分 析，結果分述如下：

一、 典型相關係數及顯著性考驗分析

以兩個 X 變項與四個 Y 變項進行典型相關分析，得到的兩組典型相關係 數，進一步進行典型相關係數顯著性考驗，結果如表4-5-1 所示：

表4-5-1 母親教養態度與幼兒情緒能力典型相關顯著考驗

組別 特徵值 解釋變異量（%） ρ ρ² Ｆ值 df 顯著性 1 .137 89.55 .347*** .121 20.238 8 .000 2 .016 10.45 .126** .016 5.774 3 .001

***p＜.001；**p＜.01

由表4-5-1 可知，兩組典型相關係數均達到顯著水準，其中第一組典型相關 係數.347，可解釋變異量89.55%；第二組典型相關係數 .126，可解釋變異量10.45

％，故 X 變項主要透過第一、二組典型變項影響到 Y 變項。自 X 變項群抽 出之典型變項命名為「母親教養態度」，自 Y 變項群抽出之典型變項命名為「幼 兒情緒能力」。

二、典型相關的結構係數分析

以母親教養態度「反應」、「要求」兩個層面，為控制變項；幼兒情緒能 力「情緒的察覺與辨識」、「情緒的理解」、「情緒的表達」、「情緒的調節」

四個層面，為效標變項，進行母親教養態度與幼兒情緒能力之典型相關分析，

結果如表4-5-2所示：

表4-5-2 母親教養態度與幼兒情緒能力之典型相關分析摘要表

典型因素 典型因素

控制變項－X 變項

（母親教養態度） χ1 χ2

效標變項－Y變項

（幼兒情緒能力） η1 η2 情緒的察覺與辨識 -.944 .236 反應 -.945 .327

情緒的理解 -.651 .048 情緒的表達 -.708 -.190 要求 .304 .953

情緒的調節 -.527 -.822 抽出變異數

百分比（%） 49.27 50.73 抽出變異數

百分比（%） 52.35 19.24 重疊（%） 5.94 .799 重疊（%） 6.314 .303

ρ2 ρ

.121 .347***

.016 .126**

***p < .001；**p < .01

由表4-5-2 可知，兩個典型相關係數均達.05以上的顯著水準，第一個典型相 關係為 .347 (p=.000＜.001)；第二個典型相關係數為 .126 (p=.001＜.01)，由此可 知，兩個典型因素均影響到效標變項（依變項）。故拒絕虛無假設5：母親教養 態度與幼兒情緒能力無顯著相關性。

在控制變項的第一個典型因素（

χ

1），可以解釋效標變項的第一的典型因 素（

η

1）總變異量的12.1%（

ρ

1=.121），而效標變項第一個典型因素（

η

1），

又可以解釋效標變項變異量的52.3%。控制變項與效標變重疊部分為6.3%，因

此，表示控制變項透過第一個典型因素（χ¹與η1），可解釋效標變項總變異 量的6.3%。

在控制變項的第二個典型因素（

χ

²），可以解釋效標變項的第二的典型因 素（

η

²）總變異量的1.6%（

ρ

² =.016），而效標變項第二個典型因素（

η

²），

又可以解釋效標變項變異量的19.2%。控制變項與效標變重疊部分為.3%，因此，

表示控制變項透過第二個典型因素（χ2與η2），可解釋效標變項總變異量的.3%。

綜合上述可知，控制變項和效標變項在第一個至第二個典型因素中，其相 關的重疊部分為6.6%。換而言之，「反應」、「要求」兩個母親教養態度控制 變項經由第一、第二個典型因素可說明「情緒的察覺與辨識」、「情緒的理解」、

「情緒的表達」及「情緒的調節」等四個幼兒情緒能力效標變項總變異量6.6%。

路徑分析部分，如圖5所示，在第一個典型因素中，主要是「反應」變項影 響到幼兒情緒能力「情緒的察覺與辨識」、「情緒的表達」層面。「反應」變 項與典型變項間相關之結構係數為-.945；典型變項與四個依變項間相關之結構 係數分別為：情緒的察覺與辨識-.944、情緒的理解-.651、情緒的表達-.708、情 緒的調節-.527，其結構係數均在.500以上。其中以「情緒的察覺與辨識」、「情 緒的表達」變項的相關較為密切，其結構係數在.700以上。因此，在第一個典型 因素分析中，主要是控制變項母親教養態度中「反應」變項，影響幼兒情緒能 力之「情緒的察覺與辨識」、「情緒的表達」變項。由於其結構值皆為負數，

可見，母親教養態度反應越低，則幼兒的情緒的察覺與辨識能力及情緒的表達 能力越低。

在第二個典型因素中，主要是「要求」變項影響到幼兒情緒能力「情緒的 調節」層面。「要求」變項與典型變項間相關之結構係數為.953，典型變項與四 個依變項間相關之結構係數分別為：情緒的察覺與辨識.236、情緒的理解.048、

情緒的表達-.190、情緒的調節-.822。相關最高者為「情緒的調節」層面，其結

構係數為-.822，因此在第二個典型因素分析中，主要是控制變項母親教養態度 中「要求」變項影響幼兒情緒能力之「情緒的調節」變項，由於其結構係數值 為一正一負數，可見，母親教養態度要求越高，則幼兒的情緒調節能力越低。

反應因素 情緒的察覺與辨識

-.945 -.944 .236

-.651

.327 .347

情緒的理解

.048

-.708

.304 .126 -.190

情緒的表達

. 953

- .527

要求因素 -.822 情緒的調節

η

²

η

¹

χ

²

χ

¹

圖5 母親教養態度與幼兒情緒能力之路徑分析圖

三、綜合討論

根據表4-5-2及圖5顯示，母親教養態度對幼兒情緒能力具有影響力，其中母 親教養態度中「反應」變項，影響幼兒情緒能力之「情緒的察覺與辨識」、「情 緒的表達」變項，亦即母親教養態度反應越低，則幼兒的情緒的察覺與辨識能 力及情緒的表達能力越低；母親教養態度中「要求」變項影響幼兒情緒能力之

「情緒的調節」變項，亦即母親教養態度要求越高，則幼兒的情緒調節能力越 低。這與柯佳美（2004）以台南市高中生為對象、劉瑞美（2007）以高雄市國 小中高年級學童為對象之研究結果相同。柯佳美（2004）認為，父母若採「開 明權威」教養方式的子女其情緒智力比父母親採「忽視冷漠」、「專制權威」、「寬

鬆放任」教養方式佳。劉瑞美（2007）的研究指出，父母採取「開明權威」的 教養方式對學童的情緒智力發展最為有利；父母教養方式與情緒智力具有中、

高度的正相關。

第六節 母親教養態度對幼兒情緒能力之預測分析

本節探討母親教養態度對幼兒情緒能力的預測作用。先以母親教養態度為 預測變項，幼兒情緒能力為效標變項來進行迴歸分析；再以母親教養態度的兩 個分項（包括：反應與要求）為預測變項，分別對幼兒情緒能力中「情緒的察 覺與辨識」、「情緒的理解」、「情緒的表達」與「情緒的調節」等四個效標 變項，進行多元迴歸分析。其分析結果歸納如下：

一、母親教養態度對幼兒情緒能力之預測分析

以母親教養態度為預測變項（自變項），幼兒情緒能力為效標變項（依變 項）來進行簡單迴歸分析，如表4-6-1所示。

如表4-6-1所示，母親教養態度對幼兒情緒能力之標準化迴歸係數為.153，總 解釋變異量為 .023，整體預測達顯著水準（F = 26.062, p = .000）。故拒絕虛無 假設6：母親教養態度無法有效預測幼兒情緒能力的表現。

表4-6-1 母親教養態度對幼兒情緒能力之簡單迴歸分析摘要表 變項 標準化迴歸數係數

（β）

t值 調整後的R平方 F檢定 母親教養態度 .153 5.105*** .023 26.062***

***p＜.001.

由表4-6-1的結果可知，母親教養態度變項能有效解釋幼兒情緒能力變項 2.3%的變異量，亦即母親教養態度對幼兒情緒能力有2.3%的解釋力。

二、母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力各分項之預測分析

以母親教養態度的兩個分項（包括：反應與要求）為預測變項，分別對幼 兒情緒能力中「情緒的察覺與辨識」、「情緒的理解」、「情緒的表達」與「情 緒的調節」等四個效標變項，分別進行多元迴歸分析，如表4-6-2、4-6-3、4-6-4、

4-6-5所示：

(ㄧ) 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力「情緒的察覺與辨識」之 預測分析

如表4-6-2所示，母親教養態度的「反應」對幼兒情緒能力中「情緒的察覺 與辨識」之總解釋變異量為 .107，整體預測達顯著水準（F =65.846, p = .000）。

表4-6-2 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力中「情緒的察覺與辨識」之多元迴 歸分析摘要表

母親教養態度變項 標準化迴歸數係數（β） t 值 反應 .321 11.203***

要求 -.079 - 2.758

R² F 值

.107 65.846***

***p＜.001

由表4-6-2 的結果可知，母親教養態度的「反應」變項能有效解釋幼兒情緒 能力中「情緒的察覺與辨識」10.7%的變異量，亦即母親教養態度的「反應」對 幼兒情緒能力中「情緒的察覺與辨識」有10.7%的解釋力。

(二) 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力「情緒的理解」之預測分

析

如表4-6-3所示，母親教養態度的「反應」對幼兒情緒能力中「情緒的理解」

之總解釋變異量為 .049，整體預測達顯著水準（F =29.185, p = .000）。

表4-6-3 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力中「情緒的理解」之多元迴歸分析 摘要表

母親教養態度變項 標準化迴歸數係數（β） t 值 反應 .217 7.338***

要求 -.068 -2.303

R² F 值

.049 29.185***

***p＜.001

由表4-6-3 的結果可知，母親教養態度的「反應」變項能有效解釋幼兒情緒 能力中「情緒的理解」4.9%的變異量，亦即母親教養態度的「反應」對幼兒情 緒能力中「情緒的理解」有4.9%的解釋力。

(三) 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力「情緒的表達」之預測分 析

如表4-6-4所示，母親教養態度的「反應」、「要求」對幼兒情緒能力中「情 緒的表達」之總解釋變異量為 .059，整體預測達顯著水準（F =35.281, p = .000）。

表4-6-4 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力中「情緒的表達」之多元迴歸分析 摘要表

母親教養態度變項 標準化迴歸數係數（β） t 值 反應 .227 7.721***

要求 -.103 -3.497***

R² F 值

.059 35.281***

***p＜.001

由表4-6-4的結果可知，母親教養態度的「反應」、「要求」變項能有效解 釋幼兒情緒能力中「情緒的表達」5.9%的變異量，亦即母親教養態度的「反應」、

「要求」對幼兒情緒能力中「情緒的表達」有5.9%的解釋力。

(四) 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力「情緒的調節」之預測分 析

如表4-6-5所示，母親教養態度的「反應」、「要求」對幼兒情緒能力中「情 緒的調節」之總解釋變異量為 .042，整體預測達顯著水準（F =25.045, p = .000）。

表4-6-5 母親教養態度兩分項對幼兒情緒能力中「情緒的調節」之多元迴歸分析 摘要表

母親教養態度變項 標準化迴歸數係數

（β）

t 值 反應 .143 4.820***

要求 -.157 -5.298***

R² F 值

.042 25.045***

***p＜.001

由表4-6-5的結果可知，母親教養態度的「反應」、「要求」變項能有效解 釋幼兒情緒能力中「情緒的調節」4.2%的變異量，亦即母親教養態度的「反應」、

「要求」對幼兒情緒能力中「情緒的調節」有4.2%的解釋力。

三、綜合討論

綜合上述可知，母親教養態度對幼兒情緒能力具有預測力。母親教養態度 兩個分項對幼兒情緒能力各分項的預測分析結果為，母親教養態度中的「反應」

變項，可預測幼兒情緒能力中「情緒的察覺與辨識」、「情緒的理解」、「情 緒的表達」、「情緒的調節」變項；母親教養態度的「要求」變項可預測幼兒

情緒能力中「情緒的表達」及「情緒的調節」變項。這與許文凌（2009）以雲 嘉南地區國小四、六年級為研究對象、賴婉甄（2009）以高雄地區高中生為施 測對象的結果相同。許文凌（2009）研究指出，父母採開明權威的教養方式，

其子女的情緒能力較優，賴婉甄（2009）研究指出，父母採「回應」的教養方

其子女的情緒能力較優，賴婉甄（2009）研究指出，父母採「回應」的教養方

在文檔中 母親教養態度與幼兒情緒能力 之相關研究－以基隆市為例 (頁 118-128)