本研究針對中華民國國軍(包括自願役及義務役士官兵)進行問卷發放，共發 放正式問卷400 份，共回收 395 份問卷，有效問卷為 315 份，無效問卷為 80 份，
有效回收率為79.7％
本研究以中華民國國軍之性別角色、長官期望、制握信念及刻板知覺與成就 動機之關聯程度，並在不同人口統計變項下，檢驗與研究構面之差異性。其中基 本背景變項包括，性別、階級、年齡、單位駐地、教育程度、職務、婚姻狀態、
子女狀態，共八項，基本資料之次數分配如表4-1：
（一）性別：受訪者之性別，男性占整體比例57.1％，女性占整體比例 42.9％。
（二）階級：受訪者之階級，以軍官占最多為全體比例48.6％；其次為士官占全 體比例30.5％；士兵及聘雇占全體比例 10.5％。
（三）年齡：受訪者之年齡以36 歲以上共 99 位最多占整體比例 31.4％；年齡為 20 歲至 25 歲共 89 位次多占整體比例 28.3％；26 歲至 30 歲占整體比例最 少為8.9％。
（四）單位駐地：受訪者之單位駐地，以北部地區最多整體比例40.3％，其次為 中部地區占整體比例 29.5％，東部（含外、離島）地區最少占整體比例 9.8％。
（五）教育程度：受訪者之教育程度，大學（專科）占整體比例最多為72.4％，
博（碩）士占整體比例22.9％，高中（職）占整體比例 4.8％。
（六）職務：受訪者之職務為領導職占整體比例 23.2％；非領導職占整體比例 76.8％，明顯可以看出非領導職之士官兵為多數。
（七）婚姻狀況：受訪者已婚者占整體比例52.1％；未婚者占整體比例 36.8％。
（八）子女狀況：受訪者子女狀況，有子女者占整體比例44.1％；沒有子女者占 整體比例55.9％。以沒有子女者佔較高比例。
表4- 1 (Kasiser Meyer Olkin Test)以及 Bartlett's 球型(Bartlett's Test of Sphericity)，用以來 檢驗是否具有顯著的相關係數，顯著的球形考驗表示相關數足以作為因素分析抽
取因素之用，經確定各變數觀察值間具有共同變異數存在，接著進行因素分析。
當KMO 檢定值呈現越高，表示任兩變數之間的偏相關程度就越低，因素分析的 效果將呈現越佳狀態。進行因素分析主要目的在於做資料簡化，也就是用來減少 變數個數，將為數眾多的變數濃縮成少數幾個有意義的因素。縮減之後，將以負 荷量最大的變數或萃取的因素進行命名。
此部分以中華民國國軍對於性別角色、長官期望、制握信念、刻板知覺、成 就動機進行效度檢驗，可以由表4-2 得知性別角色、上級長官期待、制握信念、
刻板知覺、成就動機之KMO 值大於.8 以上。同時，研究變項經由 Bartlett 球型 檢定後檢定值均達顯著水準，故表示本研究之資料題項效度均屬適合範圍，可進 行因素分析。
表4- 2
KMO 值與 Bartlett 球型檢定
研究變數 KMO 值 Bartlett 球型檢定
卡方值 自由度 P 值 1 性別角色 .946 8697.576 561 .000 2 長官期望 .900 3654.959 120 .000 3 制握信念 .824 2201.163 66 .000 4 刻板知覺 .911 3000.049 66 .000 5 成就動機 .896 2177.622 66 .000
*p < .05，**p < .01，***p < .001
確認研究變數適合進行因素分析後，採取因素分析中的主成份法及最大變異 法，萃取主要構面，以降低原始變數個數並剔除少量且彼此無關的因素，在進行 因素之濃縮時需以特徵值大於1 作為因素選取的原則，同時經最大變異法轉軸後 因素負荷量之絕對值大於.5，轉換後累積解釋變異量大於 60％以上。以下將以性 別角色、長官期望、制握信念、刻板知覺與成就動機進行因素分析：
（一）性別角色
在「性別角色」方面，原有47 個衡量題項，前測分析後刪除不符標準之題 項，進行因素分析，以觀察轉軸後成分矩陣發現，進行因素分析，以觀察轉軸後
成分矩陣發現，結果皆集中於一個成分且因素負荷量均大於.5，並萃取出三個主
A33 您是鎮靜的 .603 A36 您是主動的 .598 A35 您是多疑的 .561 A25 您是心細的 .819
正向女性 特質
A26 您是溫暖的 .802
4.438 62.42％
A24 您是親切的 .763 A20 您是甜蜜的 .745 A27 您是富同情心的 .665 A32 您是有創意的 .613
（二）長官期望
在「長官期望」方面，原有21 個衡量題項，前測分析後刪除不符標準之題 項，進行因素分析，以觀察轉軸後成分矩陣發現，進行因素分析，以觀察轉軸後 成分矩陣發現，結果皆集中於一個成分且因素負荷量均大於.5，並萃取出二個主 要因子。分別命名為「作業表現期望」、「角色表現期望」，針對長官期望因素分 析之結果其解釋累積總變異量為65.353％（大於 60％），表示因素分析所萃取的 二個因素可以解釋此構面的程度很高，其結果如表4-4。
表4- 4
析之結果其解釋累積總變異量為62.213％（大於 60％），表示因素分析所萃取的
可以解釋此構面的程度很高，其結果如表4-6。
表4- 7 (Consistency)或穩定性(Stability)。本研究採用 Cronbach’s α 係數來檢測研究問項 間一致性與穩定性Cronbach’s α 係數越高，則代表各題項之間的關聯性越高，問 卷的一致性越高。通常會使用Cronbach's α 值來作為測試信度的標準，α 值越高 表示信度越佳，內部一致性也越高，α 值則是以達到.7 為佳，若介於.35 至.7 尚 可接受，若低於.35 則應加以拒絕(Guieford, 1965)。本研究中各項變數之信度分 析如表4-8：
（一）性別角色
本量表經因素分析後共萃取出三個因子：「正向男性特質」、「中性特質」及
「正向女性特質」，其中「正向男性特質」Cronbach's α 值為.947；「中性特質」
Cronbach's α 值為.947；「正向女性特質」Cronbach's α 值為.872。全量表 Cronbach's α 值為.961。
（二）長官期望
本量表經因素分析後共萃取出二個因子：「作業表現期望」、「角色表現期 望」，其中「作業表現期望」Cronbach's α 值為.933；「角色表現期望」Cronbach's α 值為.901。全量表 Cronbach's α 值為.801。
（三）制握信念
本量表經因素分析後共萃取出二個因子：「內在制握信念」及「外在制握信 念」。「內在制握信念」Cronbach's α 值為.853；「外在制握信念」Cronbach's α 值 為.848。全量表 Cronbach's α 值為.853。
（四）刻板知覺
本量表經因素分析後共萃取出二個因子：「家庭刻板」與「性別刻板」，其中
「家庭刻板」Cronbach's α 值為.942；「性別刻板」Cronbach's α 值為.845。全量表 Cronbach's α 值為.900。
（五）成就動機
本量表經因素分析後共萃取出二個因子：「競爭成就」及「自我激勵成就」，
其中「競爭成就」Cronbach's α 值為.910；「自我激勵成就」Cronbach's α 值為.855。
全量表Cronbach's α 值為.879。
表4-8 為本研究各構面之間的信度分析之結果，從表中的 Cronbach's α 值可 以看出性別角色、長官期望、制握信念、刻板知覺、成就動機的信度達.8 以上，
故本研究性別角色、長官期望、制握信念、刻板知覺、成就動機構面之信度堪稱 良好。
表4- 8
各研究構面之信度分析
構面 因素名稱 構面Cronbach's α 整體Cronbach's α
性別角色
正向男性特質 .947
.961 中性特質 .947
正向女性特質 .872 長官期望 作業表現期望 .933
.801 角色表現期望 .901
制握信念 內在制握信念 .891
.853 外在制握信念 .848
刻板知覺 家庭刻版 .942
.900 性別刻版 .845
成就動機 競爭成就 .910
.879 自我激勵成就 .855
三、修正後研究架構
根據因素分析及信度分析結果，可以歸納性別角色共萃取出「正向男性特質」、
「中性特質」及「正向女性特質」三個因素。長官期望共萃取出「作業表現期望」、
「角色表現期望」二個因素。制握信念共萃取出「內在制握信念」及「外在制握 信念」二個因素。刻板知覺共萃取出「家庭刻板」及「性別刻板」二個因素。成 就動機共萃取出「競爭成就」及「自我激勵成就」二個因素。修正後之研宄架構 如圖4-1。
圖4- 1 本研究修正之研究架構
第三節 差異性檢定結果
一、性別在性別角色、長官期望、制握信念、刻板知覺、成就動機的差異檢定
（一）性別角色在性別的差異性檢定
1. 性別在「正向男性特質」構面，其 t 值＝.385，P=.701，未達統計之意義，
因此性別在「正向男性特質」未有顯著差異(如表 4-9 所示)。
2. 性別在「中性特質」構面，其 t 值＝-.525，P=.600，未達統計之意義，因 此性別在「中性特質」未有顯著差異(如表 4-9 所示)。
3. 性別在「正向女性特質」構面，其 t 值＝1.489，P=.138，未達統計之意義，
因此性別在「正向女性特質」未有顯著差異(如表 4-9 所示)。
（二）長官期望在性別的差異性檢定
1. 性別在「作業表現期望」構面，其 t 值＝-2.590，P=.010＜.05，達統計之意 義，因此性別在「作業表現期望」有顯著差異，且女性之平均分數大於男 性之平均分數(如表 4-9 所示)。
2. 性別在「角色表現期望」構面，其 t 值＝4.601，P=.000＜.001，達統計之意 義，因此性別在「角色表現期望」有顯著差異，且男性之平均分數大於女 性之平均分數(如表 4-9 所示)。
（三）制握信念在性別的差異性檢定
1. 性別在「內在制握信念」構面，其 t 值＝-4.585，P=.000＜.001，達統計之 意義，因此性別在「內在制握信念」有顯著差異，且女性之平均分數大於 男性之平均分數(如表 4-9 所示)。
2. 性別在「外在制握信念」構面，其 t 值＝3.251，P=.001＜.01，達統計之意 義，因此性別在「外在制握信念」有顯著差異，且男性之平均分數大於女 性之平均分數(如表 4-9 所示)。
（四）刻板知覺在性別的差異性檢定
1. 性別在「家庭刻板」構面，其 t 值＝3.425，P=.001＜.01，達統計之意義，
因此性別在「家庭刻板」有顯著差異，且男性之平均分數大於女性之平均 分數(如表 4-9 所示)。
2. 性別在「性別刻板」構面，其 t 值＝2.782，P=.006＜.01，達統計之意義，
因此性別在「性別刻板」有顯著差異，且男性之平均分數大於女性之平均 分數(如表 4-9 所示)。
（五）成就動機在性別的差異性檢定
1. 性別在「競爭成就」構面，其 t 值＝-1.408，P=.160，未達統計之意義，因 此性別在「競爭成就」未有顯著差異(如表 4-9 所示)。
2. 性別在「自我激勵成就」構面，其 t 值＝-.683，P=.495，未達統計之意義，
因此性別在「自我激勵成就」未有顯著差異(如表 4-9 所示)。
表4- 9
性別之差異性檢定
構面因素 男性平均數 女性平均數 t 值 顯著性 正向男性特質 5.32 5.28 .385 .701
中性特質 5.43 5.48 -.525 .600 正向女性特質 5.41 5.57 -1.489 .138
作業表現期望 5.04 5.37 -2.590 .010*
角色表現期望 3.83 3.16 4.601 .000***
內在制握信念 4.25 4.81 -4.585 .000***
外在制握信念 3.68 3.19 3.251 .001*
家庭刻板 3.48 2.91 3.425 .001*
性別刻板 4.83 4.34 2.782 .006**
競爭成就 3.44 3.70 -1.408 .160 自我激勵成就 5.72 5.79 -.683 .495
* p <.05, **p＜.01, ***p＜.001
二、階級在性別角色、長官期望、制握信念、刻板知覺、成就動機的差異性檢定
（一）性別角色在階級的差異性檢定
1. 階級在「正向男性特質」構面，其 F 值＝6.125，P=.000＜.01，達統計之意 義，因此階級在「正向男性特質」有顯著差異。從Scheffe 事後檢定可以發 現，階級為軍官的平均數大於階級為聘雇的平均數；階級為士官的平均數 大於階級為士兵及聘雇的平均數(如表 4-10 所示)。
2. 階級在「中性特質」構面，其 F 值＝3.866，P=.000＜.01，達統計之意義，
因此階級在「中性特質」有顯著差異。從Scheffe 事後檢定可以發現，階級 為軍官的平均數大於階級為聘雇的平均數；階級為士官的平均數大於階級 為聘雇的平均數；階級為士兵的平均數大於階級為聘雇的平均數(如表 4-10
因此階級在「中性特質」有顯著差異。從Scheffe 事後檢定可以發現，階級 為軍官的平均數大於階級為聘雇的平均數；階級為士官的平均數大於階級 為聘雇的平均數；階級為士兵的平均數大於階級為聘雇的平均數(如表 4-10