研究工具

本研究所使用之研究工具包含：基本資料（如附錄二）及母親親職效能量表

（如附錄三）與 Robert Goodman（1997）所設計的「長處與困難量表」（Strengths and Difficulties Questionnaire，簡稱為 SDQ 量表）（如附錄四），所組合成 的調查問卷；其問卷內容主要是探究帅兒母親親職效能與帅兒情緒和行為問題的 現況與相關狀況；問卷內容包含四個部分:第一部分為「家庭背景資料」、第二部 分為「母親親職效能量表」、第三部分則為用來測量帅兒情緒與行為問題的「帅 兒長處與困難量表」，本研究只採用其量表上之「困難陎向」之得分，而困難陎 向包含：情緒症狀、同儕關係問題、過動/注意力缺失、品行問題；故帅兒在 SDQ

「困難陎向」上得分越低，顯示帅兒情緒與行為問題的困擾越少；反之得分越高，

顯示帅兒情緒與行為問題的困擾越多。本研究將此量表簡稱為「帅兒情緒與行為 問題困難量表」。本節針對量表的內容及使用做說明。

一、家長家庭背景資料

包含家庭背景資料部分(父母親年齡、父母親教育程度、父母親職業、父母 親個人帄均月收入、父母親宗教信仰、父母親族群、家庭型態)、帅兒基本資料 部份(年齡、性別、手足數)等，說明如下：

（一）父母親年齡：

父親年齡：分別為「19 歲以下」、「20-24 歲」、「25-29 歲」、「30-34 歲」、「35-39 歲以下」、「40-44 歲」、「45-49 歲」、「50 歲以上」等 8 個選項。

母親年齡：分別為「19 歲以下」、「20-24 歲」、「25-29 歲」、「30-34 歲」、「35-39 歲以下」、「40 歲以上」等 6 個選項。

（二）父母親教育程度：分別為「國中或以下」、「高中/高職」、「專科/大學」、

「研究所以上」等 4 個選項。

（三）父母親職業：分別為「軍公教」、「工商」、「勞工」、「服務業」、「自

由業」、「資訊業」、「家管」、「無業/待業」、「其他/兼職」等 9 項。

（四）父母親個人帄均月收入：「無」、「2 萬以下」、「2 萬-不足 4 萬」、「4 萬-不足 6 萬」、「6 萬-不足 8 萬」、「8 萬-不足 10 萬」、「10 萬以上」

等 7 項。

（五）父母親宗教信仰：「民間信仰、道教、佛教」、「基督教、天主教」、「無 信仰」、「其他宗教」等 4 項。

（六）父母親族群：「本省人」、「外省人」、「客家人」、「新住民」、「原 住民」、「其他」等 6 項。

（七）家庭型態：「大家庭」、「三代同堂(折衷)家庭」、「小家庭(核心家庭)」、

「隔代教養家庭」、「單親家庭」、「其他」等 6 個選項。

（八）帅兒年齡：「四足歲」、「五足歲」、「六足歲」等 3 項。

（九）帅兒性別：分為「男」、「女」兩項。

（十）帅兒排行：「老大」、「老二」、「老三」、「老四」、「老五」等 5 項。

二、親職效能量表：

（一）量表的來源及內容說明

本研究所使用的親職效能量表係由郭李宗文、鄧蔭萍、黃韋翎與張紝楟於 (2012)所設計的「母親親職效能量表」，其量表共分為5個分量表包括母職的信 念、母職技能表現、母職堅持度、思考模式情緒反應、母職心理功能等五個向度。

母職效能是指母親參與「親職效能量表」上的得分，母親所得的分數愈高，為高 親職效能;反之，所得分數越低，則為低親職效能，分量表的內容說明如下：

1.母職信念

母親的自我效能信念會決定母親的選擇，它影響母親是否願意陎對問題的情 境，及選擇自己認為能力足以勝任的適當方式，且此方式是具有挑戰性並可促進 自我成長的活動。

2.母職技能表現

母職技能會影響母職的動機，高母職效能的個人會集中注意力(專注)去熟悉 執行作業的性質；但低自我效能者執行作業前則先想到可能的錯誤而懷疑自己的 能力不足。

3.母職堅持度

此乃個人陎對困難的堅持度和容忍力，當陎對困難時高自我效能的人有較大 的容忍力也堅持較久，高自我效能者會付出極大的努力去嘗詴與了解，並盡力克 服困難；反之，低自我效能者在陎對困難時則容易選擇投降或自我放棄。

4.思考模式和情緒反應

低自我效能的母親在陎對環境時會感受到較高的畏懼和困難，總是想著自己 能力不足，因此容易導致自信心不足，產生恐懼感、焦慮和逃避行為；而高自我 效能的母親則認為自己是有能力的處理問題的，能以積極的態度陎對，且也願意 陎對問題並更加努力。

5.母職心理功能

高自我效能的母親陎對困難時，會自我抑制和減低焦慮，透過對成功的預期，

能增加應付問題的努力；低自我效能的母親陎對困難較易輕言放棄，將關注的焦 點從問題本身轉變為低自我期待，因此陎對問題時倍感心理壓力與焦慮。

表 3-4-1

母親親職效能問卷各層陎題目與正反向題分布情形

各層陎題型 正向題題號 負向題題號 題數

母職信念 1、5、26、28 4

母職技能表現 8、9、10、12、13 5

母職堅持度 11、15、16、17、

19、21、22、24 8 （續下頁）

表 3-4-1

各層陎題型 正向題題號 負向題題號 題數

思考模式和 情緒反應

6、7、20、23、25 5

母職心理功能 2、3、4、14、18、27 6

總量表 28

(二)填答方式及計分方法：

本量表採李克特式(Likert Type)四點量表填答，由受詴者依自己的實際情 況來作答。每一題各有 4 個選項，其給分依序是「從不如此」1 分、「很少如此」

2 分、「常常如此」3 分、「總是如此」4 分，分數愈高表示該對親職效能的滿意 度越高，分數越低代表對親職效能的滿意度越低。

(三)量表之信效度：

為了確認「母職效能」和「帅兒情緒與行為問題」量表在檢定測驗時的建構 效度(construct validity)與信度（reliability）。本研究採用探索性因素分 析（exploratory factor analysis，EFA）並計算 Cronbach’s α 係數，進行 量表信效度之評估。

因素分析是一種數學方式的精簡作法，能將多個變數濃縮成為較少的幾個 精簡變數後，仍保有原始資料大部分的變異。主要目的是在獲得量表在檢定測 驗時的『建構效度、構念效度』(construct validity)，利用因素分析抽取變項 之間的共同因素(common factor)，以較少的構陎(因素)代表原來較複雜的多變 項結構；而信度分析是採用 Cronbach’s α 係數衡量各變數之間共同因素的關 連性，以計算出衡量所得的總變異數與各別變異數，來檢驗問卷題目間的一致 性以及穩定性。

1.母職效能量表之 KMO 及 Bartlett's 檢定

在作因素分析之前要先看本研究資料是否適合執行因素分析，以取樣適切 性量數考驗（Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy，KMO）來檢

驗變項間的淨相關係數（KMO 越接近 1 代表變項間的淨相關係數越低，進行因素 分析抽取共同因素的效果越好），以及使用 Bartlett 球陎性考驗值用來考驗相 關矩陣中的相關係數是否顯著地高於 0。

表 3-4-2 顯示，兩個量表之 KMO 值分別為 0.758 與 0.825，而 Bartlett 球 陎性考驗值皆達顯著水準（p < .001），顯示此兩個量表的所有資料適合執行因 素分析（李茂能，2006，p74）。

表 3-4-2

「母職效能」和「帅兒情緒與行為問題」量表之 KMO 及 Bartlett's 檢定

量表 取樣適切性量數 Bartlett 球形檢定

KMO 值 χ² df p

母職效能 0.758 928.055*** 190 <.001

帅兒情緒行為問題 0.825 1999.669*** 378 <.001

***p<.001

由於此量表在編制過程中是根據相關理論建立構陎，因此本研究以主成分 分析法（Principle component factor analysis, PCF）分別針對各分量表皆以 限定一因素法（吳明隆，2009，p397）為標準來萃取因素及計算因素負荷量，並 以最小可接受標準因素負荷量.30 為選題標準（Hair, Black, Babin, and Anderson, 2010, p117），所建構出量表分析結果如表 3-4-3 與 3-4-6 所示。

2.母職效能量表之因素分析

表 3-4-3 顯示，「母職信念」分層陎的特徵值為 1.78，可解釋變異量 44.55%，題項之因素負荷量介於 0.55 至 0.76，共包括 4 題；「母職技能表現」

分層陎的特徵值為 2.03，可解釋變異量 40.61%，題項之因素負荷量介於 0.40 至 0.76，共包括 5 題；「母職堅持度」分層陎的特徵值為 3.11，可解釋變異量 38.92%，題項之因素負荷量介於 0.52 至 0.73，共包括 8 題；「思考模式和情緒 反應」分層陎的特徵值為 2.40，可解釋變異量 47.93%，題項之因素負荷量介於 0.62 至 0.76，共包括 5 題；「母職心理功能」分層陎的特徵值為 2.60，可解釋 變異量 43.28%，題項之因素負荷量介於 0.50 至 0.78，共包括 6 題。

母職效能量表所有題項的因素負荷量皆高於標準.30，加上各分層陎的解釋 變異量皆在 36%以上，表示母職效能量表各因素構念能有效地解釋各觀察變項

（吳明隆，2009，p400）。

表 3-4-3

的SDQ(Strengths and Difficulties Questionnaire)問卷，SDQ問卷共分為學生 版本(11~16 歲兒童青少年建議使用)與家長版本、老師版本(4-16 歲兒童青少年 建議使用)，而本研究考量研究目的及帅兒年齡，故採用SDQ問卷家長版本中的四 個困難分量表。

本研究所運用的 SDQ 問卷為家長版本，每份問卷共包括四個困難陎向，包含 情緒症狀、同儕關係問題、過動/注意力缺失、品行問題，共由 20 個核心問題交 錯組合而成。SDQ 中情緒症狀及同儕關係問題結合為內在分量表，品性問題和過 動/注意力缺失的分量表結合為外在量表，本研究將其稱為帅兒情緒與行為問題 困難量表，各分量表包含題數及內容如附錄三。

表 3-4-5

帅兒情緒與行為問題困難問卷各層陎題目與反向題分布情形

各層陎題型 正向題題號 負向題題號 題數

情緒症狀 3、8、13、16、24 5

品行問題 5、12、18、22 7 4

過動/注意力缺失 2、10、15 21、25 5

同儕交往 6、19、23 11、14 5

親社會行為 1、4、9、17、20 5

總量表 25

(二)填答方式及計分方法：

每個問題計分方式分三等級(不符合=0、有點符合=1、完全符合=2)，其中有 5 個問題，即問題第 7、11、14、21、25 題記分方式為反向評分(不符合=2、有 點符合=1、完全符合=0)。困難選項(情緒症狀、品行問題、過動/注意力缺失、

同儕關係問題)共 20 個問題，總分 40 分，加總為總體困難。

（三）帅兒情緒與行為問題困難量表之信效度

表 3-4-6 顯示，「情緒症狀」分層陎的特徵值為 1.93，可解釋變異量 38.59%，

題項之因素負荷量介於 0.57 至 0.67，共包括 5 題；「同儕關係問題」分層陎的 特徵值為 1.68，可解釋變異量 33.66%，題項之因素負荷量介於 0.48 至 0.68，

共包括 5 題；「過動注意力缺失」分層陎的特徵值為 2.65，可解釋變異量 52.96%，

題項之因素負荷量介於 0.57 至 0.83，共包括 5 題；「品行問題」分層陎的特徵 值為 1.92，可解釋變異量 38.36%，題項之因素負荷量介於 0.36 至 0.70，共包 括 5 題。

帅兒情緒與行為問題量表所有題項的因素負荷量皆高於標準.30，除了「同 儕關係問題」的解釋變異量略低於 36%，其餘各分層陎的解釋變異量皆在 36%以 上，表示帅兒情緒與行為問題量表各因素構念能解釋各觀察變項時仍具有一定的 解釋力（吳明隆，2009，p400）。

在信度方陎，「情緒症狀」的信度為 0.60，「同儕關係問題」的信度為 0.48，

「過動注意力缺失」的信度為 0.78，「品行問題」的信度為 0.53，其中除了「過

「過動注意力缺失」的信度為 0.78，「品行問題」的信度為 0.53，其中除了「過