研究對象之推論性分析

依據所蒐集問卷填答結果，運用獨立樣本 t 檢定、變異數及 Pearson 積 差相關來分析參與本研究之受試者的個人背景對專業形象之差異。

(一)不同性別對社會工作專業形象之認知情形

下表 4-30 主要欲瞭解，不同性別之受試者，對於社會工作專業形象之 各類構面與整體量表上之認知，是否有差異存在。經進行獨立樣本 t 檢定可 發現，在預設α為 0.05 時，專業倫理及刻板印象等兩個構面之 p 值小於α 值，而女性受試者對於專業倫理認知程度顯著高於男性受試者，但男性受 試者對於刻板印象認知程度顯著高於女性受試者；至於其他構面，則未達 顯著差異，顯示在專業成長、專業知能與自主、專業服務內涵等構面，男 性受試者與女性受試者之認知程度較為相似。而在整體社會工作專業形象 總量表的認知程度方面，女性受試者也顯著高於男性受試者。

其中必須說明的是，本量表之專業成長、專業倫理、專業知能與自主、

專業服務內涵等構面，均為正向構面；刻板印象構面則為負向構面。單獨 進行詮釋時，刻板印象構面為分數愈高者愈存有刻板印象、分數愈低者愈 不存有刻板印象。但若要與其他正向構面進行加總時，為避免正向、負向 構面加總後之分數中和情形，在計算總量表分數時，本研究將刻板印象構 面之分數進行反向處理後，再與其他正向構面加總，形成總量表分數，以 確保整體量表加總後之方向一致，代表總量表分數愈高，對於社會工作專 業形象之認知愈佳。表 4-30、4-31、4-32、4-33、4-34、4-36 均已進行上述 處理。

表 4-30 大學生性別與社工專業形象量表之 t 檢定摘要表

Kohlberg 提出道德發展理論後，Gilligan 所提出之批判認為，Kolhberg 之道 德發展階段過於強調男性與正義觀點；Gilligan 認為，個人的道德發展，應 強調人與人之間的溝通與自決，因此以女性與關懷觀點，提出不同之道德 發展理論（張宏哲、林昱宏、劉懿慧、徐國強、鄭淑芬譯，2013）。本研究 問卷，經文獻探討與因素分析後，現有題目多自關懷與自決角度進行專業 倫理之探究，且本研究非社工系之女性受試者多於非社工系之男性受試者，

統計結果顯示女性受試者對於專業倫理之認知顯著高於男性受試者，與 Gilligan 提出以女性為主體之道德發展理論取向相似。

此外，有關刻板印象構面部份，本研究顯示男性受試者對於刻板印象 認知程度顯著高於女性受試者。但經控制科系後，再次進行獨立樣本 t 檢定，

依下表 4-31 社工系大學生性別與社工專業形象量表之 t 檢定摘要表、及下 表 4-32 非社工系大學生性別與社工專業形象量表之 t 檢定摘要表可得知，

社工系大學生之性別與刻板印象認知部份並未產生顯著差異；且非社工系 大學生之性別與刻板印象部份亦未產生顯著差異，應可將不同性別之刻板 印象出現顯著差異之結果，歸因於樣本數合起來較大，標準誤較小，因而 更容易產生統計顯著之結果（陳信木、翁志遠、陳雅琪譯，2017）。

有關整體社會工作專業形象總量表部份，本研究顯示女性受試者對於 社會工作專業形象之總體認知，顯著高於男性受試者。但經控制科系後，

再次進行獨立樣本 t 檢定，依下表 4-31 社工系大學生性別與社工專業形象 量表之 t 檢定摘要表、及下表 4-32 非社工系大學生性別與社工專業形象量 表之 t 檢定摘要表可得知，社工系大學生之性別與社會工作專業形象之總體 認知部份並未產生顯著差異；且非社工系大學生之性別與社會工作專業形 象之總體認知部份亦未產生顯著差異，應可將性別不同、社會工作專業形 象之總體認知出現顯著差異之結果，歸因於樣本數合起來較大，標準誤較 小，因而更容易產生統計顯著之結果（陳信木、翁志遠、陳雅琪譯，2017）。。

表 4-31 社工系大學生性別與社工專業形象量表之 t 檢定摘要表

(二)不同科系對社會工作專業形象之認知情形

下表 4-33 主要欲瞭解，社工系與非社工系之受試者，對於社會工作專 業形象之各類構面與整體量表上之認知，是否有差異存在。經進行獨立樣 本 t 檢定可發現，在預設α為 0.05 時，於專業成長、專業倫理、專業知能 與自主、專業服務內涵等正向構面上，各項構面之 p 值皆小於α值，且社 工系之受試者在各正面構面之認知程度，均顯著高於非社工系之受試者。

而在刻板印象之負向構面上，p 值小於α值，顯示社工系之受試者之刻板印 象，顯著低於非社工系之受試者，代表非社工系受試者對於社會工作較存 有刻板印象。另外，將負向構面（刻板印象）反向處理後，與各正向構面 相加後形成之總量表分數，其 p 值小於α值，顯示整體社會工作專業形象 認知，社工系受訪者的認知程度也顯著高於非社工系的受訪者。

上述結果顯示，社工系之受試者於就學期間，經過社會工作相關科目 之訓練後，即便尚未進行實習，對於社會工作專業之認知，仍顯著比非社 工系受試者高。而非社工系之受試者，在多數有關社會工作專業形象構面 認知之平均數（如專業成長、專業倫理、專業知能與自主、專業服務內涵）， 與社工系受試者在各項構面之平均數相較，實屬接近，推測可能是由於本 研究抽樣的學校內均有社工系，學習環境與生活場域較為相近，不論社團、

工讀、通識課程等場域，皆容易與社工系或社工系學生接觸之故。但在刻 板印象部份，社工系受試者與非社工系受試者之分數差異較大，顯示非社 工系受試者對於社會工作存有較多之刻板印象，推測可能是非社工系受試 者之資訊來源多為電視媒體或擔任志工所得，或是雖有與社工系學生有所 接觸但並未深交，因此對於社會工作之認知較為表淺所致。

表 4-33 大學生就讀科系與社工專業形象量表 t 檢定摘要表

平日因故而須與社會工作者接觸之經驗。整體而言，曾有過與社會工作者

由上述分析可得知，有實際接觸社會工作者經驗的大學生，對於社會

(五)不同學校之社工系學生對社會工作專業形象之認知情形

下表 4-36 主要欲瞭解，在控制科系之下，不同學校社工系之受試者，

對於社會工作專業形象之各類構面與整體量表上之認知，是否有差異存在。

但由於學校 F 之社工系學生僅有一名填答，因此排除並未進行分析，經進 行單因子變異數分析（ANOVA）可發現，在預設α為 0.05 時，在專業成長、

專業倫理、專業知能與自主、與專業服務內涵等正向構面部份，p 值均小於 α值，皆具有顯著差異；亦於刻板印象之負向構面產生顯著差異。另外，

將負向構面（刻板印象）反向處理後，與各正向構面相加後形成之總量表 分數，其 p 值小於α值，顯示學校不同，對於社會工作專業形象之認知亦 有不同。

經使用 Scheffe 法進行事後比較，可發現學校 D 社工系學生，於專業成 長構面之認知，顯著高於學校 G 社工系學生；學校 D 社工系學生，於專業 知能與自主構面之認知，顯著高於學校 G 社工系學生；學校 D 社工系學生、

學校 H 社工系學生、學校 C 社工系學生、學校 B 社工系學生、學校 A 社工 系學生，於刻板印象構面之認知，均分別顯著低於學校 G 社工系學生；有 關整體社會工作專業形象認知部份，學校 D 社工系學生與學校 C 社工系學 生，皆分別顯著高於學校 G 社工系學生。

由上述分析可得知，學校 G 社工系之受試者，對於社會工作專業形象 之認知，多顯著低於其餘受試學校之社工系學生。雖學校 G 社工系整體社 工相關師資尚屬整齊，但相較之下為最資淺、整體學生入學分數較低、且 位處於較偏遠鄉鎮之專技社工系，創系年資、學生素質、地理環境均為其 弱勢之處，與其他受試學校社工系學生相比，學校 G 社工系受試學生對於 社會工作專業形象多數構面與整體狀態之理解程度有些許落差，為可理解 之處。

表 4-36 不同學校社工系學生與社工專業形象量表之 ANOVA 摘要表 119.788

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G 50 3.39 .665 A <