第四章 研究結果與討論
第三節 性別變項對成就抱負與預期薪資之現況分析
本研究所採用之 1,084 名樣本中，各性別人數及百分比分佈圖如表 4-22 所 示，男性有 571 人，占 52.7％，女性有 513 人，占 47.3％。
表 4-22
各性別人數及百分比分佈
人數 百分比 性
別
男性 571 52.7 女性 513 47.3 總人數 1084 100
本研究之 1,084 名受試者預期自己未來從事的職業性別，其人數與百分比如 表 4-23 所示，男性化職業有 646 人，占 59.6％，女性化職業有 438 人，占 40.4
％。
表 4-23
各職業性別人數及百分比分佈
人數 百分比 性
別
男性化職業 646 59.6 女性化職業 438 40.4 總人數 1084 100
壹、性別變項在成就抱負上之差異分析 一、性別對成就抱負之差異分析
在成就抱負之中，男性與女性在「預期自己未來取得學歷」以及「自己未來 想從事職業」並無顯著差異，結果如表 4-24 所示。
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表 4-24
不同性別受試者平均數、標準差及顯著考驗摘要
男性 女性
（n=571） （n=513）
M SD M SD t 值 事後比較 未來取得學歷 18.91 2.17 18.80 2.03 0.80
自己未來從事職業 80.17 4.00 80.52 3.05 -1.82
*p<.05；**p<.01；***p<.001。
在個體所認知的職業性別上，從事不同職業性別者在「自己未來想從事職業 等級」上達顯著差異（t=2.53，p<.05），比較平均數可以發現男性化職業者對於 自己所預期的職業等級較女性化職業者高。而預期從事不同職業性別者在「預期 自己未來取得學歷」並無顯著差異。如表 4-25 所示。
表 4-25
不同性別化職業受試者平均數、標準差及顯著考驗摘要 男性化職業 女性化職業
（n=646） （n=438）
M SD M SD t 值 事後比較 未來取得學歷 18.92 2.14 18.77 2.05 1.15
自己未來從事職業 80.59 3.78 80.03 3.26 2.53* 男>女
*p<.05；**p<.01；***p<.001。
二、性別變項對成就抱負的綜合討論
在本研究以理工科系大學生為研究樣本，發現不同生理性別的受試者，其「成 就抱負」在學業與職業的抱負上並無顯著差異，此與巫有鎰（1999）認為不同性 別者會受到傳統性別角色期待的影響而存在著不同的期望的結果不同。原因可能 是因為研究所採用的樣本範圍不同，本研究採用已經進入理工領域此種傳統認為 屬於男性科系的大學生，其在成就抱負上的一致性較高。
而在不同職業性別的受試者的「成就抱負」上，研究結果發現預期從事男性 化職業者預期自己未來從事的職業聲望高於預期從事女性化職業者。此結果同陳
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家華（2008）的發現，男性化職業與女性化職業分屬不同勞動市場，男性化職業 在主要勞動市場擁有較好的待遇和成就。
貳、性別變項在預期薪資上之差異分析 一、性別對預期薪資之差異分析
在不同性別對預期薪資的結果顯示，男性預期自己第一個月工作月薪得到 2.99 萬元，女性預期自己可以得到 2.97 萬元，男性的預期薪資比女性的預期僅 高出 200 元，在第一個月預期薪資上並無顯著差異。然而對工作巔峰時期的預期 薪資上，男性預期自己工作巔峰時期可以得到 8.92 萬元，女性預期自己的工作 巔峰時期可以得到 7.97 萬元，男性在巔峰時期的預期薪資比女性高出 9,500 元，，
比較平均數顯示男性與女性具有顯著差異（t=3.06，p<.05），男性對於自己在工 作巔峰時期的預期薪資顯著高於女性對自己工作巔峰時期薪資的預期。其結果如 表 4-26 所示。
表 4-26
不同性別受試者平均數、標準差及顯著考驗摘要
男性 女性
（n=571） （n=513）
M SD M SD 差異量 t 值 事後比較 第一個月預期薪資 2.99 1.03 2.97 .87 0.02 0.92
工作巔峰時期預期薪資 8.92 5.21 7.97 4.93 0.95 3.06** 男>女 註：薪資單位為萬元；*p<.05；**p<.01；***p<.001。
在不同性別對預期薪資的結果顯示，預期選擇男性化職業者在第一個月工作 預期可得到 3.05 萬元，預期選擇進入女性化職業者預期可以得到 2.88 萬元，選 擇男性化職業者的預期薪資比選擇女性化職業者高出 1,700 元；而在工作巔峰時 期的預期薪資上，預期選擇男性化職業者預期可得到 9.16 萬元，預期選擇進入 女性化職業者預期可以得到 7.45 萬元，選擇男性化職業者的在工作巔峰時期預 期薪資比選擇女性化職業者高出 17100 元。比較平均數後發現，預期進入男性化
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職業者，其在第一個月預期薪資（t=2.78，p<.05）和工作巔峰時期的預期薪資
（t=5.76，p<.05）上皆具有顯著差異，比較平均數可以發現預期從事男性化職業 者對於自己所預期的薪資無論在第一個月的起薪或在工作巔峰時期皆較從事女 性化職業者高。如表 4-27 所示。
表 4-27
不同性別化職業受試者平均數、標準差及顯著考驗摘要 男性化職業 女性化職業
（n=646） （n=438）
M SD M SD 差異量 t 值 事後比較 第一個月預期薪資 3.05 1.02 2.88 .85 0.17 2.78** 男>女 工作巔峰時期預期薪資 9.16 5.51 7.45 4.24 1.71 5.76*** 男>女 註：薪資單位為萬元；*p<.05；**p<.01；***p<.001。
二、性別變項對預期薪資之綜合討論
不同生理性別的受試者在第一個月預期薪資上並無性別差異，但是在工作巔 峰時期預期薪資上，男性對自己工作巔峰時期的預期薪資高於女性在顛峰時期的 預期薪資，如同 Major 和 Konar（1984）的研究，在工作巔峰期的預期薪資發現 較大的性別差異。
而不同職業性別的受試者，其「預期薪資」在第一個月預期薪資或是工作巔 峰時期預期月薪上，都呈現男性化職業的預期薪資高於女性化職業預期薪資的 情況。另外，本研究中發現受試者認為男性化職業的薪資高於女性化職業，不 論是男性或是女性，預期進入男性化職業者的預期薪資會高於同性別中預期進 入女性化職業者。同樣身為女性，如果她選擇男性化的職業，她的預期薪資會 比選擇女性化職業的女性高；而在男性的受試者中，如果他選擇男性化的職 業，他的預期薪資也會比選擇女性化職業的男性高。此研究結果和 Jackson 與 Grabski（1988）、Hogue 等人（2010）的研究發現一致，兩性在選擇男性化職業 時的預期薪資會高於選擇女性化職業的預期薪資。
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Chi-Square=12.60, df=10, P-value=0.24685, RMSEA=0.021 註：a 參照指標，為限制估計參數：*p<.05
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Chi-Square=10.60, df=10, P-value=0.38966, RMSEA=0.010 註：a 參照指標，為限制估計參數：*p<.05
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（三）不同性別模式差異比較
男女兩性在家庭社經地位、成就抱負與預期薪資模式上的比較，本研究以多 群組分析的方式，檢驗六個模型的性別恆等性，從限制最寬鬆的模型逐漸調整限 制的嚴謹度。其六個模型檢驗結果如表 4-32 所示。
在模型一為參數均未加以限制的模式。結果顯示，本模式之2=22.13 未達 顯著水準，且 RMSEA=.010 小於.08 在良好適配範圍內，NNFI=.99>.90；
GFI=.99>.90；CFI=.99>.90，表示此模型各項適配指標均佳。表示社經地位、成 就抱負對預期薪資的模式在跨性別群組間有相同的潛在因素，每個潛在因素所連 結的觀察變項數量一致。
在模型二中，我們增加男女兩組因素負荷量相等的限制，結果顯示
RMSEA=.000，NNFI=1.00；GFI=.99>.90；CFI=1，表示此模型適配。2=23.64，
Δ2=1.51（p>.05）且 ΔCFI=.001<.01，顯示兩組樣本的形貌與因素負荷量並無 顯著差異。
模型三增加男女兩組結構係數相等的限制，結果發現 RMSEA=.002，
NNFI=1.00；GFI=.99>.90；CFI=1，表示此模型適配。2=27.11，Δ2=3.47（p>.05）
且ΔCFI=0<.01，顯示兩組樣本的因素負荷量及結構係數無顯著差異。
模型四再納入男女兩組結構共變數相等的限制，結果發現 RMSEA=.000，
NNFI=1.00；GFI=.99>.90；CFI=1，表示此模型適配。2=27.60，Δ2=.49（p>.05）
且ΔCFI=0<.01，顯示兩組樣本在因素負荷量、結構係數與結構共變數上無顯著 差異。
模型五加入估計誤差相等的限制，結果發現 RMSEA=.020，NNFI=.98；
GFI=.98；CFI=.99，表示此模型適配。然而2=43.44，Δ2=15.83（p<.05）達顯 著，拒絕虛無假設。顯示兩組樣本在因素負荷量、結構係數與結構共變數上無顯 著差異，但是在納入估計誤差相等的條件之後達顯著差異，表示在估計誤差上存 在性別差異。
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模型六加入測量誤差相等的限制，結果發現 RMSEA=.034，NNFI=.96；
GFI=.97；CFI=.97，表示此模型適配。然而2=85.58，Δ2=42.13（p<.05）達顯 著，拒絕虛無假設。顯示兩組樣本在因素負荷量、結構係數與結構共變數上無顯 著差異，而在納入測量誤差相等的條件之後達顯著差異，表示在測量誤差上存在 性別差異。
綜上所述，本研究所探討之家庭社經地位、成就抱負對預期薪資的模式，在 比較不同性別者間是否存在模式的差異。不同性別組的模式在形貌、因素負荷 量、結構係數和結構共變數上並無顯著差異，但是在納入測量誤差項之後，模式 存在顯著差異。換句話說，在本模式的測量誤差存在性別差異，而在因素負荷量、
結構係數和結構共變數上，男性組與女性組的恆等性獲得支持。換言之，本研究 探討之家庭社經地位、成就抱負與預期薪資模式無性別差異，此理論模式可跨性 別適用，代表模式具有良好的外在效度。
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表 4-32
多樣本模式恆等性檢定摘要
Model
2df Δ
2Δdf
2/df RMSE
A NNFI PNFI GFI CFI CN
個別估計
男性組 12.60 10 - - 1.26 0.021 1.00 0.47 0.99 1.000 1062.17 女性組 10.60 10 - - 1.06 0.010 1.00 0.47 0.99 1.000 1246.94 恆等比較
Null Model 22.13 20 - - 1.10 0.010 0.99 0.47 0.99 0.999 1537 因素負荷量相等 23.64 24 1.51 4 0.98 0.000 1.00 0.56 0.99 1.000 1668 結構係數相等 27.11 27 3.47 3 1.00 0.002 1.00 0.63 0.99 1.000 1602 結構共變數相等 27.60 28 0.49 1 0.98 0.000 1.00 0.65 0.99 1.000 1622 估計誤差相等 43.44 30 15.83*** 2 1.44 0.020 0.98 0.69 0.98 0.992 1092 測量誤差相等 85.58 38 42.13*** 8 2.25 0.034 0.96 0.85 0.97 0.971 676 註：差異值的計算為後一個模型減去前一個模型的數值。
2.05(1)=3.841；2.05(2)=5.991；2.05(3)=7.815；2.05(4)=9.488；2.05(8)=15.507；2.001(2)=13.816；2.001(8)=26.125。
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四、不同性別的路徑模式之綜合討論
將男性組與女性組的路徑模式相比較後，發現男性組模式與女性組模式在
「家庭社經地位」對「預期薪資」的路徑皆不顯著，與全樣本的模式相同，表示 在考量中介變數後，家庭社經地位對預期薪資的直接效果被中介變項取代。因 此，家庭社經地位主要是以成就抱負為中介，進而影響個體對自我的預期薪資。
在男性組模式與女性組模式之中，家庭社經地位透過成就抱負為中介影響預期 薪資的間接效果皆達顯著，表示成就抱負在家庭社經地位和預期薪資之間具有 中介效果。
本研究以多群組結構模型的方式，探討本研究之結構模式是否在不同性別樣 本間具恆等性。結果發現在形貌、因素負荷量、結構係數和結構共變數上，男性 組與女性組的模式恆等。本研究探討之家庭社經地位、成就抱負與預期薪資模 式無性別差異，此理論模式可跨性別適用，可探討不同性別的受試者。