依據研究目的，本研究透過多元強迫進入迴歸分析，試圖找出能顯 著預測全體已婚國中教師的「家庭－工作干擾」之因素，並比較不同性別者 其預測因子是否確實有所不同，研究結果茲分述於下：
一、整體分析
本研究透過文獻回顧選出適當的預測因子，建構迴歸預測模式，其中，
屬於個人背景變項之預測變項為性別，工作背景變項為職務（是否兼任行政 工作），家庭背景變項則包含了最小子女發展階段、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、子女接送需求、夫妻工作同質性（配偶是否擔任教職）、 及配偶工作時數。除了探討個人背景變項對於「家庭－工作干擾」的預測效 果外，本研究更想要探討「家庭壓力」是否對於「家庭－工作干擾」具有顯 著有效之預測力，如果是，則欲進一步了解是否在控制與「家庭壓力」及「家 庭－工作干擾」有關的背景變項後，「家庭壓力」仍能有效預測「家庭－工作 干擾」，故，本研究採取階層迴歸的方式加以分析比較。另外，為區別整體家 庭壓力與分項的家庭子壓力對於「家庭－工作干擾」的預測效力，研究中分 別以整體家庭壓力與四類家庭子壓力為預測變項，進行兩輪的階層迴歸分 析。具體而言，本研究為分析探討「家庭－工作干擾」之預測因子，先後共 運用了五個預測模式加以比較，各預測模式所包含的預測因子如下：
模式一：背景變項 模式二：整體家庭壓力
模式三：背景變項與整體家庭壓力 模式四：四個家庭子壓力
模式五：背景變項與四個家庭子壓力
在正式進行多元迴歸前，首先進行多元共線性的診斷。由表4-3-4 可知，
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。
表 4-3-4 已婚國中教師個人背景變項、家庭壓力與「家庭－工作干擾」之相關係數矩陣
表 4-3-5 全體已婚國中教師「家庭－工作干擾」迴歸分析摘要表
.150 .195 .258 .205 .268
Adj R2 .118 .193 .229
各預測變項與效標變項的關聯，由表 4-3-4 可得知，整體家庭壓力、親 職壓力、婚姻壓力、家務壓力、代間壓力、嬰幼兒vs 青少年、與配偶父母同 住、夫妻分住兩地天數、自己家務工作時數、家務主要負責人、配偶固定協 助家務、其他親屬或僱傭固定協助家務、家人長期身心照顧需求、及配偶工 作時數與「家庭－工作干擾」成顯著正相關，而性別、學齡兒童vs 青少年、
子女固定協助家務則與「家庭－工作干擾」成顯著負相關為了解各變項是否 能有效預測已婚國中男性教師之「家庭－工作干擾」，遂進一步以多元迴歸 分析檢驗之。
由表 4-3-5 可得知，由背景變項所組成的迴歸模式一能有效預測最小子 女處學齡前兒童階段之已婚國中教師的「家庭－工作干擾」（F=4.685，
p=.000<.05），可解釋之變異量達11.8%。依重要性排列，「嬰幼兒vs 青少年」
（β=.409）、「學齡前兒童 vs 青少年」（β=.278）、「學齡兒童 vs 青少年」
（β=.202）、「性別」（β=-.116）、「家人長期身心照顧需求」（β=.098）、「夫妻 分住兩地天數」（β=.090）依序為顯著有效之預測因子。換言之，模式一的結 果指出，相對於最小子女處青少年階段，最小子女處嬰幼兒、學齡前或學齡 階段者，女性、家中有身心狀況不佳需長期照顧者、夫妻每週分住的天數越 多者，其出現家庭干擾工作的情形越為頻繁。
在由整體家庭壓力單獨形成的迴歸模式二方面，其預測效力達顯著水 準 ， 能 有 效 預 測 「 家 庭 － 工 作 干 擾 」19.3% 的 變 異 量 （ F=136.308 ， p=.000<.05），其標準化迴歸係數 β 為 0.441，顯示已婚國中教師的整體家庭 壓力越高，則其家庭干擾工作的情形可能越為頻繁。那麼，整體家庭壓力與
「家庭－工作干擾」的預測關係會不會乃是起因於個人背景變項與兩者的關 聯，而非整體家庭壓力真能預測「家庭－工作干擾」呢？從表4-3-5 可得知，
在模式三中，控制與整體家庭壓力及「家庭－工作干擾」有關的個人背景變 項後，整體家庭壓力（β=.360）的預測效力雖較模式二略微降低，但其預測
力相較於迴歸模式中其他的預測變項都來的高，是為最強力之預測因子。由 此可證，已婚國中教師的整體家庭壓力，確實能有效預測其「家庭－工作干 擾」的情形，且其預測效果比起其他個人背景變項皆來的好。
在另一方面，模式三的迴歸模式整體可有效預測「家庭－工作干擾」
22.9%的變異量（F=8.758，p=.000<.05），較模式一或模式二皆來的高。其顯 著有效之預測因子，除「整體家庭壓力」外，尚包含了個人背景變項中的「嬰 幼兒 vs 青少年」（β=.329）、「學齡前兒童 vs 青少年」（β=.218）、「學齡兒童 vs 青少年」（β=.216）、「其他親屬及僱傭固定協助家務」（β=.097）。比較模式 一與模式三，「家人長期身心照顧需求」及「夫妻分住兩地天數」兩變項對
「家庭－工作干擾」的預測效力從顯著變的不顯著。由於本章第三節曾證實
「家人長期身心照顧需求」為整體家庭壓力與各家庭子壓力顯著有效的預測 因子，而「夫妻分住兩地」為婚姻壓力顯著有效的預測因子。依據Baron 和 Kenny(1986)、Kenny(2003) 的說法，當初始變項（initial variable）能有效預 測最終的依變項與居中變項，且當控制初始變項對居中變項與效標變項的效 力後（即同時將初始變項與居中變項丟入預測依變項的迴歸方程式），居中 變項能有效預測效標變項，且初始變項對於依變項的預測效力消失或減弱，
則可證實居中變項為中介變項，對於模式有完全（completely）或部份（partial）
中介的效應。是故，本研究證實「家人長期身心照顧需求」與「夫妻分住兩 地」對於「家庭－工作干擾」的效力乃部份透過「整體家庭壓力」的中介。
再者，由四個家庭子壓力組成的迴歸模式四，其預測效力亦達顯著水準
（F=36.129 ， p=.000<.05 ）， 能 有 效 預 測 19.9% 的 變 異 量 ，「 家 務 壓 力 」
（β=.187）、「親職壓力」（β=.184）、「代間壓力」（β=.164）依序為顯著有效 之預測因子，僅「婚姻壓力」無法顯著預測已婚國中教師「家庭－工作干擾」
的情形。模式四的結果顯示，已婚國中教師的家務壓力越高、親職壓力越高、
代間壓力越高，則其越有可能出現家庭干擾工作的情形。那麼，家庭子壓力
與「家庭－工作干擾」的預測關係會不會乃是起因於個人背景變項與兩者的 關聯，而非家庭子壓力真能預測「家庭－工作干擾」呢？由表4-3-5 可得知，
在模式五控制了與家庭子壓力及「家庭－工作干擾」有關的個人背景變項 後，「親職壓力」（β=.208）的預測力並未因而降低，至於「家務壓力」（β=.142）
的預測效力則略為減弱，但仍皆是「家庭－工作干擾」顯著有效之預測因子。
至於「代間壓力」（β=.104）則不再是顯著的預測因子。由此可證，已婚國中 教師的親職壓力、家務壓力，確實能有效預測其「家庭－工作干擾」的情形。
在另一方面，模式五的迴歸模式整體可有效預測「家庭－工作干擾」
23.4%的變異量（F=7.912，p=.000<.05），較模式一或模式四皆來的高。其顯 著有效之預測因子，除上述的家庭子壓力外，尚包含了個人背景變項中的「嬰 幼兒 vs 青少年」（β=.329）、「學齡前兒童 vs 青少年」（β=.223）、「學齡兒童 vs 青少年」（β=.169）、「其他親屬及僱傭固定協助家務」（β=.100）、與「夫妻 分住兩地天數」（β=.088）。比較模式一與模式五，「家人長期身心照顧需求」
對「家庭－工作干擾」的預測效力從顯著變的不顯著。由於本章第三節曾證 實「家人長期身心照顧需求」為各家庭子壓力顯著有效的預測因子，並加上 Baron 和 Kenny(1986)、Kenny(2003) 對於檢驗中介作用的論點，故可推測「家 人長期身心照顧需求」對於「家庭－工作干擾」的預測效力乃部份透過家庭 子壓力的中介。
綜上所述，本研究發現：
（一）整體家庭壓力與親職壓力、家務壓力二個家庭子壓力，在控制相關之 背景變項後，仍能有效預測已婚國中教師之「家庭－工作干擾」情形，
其中又以整體家庭壓力的預測效果較大。至於婚姻壓力、代間壓力，
則無法對「家庭－工作干擾」做出顯著有效之預測。換言之，已婚國 中教師若整體上在家庭生活方面承受較高程度之壓力，或者有較高程 度的親職壓力、家務壓力，則其發生「家庭－工作干擾」的情形將越
為頻繁。特別是整體家庭壓力越大之已婚國中教師，其更可能出現「家 庭－工作干擾」的情形。
（二）部分背景變項能有效預測已婚國中教師「家庭－工作干擾」的情形，
在控制家庭壓力對「家庭－工作干擾」的預測效力後，「最小子女發 展階段」與「其他親屬及僱傭固定協助家務」為依舊能顯著預測「家 庭－工作干擾」的個人背景變項。由此顯見最小子女的發展階段，以 及其他親屬或聘僱之傭人在家務上的協助對於已婚國中教師的「家庭
－工作干擾」情形的關鍵性。過去研究指出育有年最小子女、最小子 女年齡越小的父母其家庭與工作間的衝突較孩子年齡較大的父母來 得大(Beutell & Greenhaus, 1983；Greengaus & Kopelman, 1981, 引自 黃英忠等人，民90；Karasek, 1979, 引自 Higginset al., 1994；黃英忠 等人，民90)，而處於父母前期（最小子女小於 7 歲）、混合階段（同 時擁有學齡及學齡前子女）、學齡家庭期（最小子女7-12 歲）的已婚 者，在工作與家庭間也面臨較多的時間衝突（葉爾雯，民 79），此與 本研究的結果相符。至於在家務的支持協助方面，本研究結果並未與 Adams 等人 (1996)的研究結果相符，本研究結果指出配偶及子女的家 務協助不能有效預測已婚國中教師較低程度的「家庭－工作干擾」，
而其他親屬或雇傭的協助則甚至能有效預測已婚國中教師較高程度
而其他親屬或雇傭的協助則甚至能有效預測已婚國中教師較高程度