第四章 研究結果與討論
第二節 不同背景變項在父職參與、學業成就與同儕互動方面之差
與同儕互動方面之差異分析
本節考驗方法是以父親教育程度、父子相處時間、母親就業狀態、婚姻滿意 度、子女性別、子女數與子女出生序為自變項，父親父職參與、國小高年級學童 學業成就與同儕互動分別為依變項，以獨立樣本t 檢定與單因子變異數分析進行考 驗假設，若單因子變異數分析達顯著水準者，則進一步以sheffe 法進行事後比較，
並提出討論。
壹、不同背景變項在父職參與方面之差異分析
一、子女性別對父職參與之差異分析
不同性別之國小高年級學童父親在父職參與整體及各層面的差異情形，進行t 考驗之後結果如表4-2-1 所示。
表4-2-1 不同性別子女之父職參與整體及各層面差異分析摘要表
父職參與層面 性別 個數 平均數 標準差 t 值 差異情形 男 222 99.780 13.769 .251 整體父職參與
女 250 99.440 15.048
男 222 20.690 2.871 -.122 生活需求與照顧
女 250 20.730 3.194 男 222 18.500 3.416 .329 休閒活動與陪伴
女 250 18.390 3.646 男 222 15.570 4.073 .764 學校及課業參與
女 250 15.270 4.413
男 222 24.500 3.746 -.096 管教培育與示範
女 250 24.530 3.635
男 222 20.520 3.244 -.018 關懷鼓勵與溝通
女 250 20.530 3.501
由t 考驗之結果顯示，不同性別子女在父職參與整體及各層面之差異情形皆未
表4-2-2 不同子女數之父職參與整體及各層面差異分析摘要表（續）
不同子女數區分三類之分析結果，各組間差異亦未達到顯著，故再分為兩類
中間子女 102.270 12.360 組內 97449.546 468 208.226 老么 98.310 15.126 總和 98297.119 471
表4-2-5 不同子女出生序之父職參與整體及各層面差異分析摘要表（續）
由單因子變異數分析結果得知，子女出生序組數區分為老大、非老大後，兩
及課業參與」層面，專科（M=15.52）、大學（M=16.34）、研究所（M=15.85）學
（.041）違反同質性假設，故改以變異數同質假定違反的多重比較法 Dunnett’s C 檢定之，結果發現大學、研究所學歷父親父職參與程度皆大於國中以下。
至於在「生活需求與照顧」與「關懷鼓勵與溝通」層面，由於檢定後亦皆違 反組內變異同質性假設（Levene 統計量 F 值各為 4.552、3.261，顯著性分別為.001
、.012），故以多重比較法 Dunnett’s C 檢定，結果各組間並無達到顯著差異。
五、父子相處時間對父職參與之差異分析
表4-2-9 不同父子相處時間之父職參與整體及各層面差異分析摘要表（續）
面組間差異卻達顯著水準（F=7.085，P<.01），事後比較發現妻子為全職工作者， 定後發現皆違反組內變異同質性假設（Levene 統計量 F 值各為 2.639、2.962、3.049，
顯著性分別為.049、.032、.028），故無法以單因子變異數考驗進行分析，而改以變
異數同質假定違反的多重比較法Dunnett’s C 檢定，結果發現整體父職參與及「休
14.800 5.762
非常好 25.340 3.540 組間 426.865 3 142.288 11.164*** 非常好
22.000 5.148
>普通
18.400 4.393
>普通
貳、不同背景變項在高年級學童學業成就方面之差異分析
本研究中之學業成就是以各校、班於九十六學年度下學期第一次月考之國語、
數學兩科成績為依據，由於顧慮到各校、各年級試卷難易度有所差異，故以同份 試卷為單位，統整兩科原始成績加總平均後轉換為標準化分數（T 分數）再行分析 研究，茲將結果分述如下。
一、性別對學業成就之差異分析
不同性別之國小高年級學童在學業成就方面的差異情形，進行t 考驗之後結果 如表4-2-13 所示。
表4-2-13 不同性別國小高年級學童之學業成就差異分析摘要表
性別 個數 平均數 標準差 t 值 差異情形 男 222 50.771 9.624 -1.413
女 250 51.946 8.454
由t 考驗結果顯示，樣本中不同性別之國小高年級學童在學業成就方面差異情 形未達顯著，亦即學業成就不會因性別不同而有顯著差異。
二、子女數對學業成就之差異分析
家中子女數不同之國小高年級學童其學業成就差異情形經由檢定後發現違反 組內變異同質性假設（Levene 統計量 F 值為 8.287，顯著性為.000），故無法以單 因子變異數考驗進行分析，改以變異數同質假定違反的多重比較法Dunnett’s C 檢 定，結果各組間差異亦無達到顯著水準（如表4-2-14 所示）。可能原因之ㄧ或許為 組別分類過細以致無法達到顯著，故改以子女數為1 人、2 人、3 人以上三類進行 分析比較，結果如表4-2-15 所示。
表4-2-14 家中子女數不同之國小高年級學童學業成就差異分析摘要表
子女數 平均數 標準差 變異 來源
離均差 平方和
自由度 均方 F 值 Dunnett’s C 檢定 1 人 51.350 10.209 組間 1351.169 4 337.792 4.255
2 人 52.224 8.196 組內 37075.226 467 79.390 3 人 50.581 9.076 總和 38426.395 471
4 人 47.851 7.449
5 人及以上 36.303 24.195
表4-2-15 家中子女數不同（分三類）之國小高年級學童學業成就差異分析摘要表
子女數 平均數 標準差 變異 來源
離均差 平方和
自由度 均方 F 值 Dunnett’s C 檢定 1 人 51.350 10.209 組間 493.560 2 246.780 3.051 2 人>
2 人 52.224 8.196 組內 37932.835 469 80.880 3 人↑
3 人↑ 49.928 9.755 總和 38426.395 471
分析結果顯示仍違反組內變異同質性假設（Levene 統計量 F 值為 3.927，顯著 性為.020），改以 Dunnett’s C 檢定後發現家中子女數 2 人之組別，其學業成就顯著 高於 3 人以上之組。若再以兩類（獨生子女、非獨生子女）區分研究，得到結果 如表4-2-16 所示。
表4-2-16 家中子女數不同（分兩類）之國小高年級學童學業成就差異分析摘要表 子女數 個數 平均數 標準差 t 值 差異情形 1 人 65 51.3498 10.20924 -.042
2 人以上 407 51.4004 8.84397
結果顯示雖未違反同質性假設，但組間差異未達顯著（t=-.042），表示獨生子 女與否並未在學業成就間造成明顯差異。
三、子女出生序對學業成就之差異分析
不同出生序之國小高年級學童學業成就上之差異情形，進行單因子變異數分 析之後結果如表4-2-17 所示。
表4-2-17 不同出生序之國小高年級學童學業成就差異分析摘要表
統計結果顯示因違反組內變異同質性假設（Levene 統計量 F 值為 8.182，顯著 性為.000），故改以Dunnett’s C 檢定後發現父親學歷為大學及研究所兩組子女之學 業成就皆顯著高於父親為國中以下學歷組別，而專科、大學及研究所三組子女學 業成就皆顯著高於高中職學歷組別。
參、不同背景變項在高年級學童同儕互動方面之差異分析
一、性別對同儕互動之差異分析
不同性別之國小高年級學童在同儕互動上的差異情形，進行t 考驗之後結果如 表4-2-20 所示。
表4-2-20 不同性別國小高年級學童之同儕互動關係差異分析摘要表
性別 個數 平均數 標準差 t 值 差異情形 男 222 86.990 12.844 -4.181** 女＞男 女 250 91.520 10.370
**P<.01
由t 考驗結果顯示，樣本中不同性別之國小高年級學童在同儕互動方面差異情 形達顯著水準（P<.01），且女生平均數（M=91.52）高於男生（M=86.99），表示女 生在同儕互動方面表現優於男生。
二、子女出生序對同儕互動之差異分析
不同出生序之國小高年級學童同儕互動上之差異情形，進行單因子變異數分 析之後結果如表4-2-21 所示。
表4-2-21 不同出生序之國小高年級學童同儕互動關係差異分析摘要表
出生序 平均數 標準差 變異 來源
離均差 平方和
自由度 均方 F 值 事後 比較 老大 88.890 12.082 組間 397.400 3 132.467 .950
中間子女 88.250 13.633 組內 65248.872 468 139.421 老么 90.520 10.742 總和 65646.271 471
獨生子女 88.580 12.060
由表 4-2-21 統計結果顯示，不同出生序之國小高年級學童在同儕互動上並未 達顯著差異；由於同樣可能受到組別細分之影響，故再將出生序組別分為老大與 非老大兩組進行分析比較，結果如表4-2-22。
表4-2-22 不同出生序（分兩類）之國小高年級學童同儕互動關係差異分析摘要表 出生序 個數 平均數 標準差 t 值 差異情形 老大 163 88.890 12.082 -.668 非老大 309 89.650 11.669
由表 4-2-22 結果顯示，老大與非老大兩組仍未有顯著差異，表示國小高年級 學童出生序並未對學業成就造成顯著影響。
三、父親教育程度對子女同儕互動之差異分析
不同教育程度之國小高年級學童父親對子女同儕互動表現的差異情形，進行 單因子變異數分析之後結果如表4-2-23 所示。
表4-2-23 父親教育程度不同之國小高年級學童同儕互動關係差異分析摘要表
父親教育程度 平均數 標準差 變異 來源
離均差 平方和
自由度 均方 F 值 事後 比較 國中以下 88.650 11.672 組間 663.120 4 165.780 1.191
高中/職 88.280 12.555 組內 64983.151 467 139.150 專科 89.030 11.768 總和 65646.271 471
大學 91.280 11.484
研究所 88.780 11.157
由表 4-2-23 統計結果顯示，不同出生序之國小高年級學童在同儕互動上並未 達顯著差異，亦即父親教育程度並不會對國小高年級學童同儕互動關係造成顯著 影響。
肆、綜合討論
表4-2-24 不同背景變項對父職參與之差異分析綜合摘要表（續）
（二）子女數對父職參與之差異分析
許多研究都指出養育子女數不同會影響父職角色的實踐（王致善，2007；陳 秀如，2002；陳淑貞，1993；黃柏嘉，2006；黃琴雅、羅宇媛，2006；Stoller, 1983），
子女數愈少會使得父親參與程度愈高。但本研究結果發現，無論在父職參與整體 或五項分層面上，都不會因子女數的不同而造成顯著差異；若再將子女數細分成 獨生子女與非獨生子女，亦無顯著差異。這與王曉萍（2005）、陳曉慧（1999）的 研究結果相似。推究其因或為現今時代變遷、家庭子女數降低（樣本中子女數兩 人以下佔近七成，三人以下超過九成六），使得家庭資源分配與生態已不復以往，
致使父職參與並不會因子女數相差懸殊而有顯著差異與影響之故。
由上述內容可得知：假設 1-2「家中子女數不同之國小高年級學童其父親之父 職參與在各層面及整體父職參與上有顯著差異。」未獲得支持。
（三）子女出生序對父職參與之差異分析
本研究結果顯示，子女排行並不會造成父職參與整體與分層面程度上的差 異；若再將子女出生序區分為老大與非老大分析，仍無顯著差異。雖有研究指出 父親參與老大程度較高（蔡佳宜，2000；謝明華，2003），亦有研究顯示父親參與 獨生子女較其他排行子女為高（陳秀如，2002；黃琴雅，1992），但其中或許存在 著時空背景、區域地方與發展重點上的差異；加上樣本中家庭子女人數普遍不多，
以致大部分子女排行非為老大即為老么，使父親在參與父職時並不會對不同出生 序子女有明顯差別。
由上述內容可得知：假設 1-3「出生序不同之國小高年級學童其父親之父職參 與在各層面及整體父職參與上有顯著差異。」未獲得支持。
（四）父親教育程度對父職參與之差異分析
教育程度似乎能代表性別角色觀點的意涵；父親教育程度愈高，往往愈能把 持較平等之性別角色觀念，也傾向於分擔較多家務工作（唐先梅，2001；賴爾柔、
教育程度似乎能代表性別角色觀點的意涵；父親教育程度愈高，往往愈能把 持較平等之性別角色觀念，也傾向於分擔較多家務工作（唐先梅，2001；賴爾柔、