第四章 研究結果分析
第四節 迴歸分析：影響單親就業父母工作家庭衝突因素及變化
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表示最小子女為學齡前兒童的單親父母，其整體家庭-工作衝突比最小子女為青 少年的單親父母高；父母同住情形部分，「皆不同住」高於「與父母同住」；「家 務處理時間」則與整體家庭-工作衝突出現顯著正向關係，表示家務時間愈長，
整體家庭-工作衝突愈高。
第四節 迴歸分析：影響單親就業父母工作家庭衝突因素及 變化
本研究前一節所進行之雙變項分析，僅單獨將每一自變項各自與依變項之間 的關係進行檢測，而沒有考慮其他變項可能會造成的交互影響效果。為更進一步 探討所有自變項對依變項的影響，並找出影響工作家庭衝突的重要因素，本研究 將整體工作-家庭衝突和整體家庭-工作衝突做為迴歸分析之依變項（以下對依變 項之用語皆省略「整體」二字），分別對兩個年度各建立二個迴歸模型，在將所 有自變項相互控制之後，觀察影響依變項的重要因素，以及其對依變項的影響程 度，並比較兩個年度工作家庭衝突影響因素的變化情形。
由於本研究的目的，在於藉由瞭解兩個年度影響單親就業父母工作家庭衝突 的重要因素，並探究工作家庭衝突影響因素在八年期間之轉變情形，因此性別、
個人背景、家庭特性和時間投入等變項，對本研究而言都是重要不可或缺的變 項，同時本研究並無假設各層級變項具有特定先後順序之關係，故本研究利用多 元迴歸分析之「強迫進入方式」，將所有自變項皆強迫投入迴歸模型中。另外，
在本研究中屬於類別變項的自變項，因無法直接將該自變項投入迴歸模型中，必 須先經類別變項轉換成虛擬變項 (Dummy Variable) 的操作過程，才能將該自變 項投入迴歸分析中，至於虛擬變項對照組之挑選方式，本研究以1998 年各個自 變項中次數(%)最多的組別為對照組。
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壹、兩年度工作-家庭衝突之影響因素及差異
兩個年度工作-家庭衝突之多元迴歸分析結果見表 4-13。由表 4-13 可得知將 所有自變項都投入迴歸模型並相互控制之後，1998 年工作-家庭衝突之影響因素 為「性別」和「工作身分」，迴歸模型可解釋變異量為26.2%，F=2.233，p<.01，
達統計上顯著。2006 年「性別」同樣是工作-家庭衝突的影響因素，以及其他影 響因素則為「年齡」、「單親成因」、「在家活動時間」，迴歸模型可解釋變異量為 12.5%，F=3.064，p<.001，達統計上顯著。
進一步說明兩個年度工作-家庭衝突迴歸模型達顯著之變項，1998 年在性別 部分，其迴歸係數為負值 (B=-0.610，p<.01)，代表在迴歸模型中控制了其他變 項之後，當兩性擁有相同的個人背景、家庭特性和時間投入等條件之下，單親母 親相較於單親父親有較低的工作-家庭衝突。在工作身分部分，「雇主」之迴歸 係數為正值 (B=1.165，p<.01)，與工作-家庭衝突是正向關係，表示在其他變項 都相同的情況下，工作身分為雇主的單親父母相較於受私人雇用者，有較高的工 作-家庭衝突。另外性別的標準化迴歸係數 ( β=-0.258 ) 大於工作身分為雇主 (β=0.224)，可知單親父母的性別因素比起工作身分而言，對於工作-家庭衝突有 更大的影響力。
2006 年工作-家庭衝突迴歸模型達顯著之變項，在性別方面，迴歸係數同樣 呈現顯著負值 (B=-0.405，p<.001)，表示在控制所有變項後，單親母親的工作-家庭衝突比單親父親低。在年齡部分，有達顯著水準之組別為「20 歲以上-30 歲」
(B=-0.473，p<.05) 和「40 歲以上-50 歲」(B=-0.289，p<.05)，兩組迴歸係數皆呈 現負值，表示20 歲以上-30 歲以及 40 歲以上-50 歲的單親父母，相較於 30 歲以 上-40 歲者，有較低的工作-家庭衝突，而且 20 歲以上-30 歲的單親父母其工作-家庭衝突又比40 歲以上-50 歲者低。在單親成因部分，將所有自變項相互控制之
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婚的迴歸係數為正值，表示未婚者相較於離婚或分居者有更高的工作-家庭衝 突，而喪偶的迴歸係數為負值，表示喪偶者的工作-家庭衝突低於離婚或分居者，
因此在不同單親成因之間的工作-家庭衝突以「未婚」最高，「離婚或分居」次之，
「喪偶」最低。在家活動時間迴歸係數為負值 (B=-0.062，p<.05)，表示在家活 動時間與工作-家庭衝突呈現顯著負向關係，因此在家活動時間愈長者，其工作-家庭衝突愈低。另外性別在所有工作-家庭衝突的影響因素中，其標準化迴歸係 數 ( β=-0.171 ) 是最高的，可知 2006 年同樣是性別因素對於工作-家庭衝突有最 大的影響力。
深入探討兩個年度影響工作-家庭衝突的因素，發現只有性別對工作-家庭衝 突的影響在兩個年度中皆達顯著，這結果說明了即使經過了八年期間，單親父親 的工作-家庭衝突都高於單親母親。從性別角色論來看，因為整個社會對男女兩 性要求的成就目標不同，男性被期待要有工作上的成就並成為一個養家者，或許 因此造成單親父親對於工作角色的認同高於單親母親，另外Karasek提出男性是 經由投入更多時間在工作中，並成為一個好的經濟提供者來完成其家庭角色，因 此對男性來說其工作角色期望與家庭角色期望是一致的(引自Eagle等, 1998)。基 於此，推測單親父親可能會更增強其對工作角色的認同，故單親父親相對於單親 母親，會更重視以及投入在工作角色中，使得1998年和2006年兩個年度都出現單 親父親工作-家庭衝突明顯高於單親母親的情況。
接著在1998 年工作身分亦是影響工作-家庭衝突影響的因素，按照外溢理論 及工作家庭界線之論述，工作身分為雇主的單親父母，因為工作是屬於自己所擁 有的事業，對整個事業不論是員工管理、財務分析、作業流程、市場行銷等所有 細節都要掌握非常清楚，也可能要時常在國內外出差，或許因此雇主會比受雇者 承擔更多工作上的責任，也有更多的工作負荷，更容易引發工作領域負向外溢到 家庭中情形，而造成較高的工作-家庭衝突。不過到了 2006
年工作身分對工作-‧ 國
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沒有明顯差異，這種轉變由前一節的變異數分析可知雇主的工作-家庭衝突是降 低的，而受雇者的工作-家庭衝突是提高的。在 2000 年時台灣面臨經濟風暴，之 後景氣衰退導致失業率增加，企業陸續出現遇缺不補的狀況，可能因此而導致受 私人雇用的單親父母在工作上的負荷加重而造成工作-家庭衝突增加，使得雇主 和受私人雇用者的工作-家庭衝突已無差異。
再者年齡、單親成因和在家活動時間在1998 年並非工作-家庭衝突影響因 素，但是到了2006 年卻成為工作-家庭衝突的影響因素。在年齡部分，最年輕的 20 歲以上-30 歲和步入中年 40 歲以上-50 歲的單親父母，都比 30 歲以上-40 歲有 更低的工作-家庭衝突，推測最年輕的 20 歲以上-30 歲單親父母，因為受教育的 年數拉長，真正開始進入社會工作時的年齡往後增加，在就業職場上正處於開始 起步的階段，經濟方面可能還沒有獨立自主的能力，加上原生父母可能還未達退 休的年紀，尚有給予單親父母協助的能力，因此20 歲以上-30 歲的單親父母比起 30 歲以上-40 歲者，較沒有工作-家庭衝突的狀況發生。而 40 歲以上-50 歲的單 親父母，或許如同 Winslow (2005) 所述，年齡較大的父母其工作家庭衝突較低 的原因，可能在於較年長的父母本身擁有更多的資源，例如他們可能更成熟、有 更穩固的職業和較佳的財務狀況，可以去處理多重責任的需求，也有可能是年紀 較大的父母在年輕時即曾經面臨多重角色產生之衝突經驗，並從中學習到如何因 應以及減少工作與家庭相互干擾的方法，所以會比年輕世代擁有更多資源和經 驗，來協助並促進其掌握和減緩工作與家庭之間的衝突。反觀30 歲以上-40 歲的 單親父母，由於這個年齡層是就業市場上勞動力需求量最大的時候，同時也是要 讓工作逐漸進入穩定狀態的年齡，加上原生父母可能已退休，因此相對來說勢必 要比其他年齡層的單親父母投入更多的時間和精力在工作上，而造成較多工作領 域負向外溢到家庭領域中的衝突情形。
在單親成因方面，推測未婚者之工作-家庭衝突最高的原因，可能在於因未
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因此會有較多負面的社會烙印，此外非婚生子女若沒有經過生父認領的程序，則 不像離婚或分居的父母可能雙方同時擁有子女監護權，或是可請求給予子女扶養 費的權利，形成未婚者尤其是未婚媽媽，面臨到必須獨自承擔扶養子女的責任，
遭遇更多經濟上的壓力，造成工作-家庭衝突較高。至於喪偶的單親父母，社會 普遍是會給予較多的同情，此外也可能從原生家庭和配偶家庭方面獲得許多的支 持與資源，因而其工作-家庭衝突最低。
在家活動時間愈長的單親父母，推測能擁有愈多工作以外的時間與家人、子 女相處，依據Juster 與 Stafford 研究指出，父母投入時間與子女互動之時是感到 快樂的 (引自 Nomaguchi, 2009)，或許因為此緣故，當單親父母在家活動時間愈 長，愈能享受到與子女相處的歡樂時光，所以工作-家庭衝突愈低。
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註2：*p<.05；**p<.01；***p<.001
變項 1998 年(N=183 ) 2006 年(N=562)
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貳、兩年度家庭-工作衝突之影響因素及差異
探討家庭-工衝突影響因素本研究同樣利用強迫進入方式，將所有自變項投 入迴歸模型中。由表4-14 可得知，在所有自變項相互控制之後，1998 年「個人 年收入」、「工作身分」、「子女數」、「父母同住情形」之迴歸係數達顯著，表示對 家庭-工作衝突有影響，其可解釋變異量為 15.8%，F=1.183，但未達統計上顯著。
2006 年除了「父母同住情形」一樣對家庭-工作衝突有顯著影響外，其他影響因
2006 年除了「父母同住情形」一樣對家庭-工作衝突有顯著影響外，其他影響因