第四章 實證結果分析
第三節 差異性統計分析
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第三節 差異性統計分析
本節將分別檢驗男、女樣本個人基本資料在陞遷、社會心理、系統結構及性別主流化政 策等各構面上看法的平均數差異情形，以 t 檢定檢驗 2 個組別間(性別、婚姻狀況、官等、單 位)的平均數在各構面上是否有顯著差異存在；另以單因子變異數分析來檢驗 3 個或 3 個以上 組別間(年齡、子女數、教育程度、年資及職務)的平均數在各構面上是否有顯著差異存在，
如差異達顯著水準，則再進一步運用事後比較考驗（Post Hoc Tests）之 Scheffe 法進行事 後多重比較，以判斷顯著差異之組別，茲分述如下：
一、 性別
經由 t 檢定檢驗樣本性別的不同其平均數在各構面因素上是否有顯著差異存在，分析結 果，陞遷構面之陞遷發展組別平均數大小為女 (2.8731)>男(2.3249)，t=-6.851，p =.000，
達顯著差異，顯示女性公務人員對於陞遷發展較男性表示認同，可能原因是女性公務人員認 為性別主流化政策將逐步落實性別平等，未來性別因素對於陞遷的影響將隨之減小，因而對 於未來陞遷公平更具信心。其次，社會心理構面之男性化特質及女性化特質組別平均數大小 均為男(3.6306)>女(3.5171)，t 值均為 2.286，p 值均為.023，均達顯著差異，顯示性別角 色特質在兩性間的差異，且以男性公務人員兩性化特質程度較女性公務人員高。
再者，系統結構面之社會網絡關係組別平均數大小為男(2.4286)>女(2.2494)，t=2.788，
p =.006，達顯著差異，顯見社會網絡關係在兩性間的差異，且以男性公務人員相較於女性公 務人員有較佳的社會網絡關係，原因在於社會化過程，男性被教導發展支持的社會網絡關係，
藉此培養非正式權力關係，以獲取所需資源，然而，女性常因性別或生活經驗的差異，常被 排除於此一體系之外，而已婚女性更因家務限制不便參與各種能拓展人際網絡的聚會，致無 法建立網絡並發展非正式權力所需的資源。最後，性別主流化政策構面中的政策認同組別平 均數男(3.3716)>女(3.1062)，t=3.788，p =.000，達顯著差異，顯見兩性對於性別主流化政
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(3.5286)>31-40 歲(3.3455)>41-50 歲(3.3036)>30 歲以下(2.8125)，F=3.225，p=.023<.05，達顯著差異，但經過事後多重比較發現，組別間則未有顯著差異，如表 4-14。
其次，不同年齡的女性，在社會心理構面之家庭干擾工作的組別平均數大小為 31-40 歲
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31 3.1290 .63641
陞遷滿意 1未婚
2已婚 185 2.9477 .93653 4.355 .038 1.359 .180 31 2.3226 .66519
陞遷 63 2.9630 .68552
陞遷滿意 1未婚
2已婚 127 3.0394 .94245 10.353 .002 -.636 .526 63 2.8016 .86853
陞遷
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五、 教育程度
經由單因子變異數分析分別檢驗男、女樣本教育程度(1 高中職、2 專科、3 大學、4 碩士、
5 博士)的不同其平均數在各構面因素上是否有顯著差異存在，經過分析發現，其中女性第 1 組(高中職)及第 5 組(博士)因觀察值少於 2，是以，為利男、女樣本比較分析，本研究將原 第 1、2 組合併為「專科以下」、第 4、5 組合併「研究所」，合計併為「1 專科以下」、「2 大學」及「研究所」等 3 組，再以單因子變異數分析重新檢驗其平均數在各構面因素上是否 有顯著差異存在，分析結果茲分別說明如下：
不同教育程度的男性，在社會心理構面之男性化特質、女性化特質看法有顯著差異，男 性 化 特 質 及 女 性 化 特 質 組 別 平 均 數 大 小 均 為 研 究 所 (3.7466)> 大 學 (3.5341)> 專 科 以 下 (3.2800)， F 檢定值均為 11.269，p 值均為.000<.05，均達顯著差異，經過事後比較檢驗發 現，男性化特質及女性化特質均在專科以下、大學、研究所各組別間達顯著差異，且認同程 度由高而低分別為研究所、大學、專科以下，如表 4-20。
其次，不同教育程度的女性，在社會心理構面之男性化特質、女性化特質看法均有顯著 差異，男性化特質及女性化特質組別平均數大小均為研究所(3.6368)>大學(3.4479)>專科以 下(3.0667)， F 檢定值均為 6.337，p 值均為.002<.05，均達顯著差異。又，在社會心理構 面之家庭干擾工作的組別平均數大小為大學(2.5885)>專科以下(2.3333)>研究所(2.3046)，
F=3.557，p=.030<.05，達顯著差異。另，在性別主流化政策構面之政策認知的組別平均數大 小為研究所(3.5172)>大學(3.2674)>專科以下(3.2593)，F=3.848，p=.023<.05，達顯著差異，
經過事後比較檢驗發現，男性化特質及女性化特質均以專科以下與研究所兩組間達顯著差 異，且以研究所學歷之女性公務人員其兩性化特質較專科以下學歷之女性公務人員高。而在 家庭干擾工作部分，以大學與研究所兩組間達顯著差異，且以大學學歷之女性公務人員其家 庭干擾工作程度較研究所學歷之女性公務人員高。至於在政策認知部分，以大學與研究所兩 組間達顯著差異，且以研究所學歷的女性公務人員其政策認知程度較大學學歷的女性公務人 員高，如表 4-21。
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1 專科以下 2 大學 -.00810 .21720 .999
3 研究所 -.25798 .21816 .498
2 大學 1 專科以下 .00810 .21720 .999 3>2 3 研究所 -.24988(*) .09223 .027
3 研究所 1 專科以下 .25798 .21816 .498 政策認知
2 大學 .24988(*) .09223 .027 p*<.05 p **<.01 p ***<.001
資料來源：本研究整理
六、 官等
經由 t 檢定檢驗男、女樣本官等的不同其平均數在各構面因素上是否有顯著差異存在，
分析結果，茲分別說明如下：陞遷構面中的陞遷發展組別平均數大小為
不 同 官 等 的 男 性 ， 在 陞 遷 構 面 之 陞 遷 滿 意 組 別 平 均 數 大 小 為 簡 任 (3.2762)> 薦 任 (2.8288)，t=-3.314，p=.001<.05，達顯著差異。其次，在社會心理構面之男性化特質及女 性化特質組別平均數大小均為簡任 (3.7543)>薦任(3.5712)，t 值均為-2.834，p 值均 為.005<.05，均達顯著差異。又，家庭干擾工作組別平均數大小為薦任(2.4881)>簡任 (2.2042)，t=3.380，p=.001<.05，達顯著差異。另，在性別主流化政策構面之政策認知、政 策 認 同 上 均 有 顯 著 差 異 ， 政 策 認 知 組 別 平 均 數 大 小 為 簡 任 (3.5493)> 薦 任 (3.3220) ， t=-2.478，p=.014<.05，達顯著差異。而政策認同組別平均數大小為簡任(3.5070)>薦任 (3.3061)，t=-1.989，p=.048<.05，達顯著差異，如表 4-22。
不 同 官 等 的 女 性 ， 在 陞 遷 構 面 之 陞 遷 滿 意 組 別 平 均 數 大 小 為 簡 任 (3.4800)> 薦 任 (2.9434)，t=-2.244，p=.033<.05，達顯著差異。其次，在社會心理構面之男性化特質及女 性化特質組別平均數大小均為簡任(3.8462)>薦任(3.4659)，t 值均為-3.424，p 值均 為.001<.05，均達顯著差異。又，家庭干擾工作組別平均數大小為薦任(2.5210)>簡任 (1.9615)，t=3.704，p=.000<.05，達顯著差異。另，在性別主流化政策構面之政策認知組別 平均數大小為簡任 (3.7564)>薦任(3.3174)，t=-3.379，p=.001<.05，達顯著差異。而政策 認同組別平均數大小為簡任 (3.4615)>薦任(3.0509)，t=-2.772，p=.006<.05，達顯著差異，
如表 4-23。
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綜上，不同官等的男、女公務人員，均在陞遷構面中的陞遷滿意上有顯著差異，且以簡 任公務人員陞遷較薦任公務人員滿意，其原因在於簡任公務人員已晉升至官等(由低至高分為 委任、薦任、簡任)中之最高，因此，相較於薦任公務人員對於陞遷較為滿意。其次，在社會 心理構面中的男性化特質、女性化特質上均有顯著差異，且以簡任公務人員相較於薦任公務 人員更具男性化特質及女性化特質，顯示官等愈高則兩性化特質愈明顯。再者，在社會心理 構面中的家庭干擾工作上均有顯著差異，且以薦任公務人員其家庭干擾工作的程度較簡任公 務人員更為明顯，原因在於薦任公務人員年紀通常較簡任人員輕，其子女年齡亦相對較小，
因而子女照護需求較高，較易因家務的限制而影響公務的處理。又，在性別主流化政策中之 政策認知、政策認同上均有顯著差異，且以簡任公務人員較薦任公務人員對於性別主流化政 策內涵更有認知且認同，原因是性別主流化政策係由上而下的逐步推動宣導，使簡任公務人 員較具性別意識，因而較能認知並認同相關性別措施，此外，簡任公務人員服務年資均長達 二、三十年，可能歷經過性別不平等的時期，較能感受陞遷過程的性別歧視障礙，因而較能 支持性別主流化政策的實施。
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146 2.8288 .82883陞遷滿意 1薦任
2簡任 70 3.2762 .97302 7.687 .006 -3.314 .001 2>1 147 2.3776 .74160
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七、 本機關服務年資
經由單因子變異數分析分別檢驗男、女樣本之本機關服務年資的不同其平均數在各構面 因素上是否有顯著差異存在，分析結果，茲分別說明如下：
不同年資的男性，在陞遷構面之陞遷滿意組別平均數大小為未滿 1 年(3.5556)>1-3 年 (3.2270)>7-9 年(3.0303)>10 年以上(2.8519)>4-6 年(2.6465)，F=3.921，p=.004<.05，達 顯著差異，但經過事後比較檢驗發現，組別間則未有顯著差異，如表 4-24。
不同年資的女性，在陞遷構面之陞遷滿意組別平均數大小為未滿 1 年(3.4444)>1-3 年 (3.1531)>7-9 年(3.0056)>10 年以上(2.8767)> 4-6 年(2.7934)，F=4.457，p=.002<.05，達 顯著差異，經過事後比較檢驗發現，以未滿 1 年、4-6 年及 10 年以上等組別間達顯著差異，
且滿意程度由高至低分別為未滿 1 年、10 年以上、4-6 年，顯示任職未滿 1 年的女性公務人 員較任職 10 年以上及 4-6 年的女性公務人員對於陞遷較為滿意，可能原因是體認到未滿 1 年 的年資尚不到陞遷的時機，因而較能滿意現況。其次，在經過 4-6 年的歷練，個人對於各項 職務是駕輕就熟，通常亦具有發展的企圖心，因而對於陞遷有較高的期望，因此較任職未滿 1 年及任職 10 以上的公務人員不滿意。至於任職 10 以上公務人員，雖職務經驗累積豐富，
然而通常較安於現狀，其發展的企圖心可能不若任職 4-6 年者強，如表 4-25。
綜上，不同本機關服務年資的男、女性公務人員，均在陞遷構面中的陞遷滿意上有顯著 差異，其中女性以未滿 1 年、4-6 年及 10 年以上等組別間達顯著差異。
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八、 職務
經由單因子變異數分析分別檢驗男、女樣本職務的不同其平均數在各構面因素上是否有 顯著差異存在，分析結果，茲分別說明如下：
不同職務的男性，在系統結構面之社會網絡關係組別平均數大小為主管(2.6748)> 非主 管(2.3632)> 副主管(2.2857)，F=3.700，p=.026<.05，達顯著差異，經過事後比較檢驗發現，
以主管與非主管兩組間達顯著差異，顯示男性主管人員較男性非主管人員有較佳的社會網絡 關係，原因可能是主管人員因位居要職，擁有較多的組織權力及資源，因此更能藉以拓展社 會網絡關係，反之，非主管人員則因較無組織權力及資源，因而較難以拓展社會網絡關係。
其次，在性別主流化政策構面之政策認知組別平均數大小為主管(3.6596)> 副主管(3.5556)>
非主管(3.3152)>，t=5.688，p=.004，達顯著差異。又，政策認同組別平均數大小為主管
非主管(3.3152)>，t=5.688，p=.004，達顯著差異。又，政策認同組別平均數大小為主管