不同背景變項與教養風格資料化結果

為了解背景變項是否影響母親教養風格，本節依背景變項的不同，以問卷中基 本資料：（1）幼兒年齡、（2）幼兒性別、（3）母親年齡、（4）教育程度、（5）家庭 年收入、（6）家庭型態、（7）成人同住、（8）照顧時數、（9）在外工時、（10）懂事 年齡、（11）家中排行、（12）族群等變項，以區辨分析考驗整體變項對母親教養風 格是否達顯著性差異，因為教養型態不是連續性變項而是一種分類變項，所以 SPSS10.0 的統計套裝軟體進行區辨分析（discriminate analysis）探討人口統計資料 中有哪些變項對母親的教養型態有較大的區辨性（李宗文，2003）。然後再以卡方檢 定（chi-square test）的統計方法考驗不同背景變項對母親教養風格是否存有差異性。

一、影響母親教養風格的背景因素

在問卷的基本資料中所列的變項包括：（1）幼兒年齡、（2）幼兒性別、（3）

母親年齡、（4）教育程度、（5）家庭年收入、（6）家庭型態、（7）成人同住、（8）

照顧時數、（9）在外工時、（10）懂事年齡、（11）家中排行、（12）族群等，為顧 及表格呈現的整體性將以上述的編碼代表變項的名稱，例如：（1），表示幼兒年齡、

（2），表示幼兒性別，以此類推。

（一）整體背景變項對母親教養風格區辨分析

整體背景變項對母親教養風格進行區辨分析，Wilks' Lambda 值、卡方、自由 度、顯著性摘要表，列於表4-2-1。

表4-2-1

Wilks' Lambda 值表

函數檢定 Wilks' Lambda 值 卡方 自由度 顯著性 1 到 3 0.731616 339.0626 36 .000^***

2 到 3 0.961922 42.12162 22 .006^**

3 0.984726 16.7007 10 .081

由表4-2-1 得知，函數檢定中函數 1 與函數 2 發現結果達顯著性差異，並依 各變項結構矩陣結果進行區辨分析。

表4-2-2

各變項結構矩陣表 背景變項 函數

1 2 3 教育程度 .686* .381 .268 家庭年收 .352* .144 .273 母親年齡 .278* -.052 .045 在外工時 -.218* .202 .202 族群 -.523 .549* .352 懂事年齡 -.166 -.492* .079 家庭型態 .196 .284* -.138 照顧時數 .208 -.209* -.111 家中排行 .030 .203 -.553*

家中成人數 .060 .308 -.459*

幼兒性別 .146 .023 .331*

幼兒年齡 .045 .113 .155*

表4-2-3

各教養風格中心的函數表 集群分析 函數

1 2 3

拒絕疏忽型 -1.39966 -.71995 .277871 威權型 -1.72741 .271651 -.02383 寬大嬌寵型 .361069 .117146 .232602 權威開明型 .141928 -.0281 -.06804

由表 4-2-2 各變項結構矩陣可以看出，函數 1 中背景變項「教育程度」、「家 庭年收」、「母親年齡」、「在外工時」有強的區辨能力。由表4-2-3 各教養風格 中心的函數得知函數1 的「權威開明型」與「寬大嬌寵型」和「威權型」與「拒 絕疏忽型」有區辨性，「權威開明型」與「寬大嬌寵型」皆為「高反應」的教養風 格；「威權型」與「拒絕疏忽型」皆為「低反應」的教養風格。所以從函數1 的區 辨分析的結果可以推論背景變項「教育程度」、「家庭年收」、「母親年齡」、

「在外工時」可以區辨母親對於「反應」因素的高低，且由於教育程度、家庭年 收入以及母親年齡和函數1 皆為正相關，所以教育程度愈高、家庭年收入愈高、

母親年齡愈大，則母親教養風格較偏向於寬大嬌寵型和權威開明型，即「高反應」

教養型態；而在外工時和函數1 為負相關，所以在外工時愈高，則母親教養風格 較偏向於拒絕疏忽型和威權型，即「低反應」教養型態。

由表 4-2-2 各變項結構矩陣以及表 4-2-3 各教養風格中心的函數表得知，函數 2 中背景變項「族群」、「懂事年齡」、「家庭型態」、「照顧時數」可能對拒絕 疏忽型的區辨性是比較強的。

二、不同變項幼兒的母親教養風格之差異

本研究之幼兒背景變項包括：性別、年齡。為探討幼兒背景變項不同，母親 採用的教養風格是否有顯著差異，以卡方檢定統計方法來進行檢定。

（一）不同幼兒年齡的母親，其教養風格無顯著差異

表4-2-4 呈現不同「幼兒年齡」的母親所採用教養風格的人數與百分比。由表 中結果得知：母親對於不同「幼兒年齡」採用的教養風格並無顯著差異存在

（x²=1.432，p >.05）。表示母親對幼兒所採用的教養風格，並不會因為「幼兒年 齡」的不同而有顯著差異。

表4-2-4

幼兒年齡與母親教養風格卡方檢定次數分配表

教養風格 總和

權威開明 寬大嬌寵 威權 拒絕疏忽 幼兒年齡 四足歲 個數 355 83 38 16 492

總和的 % 45.3 41.7 47.5 50.0 45.0 五足歲 個數 428 116 42 16 602 總和的 % 54.7 58.3 52.5 50.0 55.0 總和 個數 783 199 80 32 1094 總和的 % 71.6 18..2 7.3 2.9 100.0 χ²＝1.432 p＞.05

（二）不同幼兒性別的母親，其教養風格具有顯著差異

由表4-2-5 得知，不同「幼兒性別」的母親其教養風格在卡方檢定分析發現 結果達顯著差異（x²=9.150，p <.05），且可統整出下列二項結果：

1.在幼兒性別為「女生」，母親較常採用「寬大嬌寵型」的教養風格，較少採用「威 權型」的教養風格。

2.幼兒性別為「男生」，母親較常採用「威權型」的教養風格，較少採用「寬大嬌 寵型」的教養風格。由此可知，母親對女孩的教養態度有較多的寬容，對於男孩 則較為嚴格。

表4-2-5

幼兒性別與母親教養風格卡方檢定次數分配表

教養風格 總和

權威開明 寬大嬌寵 威權 拒絕疏忽 幼兒性別 男生 個數 391 86 50 18 545

總和的 % 49.9 43.2 62.5 56.3 49.8 標準化殘差 .1

-2.1* 2.4*

.7

女生 個數 392 113 30 14 549 總和的 % 50.1 56.8 37.5 43.8 50.2 標準化殘差 -.1

2.1* -2.4*

-.7

總和 個數 783 199 80 32 1094 總和的 % 71.6 18..2 7.3 2.9 100.0 χ²＝9.150* p＜.05

*p＜.05（以校正後標準化殘差之絕對值 1.96 作為.05 顯著水準的臨界值）

（三） 小結

綜合上述資料，在利用卡方檢定（chi-square test）母親對不同變項（包括性別、

年齡）幼兒的教養風格進行分析後，首先，發現不同性別的幼兒與母親的教養風 格確實存有顯著差異，此結果與簡志娟（1996）、鍾鳳嬌（1997）結果相同，符合 研究假設1-1：母親對於不同性別的幼兒，其教養風格有顯著差異。簡志娟（1996）

研究指出，雖然現代社會已逐漸趨向兩性平等，但是一般而言，仍存在著中國傳 統「男主外、女主內」，意即男性對家庭仍要擔負起大部分的責任，必須比女性 剛強、有責任感，因此這樣的期待便會反映在教養男孩的方式是較為嚴格的；而 對女孩有較多的保護與寬容。而鍾鳳嬌（1997）的研究結果恰好相反，顯示出父 母對女兒有較高的要求，對兒子付出較多的情感。其次，在不同年齡的幼兒變項 並不會影響母親的教養風格，此結果有別於一些研究（簡志娟，1996；鍾鳳嬌，

1997；李宗文，2003），也無法驗證研究假設 1-2：母親對於不同年齡的幼兒，其 教養風格有顯著差異。推究其原因，可能是本研究對象為幼稚園中班和大班幼兒，

其年齡差距僅僅一歲，因此中、大班的幼兒與母親教養行為的預期無顯著的影響，

母親對於中、大班之幼兒在要求以及回應的管教態度上是平等看待、不分軒輊的。

而其他研究結果達顯著差異之研究對象，其年齡層差距較大，不同的身心發展階 段有明顯不同的發展任務，在生活上或學習上必須要達到的目標也就不同，因此 母親比較容易顯現出不同的管教態度。

三、不同變項的母親其教養風格之差異

本研究之母親背景變項包括：母親年齡、教育程度、家庭年收入、家庭型態、

成人同住、照顧時數、在外工時、懂事年齡、家中排行、族群。為探討母親背景 變項不同，母親採用的教養風格是否有顯著差異，以卡方檢定統計方法來進行檢 定。

（一）不同年齡的母親，其教養風格具有顯著差異

表4-2-6 呈現「不同年齡」的母親，所採用教養風格的人數與百分比。由表 中結果得知，母親的年齡不同採用的教養風格達顯著差異（χ²＝46.032，p＜.001），

且可統整出下列二項結果：

1.在母親年齡為「21~30 歲」，母親較常採用「威權型」和「拒絕疏忽型」的教養 風格，較少採用「權威開明型」的教養風格。

2.在母親年齡為「31~40 歲」，較常採用「權威開明型」的教養風格，較少採用「威 權型」和「拒絕疏忽型」的教養風格。

表4-2-6

不同母親年齡與其教養風格卡方檢定次數分配表

教養風格 總和

權威開明 寬大嬌寵 威權 拒絕疏忽 母親年齡 21~30 歲 個數 105 26 31 11 173

總和的 % 13.4 13.1 38.8 34.4 15.8 標準化殘差

-3.5***

-1.2

5.8*** 2.9**

31~40 歲 個數 555 135 40 16 746 總和的 % 70.9 67.8 50.0 50 68.2 標準化殘差

3.0**

-.1

-3.6*** -2.2*

41~50 歲 個數 123 38 9 5 175 總和的 % 15.7 19.1 11.3 15.6 16.0 標準化殘差 -.4 1.3 -1.2 -.1

總和 個數 783 199 80 32 1094 總和的 % 71.6 18..2 7.3 2.9 100.0 χ²＝46.032*** p＜.001

*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001（以校正後標準化殘差之絕對值 1.96 作為.05 顯著水準的臨界值，

2.58 為.01 的臨界值，3.30 為.001 的臨界值）

此結果與陳富美（2002）、鍾鳳嬌（1997）結果相同，認為教養方式與母親的 年齡有顯著差異。年紀在「31~40 歲」的母親比年紀「21~30 歲」的母親較少使用 威權型和拒絕疏忽型的教養，推究其原因，可能是年紀在「31~40 歲」的母親其生 活歷練較年紀「21~30 歲」的母親多，在社會經驗與育兒教養的訊息接收也較年紀 輕的母親豐富，在對自我以及孩子的了解與情緒控制方面也較為傾向接納、圓融，

因此教養風格愈偏向權威開明型。

（二）不同教育程度的母親，其教養風格有顯著差異

表4-2-7 呈現不同「教育程度」的母親，所採用教養風格的人數與百分比。

由表中結果得知，母親的教育程度不同採用的教養風格達顯著差異（χ²＝201.529，

p＜.001），且可統整出下列三項結果：

1.在母親教育程度為「國小」和「國中」，母親較常採用「威權型」和「拒絕疏忽 型」的教養風格，較少採用「權威開明型」和「寬大嬌寵型」的教養風格。

2.在母親教育程度為「高中職」，母親較常採用「權威開明型」。

3.在母親教育程度為「大學大專」，母親較常採用「寬大嬌寵型」的教養風格，較 少採用「威權型」和「拒絕疏忽型」的教養風格。

表4-2-7

不同教育程度母親與其教養風格卡方檢定次數分配表

教養風格 總和

權威開明 寬大嬌寵 威權 拒絕疏忽 教育程度 小學以下 個數 18 2 12 9 41

總和的 % 2.3 1.0 15 28.1 3.7 標準化殘差

-4.0*** -2.3* 5.5*** 7.4***

國中 個數 80 10 33 9 132

總和的 % 10.2 5.0 41.3 28.1 12.1 標準化殘差

-3.0** -3.4*** 8.3*** 2.8**

高中職 個數 351 73 26 9 459 總和的 % 44.8 36.7 32.5 28.1 42.0 標準化殘差

3.1**

-1.7 -1.8 -1.6

大學大專 個數 314 109 9 4 436 總和的 % 40.1 54.8 11.3 12.5 39.9 標準化殘差 .3

4.8*** -5.4*** -3.2**

研究所 個數 20 5 0 1 26 總和的 % 2.6 2.5 0 3.1 2.4 標準化殘差 0.6 .1 -1.4 .3

總和 個數 783 199 80 32 1094 總和的 % 71.6 18..2 7.3 2.9 100.0 χ²＝201.529*** p＜.001

*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001（以校正後標準化殘差之絕對值 1.96 作為.05 顯著水準的臨界值，

2.58 為.01 的臨界值，3.30 為.001 的臨界值）

此結果與吳承珊（2000）、陳若琳（2002）、陳富美（2002）、莊雪芬（2004）

結果相同，認為不同教育程度的母親，其教養方式會有所不同。本研究顯示母親 教育程度在「國中」以下的母親，其教養風格傾向威權型與拒絕疏忽型，較少採 用寬大嬌寵型和權威開明型的教養行為；而教育程度在「高中」和「大學大專」， 母親的教養風格較傾向權威開明型和寬大嬌寵型，比較是「以幼兒為中心」平行 互動的管教態度。

（三）不同家庭年收入，母親教養風格有顯著差異

表4-2-8 呈現不同「家庭年收入」的母親，所採用教養風格的人數與百分比。

由表中結果得知，不同家庭年收入母親所採用的教養風格達顯著差異（χ²＝

61.872，p＜.001），且可統整出下列四項結果：

1.在家庭年收入「300000 以下」，母親較常採用「威權型」和「拒絕疏忽型」，較 少採用「寬大嬌寵型」的教養風格。

2.在家庭年收入「600001~1200000」，母親較常採用「寬大嬌寵型」，較少採用「威 權型」和「拒絕疏忽型」的教養風格。

3.在家庭年收入「1200001~1800000」，母親較少採用「威權型」的教養風格。

4.在家庭年收入「25000001 以上」，母親較常採用「拒絕疏忽型」的教養風格。

在文檔中 母親教養風格、幼兒自主性之研究 (頁 87-106)