本研究透過多元強迫進入迴歸分析，找出能顯著預測已婚國中教師的家 庭壓力之因素。在正式進行多元迴歸前，首先進行多元共線性的診斷。多元 共線性之診斷可從變項間的相關係數是否超過 .80、各變項的膨脹係數
（VIF）是否超過 10 與整個迴歸模式的條件指數（CI）是否超過 30 來做檢 驗（陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，民92）。分析結果顯示，各變項間 的相關係數雖都未超過 .80，但年齡與最小子女發展階段所轉換的虛擬變項
－「嬰幼兒vs 青少年」的相關偏高，達-.646，膨脹係數皆未超過 10 的常用 檢驗標準，但「嬰幼兒vs 青少年」的膨脹係數達 6.301，明顯高於其他變項；
至於條件指數（CI）則高達 48.903，顯示變項間有中度共線性。綜合以上，
年齡與最小子女發展階段兩變項間應有共線性的問題，因此本研究決定依兩 個變項對於效標變項－「整體家庭壓力」的預測力做出取捨，以解決多元共
線的疑慮。由兩變項的迴歸係數考驗結果得知，最小子女發展階段為整體家 庭壓力顯著的預測因子，至於年齡則不具顯著的預測效果，因此本研究在後 續的迴歸分析將捨棄年齡這個變項。
在刪除「年齡」一變項後，組成新的迴歸預測模式，其預測變項共包含 了性別、職務（是否兼任行政工作）、最小子女發展階段、同住子女數、與 上一代父母同住情形、夫妻每週分住兩地天數、自己家務工作時數、家務主 要負責人、配偶固定協助家務、子女固定協助家務、其他親屬及僱傭固定協 助家務、家人長期身心照顧需求。本研究為了解不同的家庭子壓力是否其有 效預測因子有所差異，除以整體家庭壓力為效標變項外，另外亦分別以親職 壓力、婚姻壓力、家務壓力與代間壓力四個家庭子壓力為效標變項進行分 析，並重新進行多元共線性之診斷。由表4-2-7 可得知，各變項間的相關係 數皆低於.8。至於，各變項的膨脹係數（VIF）則介於 1.101 到 3.669 之間，
而條件指數（CI）則降為 14.979。整體而言，此一迴歸模式通過多元共線性 之診斷，變項間無顯著之多元共線問題。
以下，將依序呈現已婚國中教師整體家庭壓力及各家庭子壓力的預測因 子分析。然而由於國內過去家庭壓力研究多以女性為研究對象，因此對於能 有效預測男性家庭壓力的因子所知有限。因此，本研究除探討全體已婚國中 教師整體家庭壓力及分面向家庭壓力之預測因子外，更進一步將男女教師樣 本分開分析。研究結果分述於下：
一、整體家庭壓力的預測因子
（一） 整體分析
為了解已婚國中教師整體家庭壓力之預測因子，遂進行皮爾遜積差相關
（Pearson Correlation）及多元強迫進入迴歸分析。各預測變項與效標變項的 關聯，由表4-2-7 可得知，最小子女發展階段、與上一代父母同住情形、家
表 4-2-7 已婚國中教師個人背景變項與家庭壓力之相關係數矩陣
人是否有身心照顧需求、夫妻每週因工作分住兩地天數、自己家務工作時 數、是否為家務主要負責人、配偶固定協助家務、其他親屬及僱傭固定協助 家務與整體家庭壓力成顯著正相關，而性別、職務、子女固定協助家務則與 整體家庭壓力成顯著負相關。為了解各變項是否能有效預測整體家庭壓力，
遂進一步以多元迴歸分析檢驗之。
由表 4-2-8、4-2-9 可得知，整體迴歸模式的考驗達顯著水準（F=6.134，
p=.000<.05），調整後的決定係數為 .126，顯示由預測變項所組成之迴歸模式 能有效預測已婚國中教師的整體家庭壓力，其能有效預測之變異量達 12.6%。其中，「家務主要負責人」（β=.251）、「嬰幼兒 vs 青少年」（β=.222）、
「學齡前兒童vs 青少年」（β=.176）、「家人長期身心照顧需求」（β=.136）、「自 己家務工作時數」（β=.109），依序為顯著有效之預測變項。
本研究結果顯示：個人背景變項中，「家務主要負責人」、「最小子女發 展階段」、「家人長期身心照顧需求」、「自己家務工作時數」能有效預測已婚 國中教師之家庭壓力，其中又以「家務主要負責人」與「最小子女發展階段」
的預測力最大。換言之，擔任家中家務的主要負責人、最小子女處於嬰幼兒 或學齡前階段、家中有身心健康狀況不良需長期照顧、個人花在家務工作的 時數越高，其整體家庭壓力越高。其他諸如性別、職務、同住子女數、與上 一代父母同住情形、夫妻分住兩地的天數、子女接送需求、配偶固定協助家 務、子女固定協助家務及其他親屬或雇傭固定協助家務並不具顯著的預測 力。
表 4-2-8 個人背景變項預測整體家庭壓力之迴歸變異數分析摘要表
變異來源 離均差平方和 自由度 均方 F
迴歸效果 6712.353 15 447.490 6.134***
誤 差 37861.340 519 72.951 全 體 44573.690 534
*** p≦.001
表 4-2-9 已婚國中教師整體家庭壓力迴歸分析摘表
偶父母同住（張介貞，民76），夫妻分住兩地（Bunker et al., 1992；鄭雅娟，
民90）可能帶來更多的壓力，但本研究卻呈現相異的結果。推究其因，可能 因為家庭壓力包含了四個子面向，而與上一代同住及夫妻分住兩地對於各類 家庭子壓力的影響也許並非一致，且互有消長，因而就整體家庭壓力觀之，
便抵銷掉此二變項對於家庭壓力的影響效力。再者，由於過去家庭壓力研究 幾乎青一色以女性為主，因此關於性別是否能顯著預測家庭壓力，難以從文 獻中得知。本研以男女已婚教師為樣本，試圖解答性別的預測效力。研究發 現，性別並未能顯著預測家庭壓力，其與家庭壓力的零階相關達-.208，僅次 於迴歸模式中最顯著的預測因子－「家務主要負責人」，但其與家庭壓力的 淨相關卻僅-0.51。可見，性別並非影響家庭壓力的關鍵因素，其他與性別相 關的因素可能更能有效解釋家庭壓力的變異。至於在家人的家務協助方面，
雖然社會支持普遍被認為對於壓力有少或緩衝的作用，但本研究中無論配 偶、子女、其他親屬或雇傭的協助對於整體家庭壓力並不具顯著預測力，推 究其因，可能因本研究之家人支持測量僅聚焦於家務上的支持，因此，其對 整體家庭壓力的預測力變的有限。
（二）不同性別之分析與比較
為了解男、女已婚國中教師的背景變項對於「整體家庭壓力」的預測效 果，以下，分別以男性與女性已婚國中教師為樣本，進行多元強迫進入迴歸 分析。在正式進行多元迴歸前，首先進行多元共線性的診斷，結果顯示無論 男性或女性樣本，各變項間的相關係數都未超過 .80（相關矩陣詳見附錄 五），至於各變項之膨脹係數與各模式之條件指數則亦未超過上述之檢驗標 準，顯示變項間無顯著之多元共線疑慮。研究結果茲分述於下：
(1) 男性教師整體家庭壓力之預測因子
由表 4-2-9 可得知，整體迴歸模式的考驗未達顯著水準（F=1.449，
p=.138>.05），顯示預測變項所組成的迴歸模式並不能有效預測男性已婚國中 教師的整體家庭壓力。
(2) 女性教師整體家庭壓力之預測因子
由表 4-2-9 可得知，整體迴歸模式的考驗達顯著水準（F=4.522，
p=.000<.05），調整後的決定係數為.118，顯示預測變項能有效預測女性已婚 國中教師的整體家庭壓力11.8%之變異量。「嬰幼兒vs 青少年」（β=.275）、「學 齡前vs 青少年」（β=.274）、「家務主要負責人」（β=.246）、「家人長期身心照 顧需求」（β=.153）、及「配偶固定協助家務」（β=-.114）依序為為顯著有效之 預測因子。
綜上所述，迴歸預測模式能有效預測女性已婚國中教師的整體家庭壓 力，相對於最小子女處青少年階段，處嬰幼兒、學齡前階段，擔任家務主要 負責人、家人需長期照顧、配偶沒有固定協助家務的女性教師，其整體家庭 壓力程度越高；然而，預測模式並無法對男性教師作出有效的預測。
二、已婚國中教師家庭壓力各面向之預測因子
本研究中，家庭壓力共包含親職、婚姻、家務及代間四個子面向，以下 將分別呈現已婚國中教師在此四面向家庭子壓力的預測因子。在進行以下多 元迴歸分析之前，皆先行進行多元共線性之診斷。結果顯示無論全體樣本（相 關矩陣詳見表4-2-7）、男性或女性樣本（相關矩陣詳見附錄五），各變項間的 相關係數都未超過 .80，至於各變項之膨脹係數與各模式之條件指數則亦未 超過上述之檢驗標準，顯示變項間無顯著之多元共線疑慮。研究結果茲分述 於下：
（一）親職壓力 1. 整體分析
各預測變項與效標變項的關聯，由表 4-2-7 可得知，同住子女數、與上 一代父母同住情形、家人是否有身心照顧需求、自己家務工作時數、是否為 家務主要負責人、配偶固定協助家務與親職壓力成顯著正相關，而性別、職 務則與親職壓力成顯著負相關。為了解各變項是否能有效預測親職壓力，遂 進一步以多元迴歸分析檢驗之。
由表 4-2-10、4-2-11 可得知，整體迴歸模式的考驗達顯著水準（F=3.312，
p=.000<.05），調整後的決定係數為 .060，顯示由預測變項所組成之迴歸模式 能有效預測已婚國中教師的親職壓力，其能有效預測之變異量達 6.0%。其 中，「性別」（β=-.117）、「自己家務工作時數」（β=.106）、「家人長期身心照顧 需求」（β=.104）依序為顯著有效之預測變項。
本研究結果顯示：個人背景變項中，「性別」、「家人長期身心照顧需求」、
「自己家務工作時數」能有效預測已婚國中教師之家庭壓力。換言之，女性、
家中有身心健康狀況不良需長期照顧、個人花在家務工作的時數越高，其親 職壓力越高。其他諸如職務、最小子女發展階段、同住子女數、與上一代父 母同住情形、夫妻分住兩地的天數、家務負責人、配偶固定協助家務、子女
家中有身心健康狀況不良需長期照顧、個人花在家務工作的時數越高，其親 職壓力越高。其他諸如職務、最小子女發展階段、同住子女數、與上一代父 母同住情形、夫妻分住兩地的天數、家務負責人、配偶固定協助家務、子女