第四章 研究結果與討論
第二節 母親親職效能之差異分析
本節以獨立樣本T 檢定（Independent Sample t-test）或單因子變異數分析（One-way ANOVA）去探討不同背景的家長（包含城鄉地區、母親族群、母親年齡、父親教育程 度、母親教育程度、父親職業、母親職業、家庭收入、父親族群、家庭型態、幼兒年 齡、幼兒性別、出生序、子女數等），在母親親職效能（包含母職堅持度、母職心理功 能、思考模式和情緒反應、母職技能表現、母職信念及整體）之差異情形。若單因子 變異數分析的 F 檢定達顯著（設α = .05），則進行事後比較。
由於部分背景變項的組別人數較少，為避免代表性不足，在分析之前，將組別進 行有意義的合併。在母親年齡方面，將「25 歲以下」、「26-30 歲」與「31-35 歲」合併 為「35 歲以下」，將「41-50 歲」、「51-55 歲」合併為「41-55 歲」；在父、母親教育程 度方面，將「國中畢業或以下」與「高中(職)畢業」合併為「高中(職)畢業或以下」；
在家庭收入方面，將「低於15,000 元」與「15,001 元-25,000 元」合併為「低於 25,000 元」；在父、母親族群方面，將「阿美族」、「泰雅族」、「排灣族」、「布農族」、「卑南族」
與「賽夏族」等原住民族合併為「原住民」；在出生序方面，將「老二」與「老四」合 併為「非老大或老么子女」；在家庭型態方面，將「單親」、「隔代」與「其他」合併為
「其他」；在子女數方面，將「三個」、「四個」與「五個」合併為「三個以上」，以進 行後續的差異分析。
壹、城鄉地區
針對整體母親親職效能，採T 檢定，探討位處在台北市、台東縣的母親，在本測 驗得分的差異情形如表19。研究結果發現位處台北市、台東縣的母親在整體母親親職 效能的表現上達顯著差異（t = 2.76，p < .01），進一步比較城鄉之間的差異情形，得知 台北市母親的整體母親親職效能（M = 3.19，SD = 0.32）高於台東縣的母親（M = 3.06，
SD = 0.38）。
進一步比較不同城鄉地區的母親在母親親職效能中各個分層面的表現情形，從表 19 可看到，在「母職堅持度」中，不同城鄉地區的母親得分平均數達顯著差異（t = 3.14，
p < .01），進一步比較城鄉之間的差異情形，得知台北市母親的「母職堅持度」分數（M
= 3.10，SD = 0.41）高於台東縣的母親（M = 2.88，SD = 0.53）。
在「思考模式和情緒反應」中，不同城鄉地區的母親得分平均數達顯著差異（t = 3.48，p < .001），進一步比較城鄉之間的差異情形，得知台北市母親的「思考模式和 情緒反應」分數（M = 3.01，SD = 0.54）高於台東縣的母親（M = 2.76，SD = 0.56）。
在「母職心理功能」、「母職技能表現」與「母職信念」中，不同城鄉地區的母親 得分平均數未達顯著差異（t = 1.03，p > .05；t = 0.80，p > .05；t = 1.29，p > .05）。
表19
城鄉地區在母親親職效能上之差異分析摘要表
層面 城鄉地區 人數 平均數 標準差 t 值 p 值 母職堅持度 台北市 384 3.10 0.41 3.14** .002
台東縣 66 2.88 0.53
母職心理功能 台北市 384 3.38 0.37 1.03 .302 台東縣 66 3.33 0.43
思考模式和情緒反 應
台北市 384 3.01 0.54 3.48*** <.001 台東縣 66 2.76 0.56
母職技能表現 台北市 384 3.23 0.38 0.80 .423 台東縣 66 3.19 0.45
（續下頁）
表19（續）
層面 城鄉地區 人數 平均數 標準差 t 值 p 值 母職信念 台北市 384 3.29 0.43 1.29 .198
台東縣 66 3.22 0.48
整體母親親職效能 台北市 384 3.19 0.32 2.76** .007 台東縣 66 3.06 0.38
*p< .05, ** p< .01, ***p< .001
本研究顯示，母親會因為不同城鄉地區的不同，其親職效能有所不同，研究結果 顯示台北市的母親親職效能高於台東縣的母親。探究其原因，可能是因為文化差異、
城鄉環境因素、父母的教養態度與參與子女學習等因素，造成城鄉地區的母親親職效 能有所不同。
貳、母親年齡
針對整體母親親職效能，採單因子變異數分析，探討年齡在35 歲以下、36-40 歲 及41-55 歲的母親，在本測驗得分的差異情形如表 20。研究結果發現不同年齡母親在 整體母親親職效能上未達顯著差異（F = 2.27，p > .05）。
再者，不同母親年齡的受訪母親在「母親親職效能」其他各個分層面的 F 檢定皆 未達統計顯著，表示在「母職堅持度」、「母職心理功能」、「思考模式和情緒反應」、「母 職技能表現」與「母職信念」中，不同母親年齡的母親得分平均數皆未達顯著差異（F
= 1.37，p > .05；F = 2.10，p > .05；F = 2.36，p > .05；F = 2.57，p > .05；F = 2.83，p
> .05）。
表20
母親年齡在母親親職效能上之差異分析摘要表
層面 母親年齡 人數 平均數 標準差 F 值 p 值 母職堅持度 （1）35 歲以下 136 3.05 0.48 1.37 .256
（2）36-40 歲 197 3.10 0.37
（3）41-55 歲 117 3.03 0.48
母職心理功能 （1）35 歲以下 136 3.32 0.40 2.10 .123
（2）36-40 歲 197 3.41 0.36
（3）41-55 歲 117 3.37 0.39
（續下頁）
表20（續）
層面 母親年齡 人數 平均數 標準差 F 值 p 值 思考模式和情緒反應 （1）35 歲以下 136 2.90 0.52 2.36 .096
（2）36-40 歲 197 3.03 0.51
（3）41-55 歲 117 2.94 0.62
母職技能表現 （1）35 歲以下 136 3.19 0.43 2.57 .078
（2）36-40 歲 197 3.21 0.37
（3）41-55 歲 117 3.30 0.37
母職信念 （1）35 歲以下 136 3.21 0.45 2.83 .060
（2）36-40 歲 197 3.33 0.42
（3）41-55 歲 117 3.28 0.43
整體母親親職效能 （1）35 歲以下 136 3.13 0.35 2.27 .104
（2）36-40 歲 197 3.21 0.31
（3）41-55 歲 117 3.17 0.34
*p< .05, ** p< .01, ***p< .001
本研究顯示，母親不會因為母親年齡的不同在親職效能上有顯著差異。這與洪榮 正（2003）研究不同，因為年紀較大的母親在子女不同的發展階段，不一定能扮演稱 職的親職角色，減輕自身的親職壓力。
但是本研究與陳富美（2005）以台北縣市地區就讀國小五、六年級的兒童及其父 親、母親為研究對象的研究結果相同，其母親年齡的差異未顯現在其親職效能上。研 究者認為，可能是因為母親的年齡雖然較大，但是如果教養幼兒知識、技能不足，其 親職效能也有可能不高。
參、父親教育程度
針對整體母親親職效能，採單因子變異數分析，探討配偶學歷不同［高中（職）
畢業或以下、專科畢業、大學畢業、碩博士畢業］的受訪母親，在本測驗得分的差異 情形如表21。研究結果發現配偶學歷不同的受訪母親在整體母親親職效能上達顯著差 異（F = 8.98，p < .001），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，
得知其結果，配偶為專科畢業、大學畢業、碩博士畢業之母親的得分（M = 3.20，SD = 0.31；M = 3.25，SD = 0.28；M = 3.16，SD = 0.32）均高於配偶學歷為高中(職)畢業或 以下的母親（M = 3.03，SD = 0.38）。
在「母職堅持度」中，配偶學歷不同的受訪母親得分平均數達顯著差異（F = 4.43，
p < .01），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，配偶為大學畢 業之母親的得分（M = 3.13，SD = 0.35）高於配偶學歷為高中(職)畢業或以下的母親（M
= 2.94，SD = 0.53）。
在「母職心理功能」中，配偶學歷不同的受訪母親得分平均數達顯著差異（F = 6.14，
p < .001），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，配偶為專科 畢業、大學畢業、碩博士畢業之母親的得分（M = 3.40，SD = 0.35；M = 3.44，SD = 0.35；
M = 3.38，SD = 0.37）均高於配偶學歷為高中(職)畢業或以下的母親（M = 3.22，SD = 0.45）。
在「思考模式和情緒反應」中，配偶學歷不同的受訪母親得分平均數達顯著差異
（F = 6.52，p < .001），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，
配偶為大學畢業之母親的得分（M = 3.09，SD = 0.48）高於配偶學歷為高中(職)畢業或 以下的母親（M = 2.78，SD = 0.59）。
在「母職技能表現」中，配偶學歷不同的受訪母親得分平均數達顯著差異（F = 3.04，
p < .05），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，配偶為大學畢 業之母親的得分（M = 3.27，SD = 0.36）高於配偶學歷為高中(職)畢業或以下的母親（M
= 3.12，SD = 0.47）。
在「母職信念」中，配偶學歷不同的受訪母親得分平均數達顯著差異（F = 6.82，
p < .001），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，配偶為大學 畢業之母親的得分（M = 3.39，SD = 0.41）高於配偶學歷為高中(職)畢業或以下的母親
（M = 3.13，SD = 0.49）。
表21
父親教育程度在母親親職效能上之差異分析摘要表
層面 父親教育程度 人數 平均數 標準差 F 值 p 值 事後比較 母職堅持度 （1）高中(職)畢業
或以下
89 2.94 0.53 4.43** .004 3>1
（2）專科畢業 92 3.12 0.45
（3）大學畢業 150 3.13 0.35
（4）碩士、博士 畢業
118 3.03 0.42
（續下頁）
表21（續）
本研究顯示，母親會因為父親教育程度的不同在親職效能上有顯著差異。這與呂 貞嬅（2007）、林詩韻（2010）、張兆麗（2005）、陳富美（2003）、陳楷仁（2009）、黃 凱霖（1995）、戴蘭青（2009）的研究結果相同，都是教育程度的不同在親職效能上有 顯著差異。可能是因為，父親的教育程度較高，其育兒知識較豐富，其親職效能較高。
本研究也與戴蘭青（2009）國小學童父親的親職效能感、婚姻品質與共親職之關 係研究的研究結果相同。可能是因為，如果父親的教育程度較高，其共親職支持行為 較高，母親親職效能較高。
肆、母親教育程度
針對整體母親親職效能，採單因子變異數分析，探討不同學歷［高中(職)畢業或 以下、專科畢業、大學畢業、碩博士畢業］的受訪母親，在本測驗得分的差異情形如 表22。研究結果發現不同學歷的受訪母親在整體母親親職效能上達顯著差異（F = 5.42，
p < .001），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，得知其結果，
專科畢業、大學畢業、碩博士畢業之母親的得分（M = 3.20， SD = 0.27；M = 3.22，
SD = 0.31；M = 3.21，SD = 0.30）均高於高中(職)畢業或以下的母親（M = 3.07，SD = 0.39）。
在「母職心理功能」中，不同學歷的受訪母親得分平均數達顯著差異（F = 5.18，
p < .01），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，大學畢業、碩 博士畢業之母親的得分（M = 3.43，SD = 0.36；M = 3.44，SD = 0.33）均高於高中(職) 畢業或以下的母親（M = 3.26，SD = 0.45）。
在「思考模式和情緒反應」中，不同學歷的受訪母親得分平均數達顯著差異（F = 3.83，p < .05），為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，專科畢 業之母親的得分（M = 3.05，SD = 0.44）高於高中(職)畢業或以下的母親（M = 2.82，
SD = 0.58）。
在「母職信念」中，不同學歷的受訪母親得分平均數達顯著差異（F = 6.82，p < .001），
為進一步了解不同學歷之間的差異情形，接著進行事後比較，大學畢業之母親的得分
（M = 3.34，SD = 0.41）高於高中(職)畢業或以下的母親（M = 3.17，SD = 0.49）。
在「母職堅持度」與「母職技能表現」中，不同學歷的母親得分平均數未達顯著 差異（F = 2.52，p > .05；F = 2.35，p > .05）。
表22
表22（續）
層面 母親教育程度 人數 平均數 標準差 F 值 p 值 事後比較 整體母親親職
效能
（1）高中(職)畢業 或以下
108 3.07 0.39 5.42** .001 2,3,4>1
（2）專科畢業 107 3.20 0.27
（3）大學畢業 167 3.22 0.31
（4）碩士、博士 畢業
68 3.21 0.30
*p< .05, ** p< .01, ***p< .001
本研究顯示，母親會因為母親教育程度的不同在親職效能上有顯著差異。這與呂 貞嬅（2007）、周禧慧（2011）、林詩韻（2010）、張兆麗（2005）、陳富美（2003）、陳 楷仁（2009）、黃凱霖（1995）、戴蘭青（2009）以平地與原住民幼兒母親為對象之研 究結果相同，可能是因為母親的教育程度較高，幼兒教育的知識和技能較豐富，其親 職效能較高。
伍、父親職業
針對整體母親親職效能，採單因子變異數分析，探討配偶職業不同(「農林漁牧工 作人員」、「服務工作人員及售貨員」、「事務工作人員」、「技術員及助理專業人員」、「民
針對整體母親親職效能，採單因子變異數分析，探討配偶職業不同(「農林漁牧工 作人員」、「服務工作人員及售貨員」、「事務工作人員」、「技術員及助理專業人員」、「民