第四章 研究結果與討論
第三節 背景變項與母親教養態度關係之分析與討論
本節旨在探討不同背景變項與母親教養態度的差異情形，本研究從幼兒背 景變項（包含年齡及性別）及母親的背景變項（包含母親的年齡、母親的教育 程度、家庭年收入、職業、家中成人數、家庭型態、照顧幼兒的時數、在外工 作的時數、幼兒家中排行及族群），以 t 考驗或單因子變異數分析進行統計，
以了解各組差異情形，茲將結果分述如下：
ㄧ、不同幼兒年齡與母親教養態度之差異情形
如表4-3-1 所示，整體的Wilks'Λ 值為.996（p＞.05），表示幼兒年齡不同，
母親採用的教養態度無顯著差異。由表中得知，反應層面無顯著差異（F＝1.791，
p＞.05）；要求層面亦無顯著差異（F＝.248，p＞.05），表示母親教養態度不會 因為幼兒年齡不同而有所差異。故接受虛無假設2-1：母親會因幼兒年齡不同，
在教養態度的二因素上無顯著差異。
表4-3-1 幼兒年齡與母親教養態度之單因子變異數分析摘要表 變異
來源
多變量 Wilks'Λ
層面 平方和 自由度 平均 平方和
F 值 事後比較
組間 .996ns 反應 .513 2 .256 1.791 ns 要求 .167 2 .084 .248 ns
備註：1.事後比較欄中 (1)四足歲~不滿五足歲(2)五足歲~不滿六足歲(3)六足歲 2.p＞.05
根據吳明隆、涂金堂（2009）的說法，多變量變異數分析（MANOVA）可 以同時考驗K組自變項在二個以上依變項上的「形心」（依變項平均數的向量和）
是否有顯著差異存在。單變量ANOVA的F考驗，在MANOVA中則以「Wililks'Λ」
考驗代替，「Wililks'Λ」值在0到1之間，此值愈趨近0，表示誤差變異項的變異 量愈小，自變項的效果愈會達到顯著；相反的，「Wililks'Λ」值愈接近1，表示 誤差變異項的變異量愈大，自變項的效果愈不會達到顯著（引自吳明隆、涂金 堂，2009，頁639）。
本研究顯示，母親不會因為幼兒年齡不同而出現不同的教養態度。這與沈 佩文（2001）針對宜蘭縣國中生的研究、賴玲惠（2008）針對台北縣學齡前幼 兒母親為對象之研究結果相同，但卻不同於大多數的研究（陳美娥，1996；吳 美玲，2001；李宗文，2003；陳建勳，2003）。推論其原因，可能是因為，社會 變遷及幼兒出生率下降，中班大班年齡差距小，母親對於中、大班幼兒在反應 及要求上採用一致相同的教養態度，再加上研究年代不同，資料過久，李宗文
（2003）研究對象有城鄉限制，所以幼兒年齡較無顯著影響。
二、不同幼兒性別與母親教養態度之差異情形
如表4-3-2 所示，在反應及要求層面的平均數，為男生平均值略高於女生，
但沒達到顯著水準，換言之，表示幼兒性別不同，母親採用的教養態度無顯著 差異。故接受虛無假設2-2：母親會因幼兒性別不同，在教養態度的二因素上無 顯著差異。
表4-3-2 幼兒性別與母親教養態度平均數、標準差及t考驗摘要表
層面 性別 樣本數 平均數 標準差 t 值 男生 561 5.19 .374
反應
女生 526 5.18 .384
.564 男生 561 3.89 .597
要求
女生 526 3.86 .562
.835
本研究顯示，母親不會因為幼兒性別不同而出現不同的教養態度。這與陳 雅莉（1993）以六年級兒童為例的城鄉父母對兒童的管教態度研究其研究結果
相同，也與陳建勳（2003）以國小五、六年級為研究對象之結果相同，但卻不 同於大多數的研究（徐綺櫻，1993；鍾鳳嬌，1994；吳承珊，2000；賴玲惠，2008）。
雖然自古以來，父母因子女性別的不同，自幼即被社會化男女有別的世界，「重 男輕女」的傳統觀念影響父母的教養態度，認為男生是薪火的傳承，期待男生 光宗耀祖，而女生「無才便是德」受到較少教育機會，不過這和本研究結果有 所不同，推論其原因，可能是因為，目前家庭子女數減少及社會觀念的轉變情 形來看，男女生逐漸獲得較平等地位，是故，母親對男、女生的教養態度沒有 差異。
三、不同母親年齡與母親教養態度之差異情形
如表4-3-3 所示，整體的Wilks'Λ 值為.976（p＜.001），表示母親年齡不同，
母親採用的教養態度具有顯著差異。由表中得知，反應層面達顯著差異（F＝
6.835，p＜.001），經Scheffe 事後比較考驗： 母親年齡「31-40 歲」顯著高於
「21-30 歲以下」。而要求層面無顯著差異（F＝1.863，p＞.05）。故反應層面 拒絕虛無假設2-3；要求層面接受虛無假設2-3：母親會因年齡不同，在教養態度 的二因素上無顯著差異。
表4-3-3 母親年齡與母親教養態度之單因子變異數分析摘要表 變異
來源
多變量 Wilks'Λ
層面 平方和 自由度 平均 平方和
F 值 事後比較
組間 .976*** 反應 2.893 3 .964 6.835*** (2)>(1) 要求 1.878 3 .626 1.863 ns
備註：1.事後比較欄中(1)21-30歲(2)31-40歲(3)41-50歲(4)51-60歲 2.p＞.05；*** p＜.001
3.反應R²=.019；要求R²=.005
根據吳明隆、涂金堂（2009）的說法，單因子變異數分析中如果樣本過大，
亦造成統計上有顯著差異，應進一步探究「關聯強度」指數，以了解變項間的 關係程度，若F值達顯著，但R²係數很小，表示自變項對依變項的影響不大，數 值只能參考，欠缺實際上的價值。ㄧ般而言，解釋變異量在6%以下者，顯示變 項間關係微弱。
本研究顯示，母親會因為年齡不同而出現不同的教養態度。母親年齡「31-40 歲」其反應層面顯著高於「21-30歲以下」。這與陳富美（2002）針對3-6歲幼兒 及其母親所作研究、李宗文（2003）以高雄市及台東縣3-6歲幼兒母親研究、莊 雪芳（2004）以台中市高中職以下學生之母親為施測對象、賴玲惠（2008）針 對台北縣學齡前幼兒母親為對象之研究結果相同。推論其原因，可能是因為，
母親年齡「31-40 歲」為身心成熟的階段，不論是工作或家庭生活都很穩定，對 孩子的反應也相對增加；年輕的母親因為沒經驗且較沒耐性，對孩子的反應較 低。
四、不同母親教育程度與母親教養態度之差異情形
如表4-3-4 所示，整體的Wilks'Λ 值為.967（p＜.001），表示教育程度不同，
母親採用的教養態度具有顯著差異。由表中得知，反應層面達顯著差異（F＝
4.970，p＜.01），經Scheffe 事後比較考驗：母親教育程度「大學或專科畢業」
顯著高於「國中畢業」；母親教育程度「研究所畢業」顯著高於「國中畢業」。
而要求層面亦達顯著差異（F＝4.058，p＜.01），經Scheffe 事後比較考驗：母親 教育程度「高中或高職畢業」顯著高於「大學或專科畢業」。故拒絕虛無假設 2-4：母親會因教育程度不同，在教養態度的二因素上無顯著差異。
表4-3-4 母親教育程度與母親教養態度之單因子變異數分析摘要表 變異
來源
多變量 Wilks'Λ
層面 平方和 自由度 平均 平方和
F 值 事後比較
組間 .967*** 反應 2.809 4 .702 4.970** (4)>(2) (5)>(2) 要求 5.406 4 1.352 4.058** (3)>(4)
備註：1.事後比較欄中(1)小學畢業(2)國中畢業(3)高中或高職畢業(4)大學或專科畢業(5)研究 所畢業
2.**p＜.01
3.反應R²=.018；要求R²=.015
本研究顯示，母親會因為教育程度不同而出現不同的教養態度。母親教育 程度「大學或專科畢業」其反應層面顯著高於「國中畢業」、母親教育程度「研 究所畢業」其反應層面顯著高於「國中畢業」；母親教育程度「高中或高職畢 業」其要求層面顯著高於「大學或專科畢業」。這與吳承珊（2000）針對大班 及其母親為樣本、賴玲惠（2008）以台北縣學齡前幼兒母親為對象之研究結果 相同，不同教育程度的母親，其教養態度會有所不同。推論其原因，可能是因 為，母親教育程度高，可能獲得較多親子互動訊息，對孩子也會有較多的回應。
五、不同家庭年收入與母親教養態度之差異情形
如表4-3-5 所示，整體的Wilks'Λ 值為.945（p＜.001），表示家庭年收入不 同，母親的教養態度有顯著差異。由表中得知，反應層面達顯著差異（F＝10.172，
p ＜ .001 ） ， 經 Scheffe 事 後 比 較 考 驗 ： 家 庭 年 收 入 「 600,001~1,200,000 」 、
「 1,200,001~1,800,000 」 顯 著 高 於 「 300,000 以 下 」 ； 家 庭 年 收 入
「1,200,001~1,800,000」顯著高於「300,001~600,000 」。而要求層面亦達顯著差 異（F＝5.114，p＜.001），經Scheffe 事後比較考驗：家庭年收入 「300,000 以 下」、「300,001~600,000」、「600,001~1,200,000」、「1,200,001~1,800,000」顯 著高於「1,800,001~2,500,000」。故拒絕虛無假設2-5：母親會因家庭年收入不同，
在教養態度的二因素上無顯著差異。
表4-3-5 家庭年收入與母親教養態度之單因子變異數分析摘要表 變異
來源
多變量 Wilks'Λ
層面 平方和 自由度 平均 平方和
F 值 事後比較
組間 .945*** 反應 5.642 4 1.411 10.172*** (3)>(1) (4)>(1) (4)>(2) 要求 6.787 4 1.697 5.114*** (1)>(5) (2)>(5) (3)>(5) (4)>(5)
備註：1.事後比較欄中(1)300,000以下(2)300,001~600,000(3)600,001~1,200,000 (4)1,200,001~1,800,000(5)1,800,001~2,500,000
2. ***p＜.001
3.反應R²=.036；要求R²=.019
本研究顯示，母親會因為家庭年收入不同而出現不同的教養態度。家庭年 收入「600,001~1,200,000」、「1,200,001~1,800,000」其反應層面顯著高於「300,000 以 下 」 ； 家 庭 年 收 入 「 1,200,001~1,800,000 」 其 反 應 層 面 顯 著 高 於
「300,001~600,000 」；家庭年收入 「300,000 以下」、「300,001~600,000」、
「 600,001~1,200,000 」 、 「 1,200,001~1,800,000 」 其 要 求 層 面 顯 著 高 於
「1,800,001~2,500,000」。這與李宗文（2003）以高雄市及台東縣3-6歲幼兒母親 為研究對象之研究結果不同。推論其原因，可能是因為，研究區域不同，再加 上現今社會狀況與昔日不同，家庭年收入「600,001~1,200,000」以上的母親因經 濟無虞，所以對孩子有較多的反應。
六、不同母親職業與母親教養態度之差異情形
如表4-3-6 所示，整體的Wilks'Λ 值為.941（p＜.001），表示職業不同，
母親採用的教養態度具有顯著差異。由表中得知，反應層面達顯著差異（F＝
7.304，p＜.001），經Scheffe 事後比較考驗：職業為行政主管、專業人員、技術 員及助理專業人員、事務工作人員、服務工作人員及銷售員、家管顯著高於技 術工；職業為專業人員顯著高於家管。而要求層面無顯著差異（F＝.974，p
＞.05）。故反應層面拒絕虛無假設2-6；要求層面接受虛無假設2-6：母親會因職 業不同，在教養態度的二因素上無顯著差異。
表4-3-6 職業與母親教養態度之單因子變異數分析摘要表 變異
來源
多變量 Wilks'Λ
層面 平方和 自由度 平均 平方和
F 值 事後比較
組間 .941*** 反應 8.006 8 1.001 7.304*** (1)＞(6) (2)＞(6) (3)＞(6) (4)＞(6) (5)＞(6) (9)＞(6) (2)＞(9) 要求 2.624 8 .328 .974 ns
備註：1.事後比較欄中(1)行政主管(2)專業人員(3)技術員及助理專業人員(4)事務工作人員(5) 服務工作人員及銷售員 (6)技術工 (7)機械設備操作及組裝工(8)非技術工及體力工(9)家 管。
2.***p＜.001； p＞.05 3.反應R²=.051；要求R²=.007
本研究顯示，母親會因為職業不同而出現不同的教養態度。職業為行政主 管、專業人員、技術員及助理專業人員、事務工作人員、服務工作人員及銷售 員、家管其反應層面顯著高於技術工；職業為專業人員其反應層面顯著高於家 管。這與簡志娟（1996）針對育有五歲到小學階段子女父母做質性訪談、吳承 珊（2000）針對新竹縣市大班幼兒及其母親、孫碧蓮（2002）以台灣省北中南 九所國中生為研究對象，其研究結果相同。推論其原因，可能是因為，「技術
工」屬於勞動階層，需耗費許多體力，回到家中已無力於親子互動，因此，對 於孩子的反應較不予理會。
七、不同家中成人數與母親教養態度之差異情形
如表4-3-7 所示，整體的Wilks'Λ 值為.953（p＜.001），表示因家中成人數 不同，母親採用的教養態度具有顯著差異。由表中得知，反應層面達顯著差異
（F＝5.784，p＜.001），經Scheffe 事後比較考驗：家中有兩位成人數，顯著高 於家中有三位成人數及家中有四位成人數。而要求層面亦達顯著差異（F＝
4.675，p＜.001），經Scheffe 事後比較考驗：家中有五位成人數，顯著高於家中 有兩位成人數。故拒絕虛無假設2-7：母親會因家中成人數不同，在教養態度的 二因素上無顯著差異。
表4-3-7 家中成人數與母親教養態度之單因子變異數分析摘要表
表4-3-7 家中成人數與母親教養態度之單因子變異數分析摘要表