背景變項與父親教養態度

本節探討相關背景變項與父親教養態度的關係，先擬以多元迴歸分析探討父 親教養態度與背景變項的關係，再採用單因子多變量分析背景變項與父親教養態 度，如 F 值達顯著水準（P＜.05），則再以 Scheffe 進行事後考驗，以了解各組差異。

一、不同背景變項對父親教養態度的預測分析

為瞭解父親年齡、父親職業、父親教育程度、父親社經地位、父親每星期平 均照顧幼兒的時數、父親每星期平均在外工作時數、居住地、家庭年收入、幼兒 性別、幼兒年齡、母親年齡、母親教育程度、母親每星期平均照顧幼兒的時數、

母親每星期平均在外工作時數、母親的族群等（以下簡稱背景變項）對父親教養 態度，何者具有預測力，以背景變項為預測變項，而以父親教養態度的反應因素、

要求因素為依變項，進行多元迴歸分析。本研究根據不同背景變項，對父親的教 養態度之影響，依序找出不同背景變項對父親的教養態度之關係。因此，分析時 即以逐步迴歸法，將所有變項依順序進入回歸方程式，並調整後 R2 表示。各背景 變項對父親教養態度之逐步多元迴歸預測變異數分析，如下說明。

如表 4-4-1 所示，15 個預測變項對效標變項（反應因素）具有顯著預測作用者 有 7 個，分別為：「母親教育程度」、「父親職業」、「父親教育程度」、「母親照顧幼 兒時數」、「幼兒年齡」、「家庭年收入」、「父親工作時數」等變項，多元相關係數 為.293，聯合解釋變異量為.086，亦即表示 7 個變項能聯合預測反應因素 8.6％的變 異量。

就個別變項的解釋量來看，以「母親教育程度」層面的預測力最佳，其解釋 量為4.6％，其餘依次為「父親職業」、「父親教育程度」、「母親照顧幼兒時數」、「幼

兒年齡」、「家庭年收入」、「父親工作時數」層面，其解釋量分別為1.3％、0.8％、

5.1％，其餘依次為「母親教育程度」、「幼兒年齡」層面，其解釋量分別為 2.0％、

本研究之幼兒因素包括：性別、年齡。為探討幼兒因素不同，父親採用的教 養態度是否有顯著差異，以單因子多變量變異數進行分析幼兒年齡。

1.幼兒性別與父親教養態度

如表 4-4-3 所示，整體的Wilks'Λ 值為 1.000（p＞.05），表示幼兒性別不同，

父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＝.004，P

＞.05）。而要求層面無顯著差異（F＝.088，P＞.05），表示父親教養態度不會因為 幼兒性別不同而有所差異。

表 4-4-3 幼兒性別與父親教養態度之單因子多變量變異數分析 變異

來源 多變量 Wilks'Λ 層面 Df 平方和 均方 F 值

組間 1.000 反應 1 .011 .011 .004 要求 1 .019 .019 .088

本研究顯示父親不會因為幼兒性別不同而出現不同的教養態度。這與國內研 究發現相符合（李宗文，2003；陳如葳，2001；羅佳芬，2002；陳建勳，2003）。

李宗文（2003）研究發現母親的教養型態不會因幼兒性別不同而有所差異。陳如葳

（2001）的研究中指出母親在教養子女的行為和態度上，不會因為幼兒的性別不同 而教養方式亦有所不同。此外，羅佳芬（2002）及陳建勳（2003）研究發現父母管 教方式不會因性別而有所不同。

研究者推測其原因，可能是近年來家庭組織結構轉變，家中子女數的減少，

使得父親因為教養的負荷不大，比較會將關注的焦點平均放在每個孩子的身上，

也較不會因為性別不同而明顯表現出較開明性或較拒絕性的情況。因此，無論男 生或女生，父親對幼兒是同樣的教養態度。

2.幼兒年齡與父親教養態度

如表 4-4-4 所示，整體的 Wilks'Λ 值為.984（p＜.01），表示幼兒年齡不同，父 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＝3.042，

P＜.05），經 Scheffe 事後比較考驗，組間與組間並無顯著差異。而要求層面達顯著 差異（F＝8.934，P＜.001），經 Scheffe 事後比較考驗，「五足歲~不滿六足歲」、「六 足歲」其要求層面顯著高於「四足歲~不滿五足歲」。

表 4-4-4 幼兒年齡與父親教養態度之單因子多變量變異數分析 變異

來源 ^{多變量Wilks'Λ} 層面 Df 平方和 均方 F 值 事後比較 組間 .984** 反應 2 1.708 .854 3.042* -

要求 2 3.867 1.934 8.934*** (2)、(3)＞(1)

備註：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；***P＜.001

本研究顯示父親會因為幼兒年齡不同而出現不同的教養態度，父親對「五足 歲~不滿六足歲」、「六足歲」幼兒的要求層面高於「四足歲~不滿五足歲」。這與國 內研究相同（蔣惠珍，1984；李宗文，2003），蔣惠珍（1984）研究發現年齡越大 的兒童，父母越常採用「命令」的教養行為。在李宗文（2003）的研究中，發現幼 兒的年齡愈大，母親的教養型態較偏向於回應多的權威開明型與寬大嬌寵型。而 本研究結果雖然反應層面達顯著差異，經 Scheffe 事後比較考驗，組間與組間並無 顯著差異。因此，本研究推論父親對年齡愈大的幼兒，教養態度愈偏向高要求的 趨勢；父親對年齡愈小的幼兒，教養態度愈偏向低要求的趨勢。

（二）父親因素與父親教養態度

本研究之父親因素包括：年齡、職業、教育程度、社經地位、每星期平均照

顧幼兒的時數、每星期平均在外工作時數、居住地、家庭年收入。為探討父親因 素不同，其所採用的教養態度是否有顯著差異，以單因子多變量變異數進行分析。

1. 父親年齡與父親教養態度

如表 4-4-5 所示，整體的Wilks'Λ 值為.983（p＜.01），表示父親年齡不同，父 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＝8.904，

P＜.001），經 Scheffe 事後比較考驗，父親年齡「31-40 歲」其反應層面顯著高於「30 歲以下」、「41~50 歲」。而要求層面也達顯著差異（F＝5.295，P＜.01），經 Scheffe 事後比較考驗，父親年齡「31-40 歲」其要求層面顯著高於「30 歲以下」、「41~50 歲」。

表 4-4-5 父親年齡與父親教養態度之單因子多變量變異數分析 變異

來源 多變量 Wilks'Λ 層面 Df 平方和 均方 F 值 事後比較 組間 .983** 反應 2 4.947 2.474 8.904*** (2)＞(1)、(3)

要求 2 2.307 1.154 5.295** (2)＞(1)、(3)

備註：事後比較欄中(1)30 歲以下；(2)31-40 歲；(3)41-50 歲；***P＜.001 ** P＜.01

本研究顯示父親會因父親年齡大小而出現不同的教養態度。父親年齡「31-40 歲」其反應層面顯著高於「30 歲以下」、「41~50 歲」。父親年齡「31-40 歲」其要 求層面顯著高於「30 歲以下」、「41~50 歲」。這與國內研究發現相同，孫碧蓮（2002）

父親年齡大於 40 歲且為高等教育程度者，對青少年子女較常採用「開明權威」的 管教方式，且較少採用「忽視冷漠」的管教方式。研究者推測其原因，父親年齡

「31-40 歲」屬於身心靈成熟的階段，對於親職教育的教養比較有概念，照顧幼兒 會比其他年齡的父親多為高反應、高要求的教養態度。

2. 父親職業與父親教養態度

如表 4-4-6 所示，整體的Wilks'Λ 值為.901（p＜.001），表示父親職業不同，

父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＝3.986，

P＜.001），經 Scheffe 事後比較考驗，「非技術工及體力工」其反應層面顯著高於「行 政主管專業人員、「技術員及助理專業人員」。而要求層面也達顯著差異（F＝

15.911，P＜.001），經 Scheffe 事後比較考驗：(1)「服務人員及銷售員」其要求層面 顯著高於「技術員及助理專業人員」。(2)「農林漁牧工作人員」其要求層面顯著 高於「行政主管專業人員、「技術員及助理專業人員」、「事務工作人員」。(3)「技 術工及有關工作人員」其要求層面顯著高於「技術員及助理專業人員」。(4)「非 技術工及體力工」其要求層面顯著高於「行政主管專業人員」、「技術員及助理專 業人員」、「事務工作人員」、「服務人員及銷售員」、「機械設備操作及組裝工」、「技 術工及有關工作人員」。

表 4-4-6 父親職業與父親教養態度之單因子多變量變異數分析 變異

來源 多變量 Wilks'Λ 層面 Df 平方和 均方 F 值 事後比較 組間 .901*** 反應 7 7.717 1.102 3.986*** (8) ＞(1)(2)

要求 7 22.316 3.188 15.911*** ^(4)＞(2)

(5)＞(1)(2)(3) (6)＞(2) (8)＞(1)(2)(3)

(4)(6)(7) 備註：事後比較欄中(1)行政主管專業人員；(2)技術員及助理專業人員；(3)事務工作人員；(4) 服務工作人員及銷售員；(5)農林漁牧工作人員；(6)技術工及有關工作人員；(7)機械設備操作及組 裝工；(8)非技術工及體力工；***P＜.001

本研究顯示父親會因職業不同而出現不同的教養態度。這與一些國內外研究

結果相同（吳秀櫻，1987；Pleck，1997）。Pleck（1997）指出，家長從事職業的時 間愈具彈性，對子女的教養態度愈積極。吳秀櫻（1987）的研究指出，家長從商者 對子女易過於冷淡；而務農者則流於放任。但與過去研究不同，張麗梅（1993）研 究結果顯示家長對子女所採取的管教態度，並不會因為職業的差異而有所不同。

研究推測其原因，父親職業為「非技術工及體力工」，工作性質較屬於勞力階層，

在這樣的工作環境中，精神及體力消耗很多，回家與幼兒互動的快樂，或許可以 忘卻一些工作上的壓力，也較容易偏向高要求、高反應。

3. 教育程度與父親教養態度

如 4-4-7 所示，整體的Wilks'Λ 值為.946（p＜.001），表示教育程度不同，父 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＝12.715，

P＜.001），經 Scheffe 事後比較考驗：(1)父親教育程度「高中或高職畢業」顯著高 於「國中畢業」。(2)「大學或專科畢業」顯著高於「高中或高職畢業」、「國中畢 業」。(3)「研究所畢業」顯著高於「高中或高職畢業」、「國中畢業」、「小學畢業」。

而要求層面無顯著差異（F＝2.284，P＞.05）。

表 4-4-7 教育程度與父親教養態度之單因子多變量變異數分析 變異

來源 多變量 Wilks'Λ 層面 Df 平方和 均方 F 值 事後比較 反應 4 13.744 3.436 12.715*** ^(3)＞(2)

(4)＞(3)(2) (5)＞(3)(2)(1)

組間 .946***

要求 4 1.997 .499 2.284 ^-

備註：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；***P＜.001

本研究結果顯示：(1)父親教育程度「高中或高職畢業」反應層面高於「國中 畢業」。(2)「大學或專科畢業」反應層面高於「高中或高職畢業」、「國中畢業」。 (3)「研究所畢業」反應層面高於「高中或高職畢業」、「國中畢業」、「小學畢業」。

結果顯示父親會因為教育程度不同而出現不同的教養態度。這與國內研究發現相 符合（徐綺櫻，1993；孫碧蓮，2002；張維中，2005）。徐綺櫻（1993）研究發現 父親教育程度愈高，對學童的期待也愈高。孫碧蓮（2002）研究指出父親教育程度 在大專以上者，較常對青少年子女採用「寬鬆放任」或「開明權威」的管教方式；

父親教育程度在中學以下者，則較常對青少年子女採用「忽視冷漠」的管教方式。

張維中（2005）指出父親教育程度具有高中職學歷的父親，比具有小學以下學歷的

張維中（2005）指出父親教育程度具有高中職學歷的父親，比具有小學以下學歷的