第四章 研究結果
第三節 影響婚姻價值因素之分析
第三節 第三節
第三節 影響婚姻價值因素之分析 影響婚姻價值因素之分析 影響婚姻價值因素之分析 影響婚姻價值因素之分析
本節主要探討未婚單身教師之個人變項（性別、年齡、異性交往情形、性別平等課程或 研習、婚姻與家庭課程或研習）、社會學習變項（性別角色態度、同儕影響）、家庭變項（父 母婚姻和諧度、親子關係）對婚姻價值之解釋力，採多元階層迴歸分析，首先將預測變項之 非連續變項轉換為虛擬變項，然為瞭解共線性問題，在進行多元階層迴歸分析之前，先進行 皮爾遜積差相關與共線性診斷，茲就結果敘述如下：
壹壹
壹壹、、、、個人變項個人變項個人變項個人變項、、、社會學習變項、社會學習變項社會學習變項、社會學習變項、、家庭變項與婚姻價值的相關分析、家庭變項與婚姻價值的相關分析家庭變項與婚姻價值的相關分析 家庭變項與婚姻價值的相關分析
在進行多元階層迴歸分析之前，為避免線性重合或多元共線的問題，須先進行共線性診 斷。由表4-3-1、4-3-2可得知各預測變項之間的相關係數均無＞.8；而由表4-3-3、4-3-4可得知 各預測變項間共線性之診斷結果，各預測變項在婚姻酬賞的容忍度（tolerance）範圍為.398
～.952，在婚姻成本的容忍度（tolerance）範圍為.401～.952，容忍度（tolerance）皆＞.100；
婚姻酬賞的膨脹係數(VIF)範圍為1.051～2.511，婚姻成本的膨脹係數(VIF)範圍為1.050～
2.494，其膨脹係數均＜10，並無共線性的問題。
本研究之個人變項、社會學習變項、家庭變項與婚姻價值間是否有顯著相關？進行相關 分析結果如表4-3-1、表4-3-2，各有關變項與婚姻價值之婚姻酬賞、婚姻成本呈現相當程度之 相關，與婚姻酬賞之相關係數範圍為-.19～.27，與婚姻成本之相關係數範圍為-.12～.16，在 婚姻酬賞部份發現婚姻與家庭研習、性別角色態度、同儕影響、父母婚姻和諧度、親子關係 與婚姻酬賞間具有顯著正相關，性別、年齡與婚姻酬賞間具有顯著負相關；在婚姻成本部份 發現性別、年齡、性別平等研習、性別角色態度與婚姻成本間具有顯著正相關，同儕影響、
父母婚姻和諧度、親子關係與婚姻成本間具有顯著負相關。
亦即，參加過婚姻與家庭研習的未婚單身教師較認同婚姻酬賞，參加過性別平等研習的 未婚單身教師則較認同婚姻成本；同儕越常於言語中透露認同婚姻、父母婚姻越和諧、親子 關係越為良好者，越認同婚姻酬賞、越不認同婚姻成本；女性比男性、年齡越大者越不認同 婚姻酬賞、越認同婚姻成本；性別角色態度越刻板者，則認為婚姻同時兼具酬賞與成本。
表4-3-1
未婚單身教師個人變項、社會學習變項、家庭變項與婚姻酬賞之相關係數表 （n＝426）
變項名稱
性別 年齡 性別平等
課程
性別平等 研習
婚姻與家 庭課程
婚姻與家 庭研習
性別角色 態度
同儕 影響
父母婚姻 和諧度
親子 關係
婚姻 酬賞
性別 1.00
年齡 1.00
性別平等課程 .12＊＊ -.17＊＊＊ 1.00
性別平等研習 .12＊＊ .06 1.00
婚姻與家庭課程 .11＊ -.13＊＊ 1.00
婚姻與家庭研習 .04 -.02 1.00
性別角色態度 -.14＊＊ .06 -.14＊＊ -.09＊ -.07 .01 1.00
同儕影響 -.17＊＊＊ -.12＊＊ -.00 -.04 -.03 .09＊ .10＊ 1.00
父母婚姻和諧度 .07 -.02 .13＊＊ .02 .01 .10＊ -.03 .04 1.00
親子關係 .20＊＊＊ -.13＊＊ .15＊＊ .02 .06 .03 -.04 -.02 .45＊＊＊ 1.00
婚姻酬賞 -.09＊ -.19＊＊＊ .06 .06 .07 .10＊ .20＊＊＊ .27＊＊＊ .09＊ .12＊＊ 1.00
＊P＜.05，＊＊P＜.01，＊＊＊P＜.001
表4-3-2
未婚單身教師個人變項、社會學習變項、家庭變項與婚姻成本之相關係數表 （n＝429）
變項名稱
性別 年齡 性別平等
課程
性別平等 研習
婚姻與家 庭課程
婚姻與家 庭研習
性別角色 態度
同儕 影響
父母婚姻 和諧度
親子 關係
婚姻成本
性別 1.00
年齡 1.00
性別等課程 .12＊＊ -.17＊＊＊ 1.00
性別平等研習 .12＊＊ .06 1.00
婚姻與家庭課程 .11＊ -.13＊＊ 1.00
婚姻與家庭研習 .04 -.02 1.00
性別角色態度 -.14＊＊ .06 -.14＊＊ -.09＊ -.07 .01 1.00
同儕影響 -.16＊＊＊ -.13＊＊ -.00 -.04 -.03 .09＊ .09＊ 1.00
父母婚姻和諧度 .06 -.03 .12＊＊ .01 .01 .09＊ -.04 .04 1.00
親子關係 .21＊＊＊ -.12＊＊ .15＊＊ .01 .06 .03 -.04 -.02 .45＊＊＊ 1.00
婚姻成本 .16＊＊＊ .14＊＊ .06 .13＊＊ -.02 -.04 .15＊＊ -.12＊＊ -.09＊ -.10＊ 1.00
＊P＜.05，＊＊P＜.01，＊＊＊P＜.001
貳 貳 貳
貳、、、、影響婚姻價值之多元階層迴歸分析影響婚姻價值之多元階層迴歸分析影響婚姻價值之多元階層迴歸分析影響婚姻價值之多元階層迴歸分析
假設三、未婚單身教師的個人變項（性別、年齡、異性交往情形、性別平等課程或研習、
婚姻與家庭課程或研習）、社會學習變項（性別角色態度、同儕影響）、家庭變項（父母婚 姻和諧度、親子關係）是否對婚姻價值有顯著解釋力？本研究以多元階層迴歸方式依序投入 個人變項（性別、年齡、異性交往情形、性別平等課程或研習、婚姻與家庭課程或研習）、
社會學習變項（性別角色態度、同儕影響）、家庭變項（父母婚姻和諧度、親子關係）與婚 姻酬賞、婚姻成本後各得到三個迴歸模式，結果如表 4-3-3、表 4-3-4：
一、婚姻酬賞
在模式一中，投入自變項為個人變項（性別、年齡、異性交往情形、性別平等課程或研 習、婚姻與家庭課程或研習），結果發現對婚姻酬賞有顯著解釋力（F＝4.187，P＜.001），
決定係數為.074，調整後決定係數為.057，即個人變項（性別、年齡）能夠有效解釋婚姻酬賞 5.7％的變異量，其中以年齡最具解釋力，分析如下：
1、相較於未婚單身男性教師，未婚單身女性教師較不認同婚姻酬賞（β＝-.107，t＝-2.218，P
＜.05）。
2、年齡越大的未婚單身教師越不認同婚姻酬賞（β＝-.181，t＝-3.610，P＜.001）。
在模式二中，除了投入模式一的變項外，再加入社會學習變項之性別角色態度、同儕影 響兩變項，結果發現個人變項（年齡、異性交往情形）與社會學習變項（性別角色態度、同 儕影響）對婚姻酬賞均有顯著解釋力（F＝7.952，P＜.001），決定係數為.161，調整後決定 係數為.141，即年齡、異性交往情形、性別角色態度、同儕影響能夠有效解釋婚姻酬賞 14.1
％的變異量，扣除模式一的解釋量，模式二投入性別角色態度、同儕影響兩變項後增加了 8.4
％的解釋量，其中性別在模式一有顯著解釋力，進入模式二變成無顯著解釋力，模式二依序 以同儕影響、性別角色態度、年齡三變項具主要顯著解釋力，分析如下：
1、年齡越大的未婚單身教師越不認同婚姻酬賞（β＝-.156，t＝-3.244，P＜.01）。
2、相較於從未交往過男女朋友者，目前有固定交往男女朋友的未婚單身教師較認同婚姻酬賞
（β＝.128，t＝1.799，P＜.10）。
3、性別角色態度越刻板的未婚單身教師，越認同婚姻酬賞（β＝.191，t＝4.141，P＜.001）。
4、同儕越常於言語中透露認同婚姻的未婚單身教師，越認同婚姻酬賞（β＝.221，t＝4.719，
P＜.001）。
在模式三中，除了投入模式二的變項外，再加入家庭變項（父母婚姻和諧度、親子關係），
結果發現個人變項（年齡、異性交往情形、性別平等研習）、社會學習變項（性別角色態度、
同儕影響）、家庭變項（親子關係）對婚姻酬賞均有顯著解釋力（F＝7.286，P＜.001），決
定係數為.175，調整後決定係數為.151，即年齡、異性交往情形、性別平等研習、性別角色態 度、同儕影響、親子關係能夠有效解釋婚姻酬賞 15.1％的變異量，若扣除模式二的解釋量，
模式三投入家庭變項後只增加 1％的解釋量，模式三依序以同儕影響、性別角色態度、年齡 三變項具主要顯著解釋力，分析如下：
1、年齡越大的未婚單身教師越不認同婚姻酬賞（β＝-.150，t＝-3.114，P＜.01）。
2、相較於從未交往過男女朋友者，目前有固定交往男女朋友的未婚單身教師較認同婚姻酬賞
（β＝.120，t＝1.694，P＜.10）。
3、相較於未參加過性別平等研習者，參加過性別平等研習的未婚單身教師較認同婚姻酬賞（β
＝.082，t＝1.651，P＜.10）。
4、性別角色態度越刻板的未婚單身教師，越認同婚姻酬賞（β＝.192，t＝4.189，P＜.001）。
5、同儕越常於言語中透露認同婚姻的未婚單身教師，越認同婚姻酬賞（β＝.218，t＝4.686，
P＜.001）。
6、親子關係越良好者，越認同婚姻酬賞（β＝.087，t＝1.679，P＜.10）。
在模式一中，個人變項的性別（男性＝0）達.05 顯著水準、年齡達.001 顯著水準；當模 式二加入性別角色態度、同儕影響變項後，產生互動變化，性別變項並無顯著解釋力，目前 有固定交往男女朋友（從未交往過男女朋友＝0）達.10 顯著水準，年齡達.01 顯著水準，性別 角色態度、同儕影響均達.001 顯著水準，整體解釋力由原本的 5.7％提升到 14.1％，模式三加 入父母婚姻和諧度、親子關係變項後解釋力只提升到 15.1％，目前有固定交往男女朋友（從 未交往過男女朋友＝0）、性別平等研習（沒參加過＝0）、親子關係達.10 顯著水準，年齡維 持.01 顯著水準，性別角色態度、同儕影響仍達.001 顯著水準，由此可見個人變項之年齡、目 前有固定交往男女朋友（從未交往過男女朋友＝0）、性別平等研習（沒參加過＝0）、社會 學習變項之性別角色態度、同儕影響及家庭變項之親子關係對婚姻酬賞具有主要顯著解釋 力，而個人變項之性別（男性＝0）、婚姻與家庭課程或研習（沒參加過＝0）、家庭變項之 父母婚姻和諧度並未達顯著水準。
綜合上述，本研究結果發現影響婚姻酬賞之因素與國內外部份研究相同，呼應過去研究 發現（江淑玲，2006；胡育瑄，2007；許瑜珍，2007；郭曉瀅，2004；黃靖棻，2008；楊千 慧，2008；楊惠敏，2007），年齡越小對婚姻評價越高，年齡越大對婚姻的評價越低；呼應江 福貞（2006）、施佳慧（2009）等人提到有異性交往經驗者較沒有異性交往經驗者認同婚姻的 正向價值、賴佳玲（2008）提到現階段異性交往經驗不同的未婚女性其婚姻酬賞有顯著差異；
呼應賴佳玲（2008）提出性別課程參與經驗對未婚女性婚姻酬賞有顯著影響；呼應林盈聿
（2006）提出性別角色態度中「兩性互動與關係」面向愈傾向傳統規範，愈認同婚姻必要與
嚮往婚姻；呼應先前研究結果（Deloach，2010；李春吟，2010；莊瑞飛，2003；楊茹憶，1996；
陳儀潔，2006；張蕙雯，2006；戴碧萱，2006），同儕言談對未婚男女之婚姻價值、態度、感 受等有顯著影響；呼應 Reczek et al.（2010）、江福貞（2006）、郭曉瀅（2004）、楊惠敏（2007）、
施佳慧（2009）等結果顯示親子情感越佳，婚姻評價較高也較正向，婚姻成本觀較低。本研 究結果不同於先前研究發現（江淑玲，2006；江福貞，2006；林喬瑩，2006；林儒君，2005；
施佳慧，2009；柳杰欣，2007；柳杰欣等人，2009；胡育瑄，2007；張郁君，2010；許瑜珍，
2007；張瑞真，2001；陳儀潔，2006；陳慧娥，2004；楊千慧，2008；楊惠敏，2007；蔡宗 和，2010；鍾珮純，2008；蘇倩雪，2002）顯示性別對婚姻價值有顯著差異；不同於林盈聿
（2006）、施佳慧（2009）、柳杰欣等人（2009）、唐先梅與周麗端（2008）、莊瑞飛（2003）、
許淑佳（2008）、戴碧萱（2006）、鐘珮純（2008）研究顯示父母婚姻和諧度對子女婚姻態度 有顯著差異。
研究者認為，性別變項原本在模式一中具顯著解釋力，但當加入性別角色態度變項後，
研究者認為，性別變項原本在模式一中具顯著解釋力，但當加入性別角色態度變項後，