第四章 研究結果
第二節、 徑路模型之檢驗結果
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= .43）。
四、相關程度檢驗
在進行徑路模型檢驗之前，先檢視研究變項之間的相關程度（表9）。在性 別特質上，男方的男性化特質和女方的女性化特質有高度正相關（r = .22，p
< .01），顯示男性化特質高的男性和女性化特質高的女性互相選擇成為情侶。此 外，在徑路模型各路徑的變項上也發現了預期的關聯性，如自己的女性化特質和 關係滿意度（r男= .21，r女 = .21，ps < .02）、性別特質和關係他人-自我取向（r
男 = .27，r女 = .22，ps < .02）、關係他人-自我取向和自己的關係滿意度（r男 = .33，
r女= .30，ps < .01），以及關係他人-自我取向和伴侶的關係滿意度之間（r男 = .20，
r女= .22，ps < .03）皆有顯著的正相關，符合本研究徑路模型的理論假設。
第二節、徑路模型之檢驗結果
本研究的徑路模型欲驗證女性化特質如何透過關係他人-自我取向來影響自 己和伴侶的關係品質，在這之前我們先檢視資料的遺漏值，以及各變項的資料是 否符合常態分配。
首先在遺漏值檢測上，發現關係他人-自我取向量表上有兩筆遺漏值，然而 此兩位受試者的漏答率甚低（< 1%），因此以全樣本的平均數取代。其次在進行 徑路分析之前，所有變項均先經過峰度與偏態的檢驗，其分配大致符合常態分配 的要求（峰度及偏態的絕對值均小於1），因此以最大概似法進行模式估算。以 下說明兩個徑路模型適合度的評估結果，以及各路徑的預測是否成立。
一、模型適合度的評估
在模型的整體評估方面，以模型適合度（goodness of fit）來檢驗兩個徑路模 型可被接受的程度。
模型一的結果顯示，本研究所收集的149 對情侶資料符合假設的徑路模型，
其卡方自由度比為0.51（χ2 (df = 6, N = 149) = 3.07，p = .80），小於建議值 2
（Carmines & McIver, 1981）。根據 Hu 與 Bentler（1999）的建議，檢驗適合度指 標NNFI（> .90）和 GFI（> .90）、替代性指標 CFI（> .95）和 RMSEA（< .06），
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以及殘差指標SRMR（< .08），模型一的結果均符合建議值（NNFI = 1.41; GFI = .99;
CFI = 1; RMSEA = .00; SRMR = .01），顯示具有良好的模型契合度。
模型二的結果亦佳，卡方自由度比為0.89（χ2 (df = 12, N = 149) = 10.72，p
= .55），其他的適合度指標也都符合建議值（NNFI = 1.04; GFI = .98; CFI = 1;
RMSEA = .00; SRMR = .04），表示模型的契合度良好。
二、徑路模式的各路徑結果
本研究的徑路模式發現三個主要路徑結果（表10）。第一是驗證了過去學者 在女性化特質與滿意度上的研究發現，如同徑路模式一的結果，男女兩性的女性 化特質程度均可以正向預測自己的愛情關係滿意度（模型一之路徑A 和 B，標 準化β 值各為 .23 和 .22，ps < .01），意即個體的女性化特質愈高，自己的關係 滿意度也愈高。第二，對男女兩性而言，個體的女性化特質對關係中的他人-自 我取向皆有正向預測力（模型二之路徑c 和 d，標準化 β 值各為 .27 和 .22，ps
< .02），表示個體的女性化特質愈高時，在愛情關係中也更重視伴侶的需求及感 受。第三，對男女兩性來說，個體的關係他人-自我取向均可以正向預測自己和 伴侶的關係滿意度（模型二之路徑e, f, g, & h，標準化 β 值各為 .27, .21, .20 , .20，
ps < .02），顯示個人在愛情關係中愈重視伴侶的需求及感受時，自己和對方的關 係滿意度也愈高。
在研究變項的共變路徑上，有兩條路徑獲得結果支持，於以下兩段列點說明。
第一是如同前面在資料描述統計中所提及，男方的男性化特質與女方的女性化特 質有正向關聯（模型一之共變路徑G，標準化 β = .22；模型二之共變路徑 o，標 準化β = .22，ps < .02），說明男性化特質高的男性和女性化特質高的女性等符合 社會期許的男女，經常互相選擇成為伴侶。同時，本研究檢驗這樣的配對是否有 比較高的關係滿意度，我們先將男方的男性化特質、女方的女性化特質都轉換成 標準化的 Z 分數，並在回歸分析中將這兩者 Z 分數均當成控制變項，此時發現 兩者的Z 分數交乘積有預測男方關係滿意度的傾向（p = .06），對女方的關係滿 意度則無明顯的預測力（p > .05），顯示這樣的性別特質配對組成對於男女關係
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滿意度影響不大。同時，我們也進一步發現兩性化的男性或女性皆未有較高的關 係滿意度，也就是將個人自己的男性化特質和女性化特質都轉換成標準化的 Z 分數，並在回歸分析中將此兩者 Z 分數皆置為控制變項時，發現兩者的 Z 分數 交乘積均未能正向或負向預測自己或對方的關係滿意度（ps > .34）。
第二，控制了情侶兩人的女性化特質及關係他人-自我取向之後，雙方關係 滿意度的殘差仍有正向關聯（模型一之共變路徑H，標準化 β = .26；模型二之共 變路徑n，標準化 β = .16，ps < .03），表示摒除了女性化特質和關係他人-自我取 向的影響之後，情侶兩人的關係滿意度之中仍有一些未被解釋的正向關聯性。
此外，情侶兩人的男性化特質、女性化特質，以及關係他人-自我取向則沒 有發現顯著的關聯性（模型一之共變路徑E 和 F，標準化 βs = .07, -.06；模型二 之共變路徑k, l, & m，標準化 βs = .07, -.06, -.03，ps > .56）說明當男女之間產生 吸引力而進入愛情關係，此時雙方不必然具備程度相似的性別特質或關係他人-自我取向。而個體自己的男性化特質與女性化特質亦沒有明顯關聯（模型一之共 變路徑C 和 D，標準化 βs = .01, .03；模型二之共變路徑 i 和 j，標準化 βs = .01 , .03，
ps > .71），顯示來自同一人的資料並未具有高度相關性。
三、徑路模式二－中介效果檢驗
本研究假設，關係的他人-自我取向可以中介女性化特質對關係滿意度的影 響。如同預期，中介效果檢驗指出個體的關係他人-自我取向是女性化特質和自 己關係滿意度的中介變項。分析結果顯示，個人的女性化特質對於自己關係滿意 度的正向預測效果（模型一之路徑A 和 B），在加入關係他人-自我取向作為中介 變項之後，在男性身上效果有明顯下降（sobel test statistic = 2.39，p < .05），女 性身上的效果下降程度亦有臨界顯著（sobel test statistic= 1.88，p = .06），然而此 時在中介變項的存在之下，女性化特質對自己的關係滿意度仍具顯著的預測力
（模型二之路徑a 和 b，標準化 β 值各為 .16 和 .19，ps < .03），可見關係他人-自我取向在本研究資料中，是女性化特質和關係滿意度的部份中介變項（Kenny, Beashy, & Bolger, 1998）。
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以上的結果得知，個體的女性化特質愈高時，自己的關係滿意度也愈高，而 這樣的關係滿意度提升，部分是來自在愛情關係中展現出重視伴侶需求與感受等 他人取向行為的作用，並且這樣的部分中介效果在男性身上尤為明顯。