此部分將針對性別角色、長官期望、制握信念、刻板知覺與成就動機進行迴 歸分析，了解假設中變數之預測能力，同時本研究將探討女性官兵在性別角色、
長官期望、制握信念、刻板知覺與成就動機之預測力，並與整體之分析結果作比 較：
一、「性別角色」對「成就動機」之迴歸分析
（一）整體「性別角色」對「成就動機」之預測力
藉由複迴歸分析，確認性別角色是否顯著預測成就動機，從表 4-22 可知性 別角色與成就動機之迴歸方程式係數，其方程式如下：
成就動機＝3.686＋.070正向男性特質+.384中性特質+.024正向女性特質 表4-22 所示，「性別角色」預測成就動機，F(3,311)= 25.327，p＜.001，顯示 迴歸具有統計意義模型達顯著性，其調整後 R2 為.189，顯示性別角色可解釋成 就動機18.9％的變異量。統計係數估計的結果指出，性別角色之「正向男性特質」
對成就動機 Beta 值為.070（p＞.05），未達顯著統計意義；性別角色之「中性特 質」對成就動機 Beta 值為.384（p<.001），達顯著統計意義；性別角色之「正向 女性特質」對成就動機Beta 值為.240（p<.001），達顯著統計意義。
整體而言，「性別角色」對於「成就動機」影響達顯著統計意義，當國軍之 性別角色越明顯，則對於成就動機之影響程度則越高。
表4-22
「性別角色」對「成就動機」迴歸分析摘要表
變數名稱 成就動機（依變項）
β t P
常數 3.686 14.226 .000***
正向男性特質 .070 1.341 .181 中性特質 .384 6.351 .000***
正向女性特質 .240 5.298 .000***
R 平方 .196 Adj R 平方 .189
F 檢定 25.327***（P＜.001）
* p <.05, **p＜.01, ***p＜.001
性別角色可以說是個人在社會化的過程中，意識到性別應該扮演特定角色的 刻版印象，其印象可能來自家庭背景、同儕、大眾媒體等。這樣的印象及觀念影 響了男性及女性選擇的職業，也影響對於獲取成就的動機，甚至產生害怕成功的 心態，由於傳統上女性被認為是以家庭為主的性別，不應過份著重於事業之中，
造成女性經濟上對於男性的依靠，塑造女性的柔弱形象，因此若有女性在事業上 過於耀眼，容易造成社會的不平等看待，使得女性產生害怕或逃避成功的心態。
然而，由本研究之結果可以發現，在中性特質及正向女性特質對於成就動機 上有顯著的影響，可以發現中性特質及正向女性特質的受試者更能引起成就動 機。由此可見與傳統的性別角色比較，在國軍中擁有中性特質及正向女性特質者 反而更需要成就來滿意個人需求或是長官期望。Alper(1974)研究提出，擁有傳統 性別角色的女性較非傳統成就動機較低，當性別角色的認定過深的女性，可能擔 心事業成就帶來的不良結果，而有較高的害怕成就傾向。在國軍服役之女性其家 庭背景可能多是非傳統角色的女性，因此使得對於女性的角色是偏向中性及正向 看待，而國軍服役中的男性，也因為近來的性別主流化政策推動等因素，對於性 別角色不再有於過度偏頗的現象。
（二）女性官兵「性別角色」對「成就動機」之預測力
藉由複迴歸分析，確認女性官兵在性別角色是否顯著預測成就動機，從表 4-2３可知女性官兵在性別角色與成就動機之迴歸方程式係數，其方程式如下：
成就動機＝3.384＋.118正向男性特質+.398中性特質+.228正向女性特質 表 4-22 所示，「性別角色」預測成就動機，F(3,131)= 17.672，p＜.001，顯 示迴歸具有統計意義模型達顯著性，其調整後 R2 為.272，顯示女性官兵在性別 角色可解釋成就動機27.2％的變異量。統計係數估計的結果指出，性別角色之「正 向男性特質」對成就動機 Beta 值為.118（p＞.05），未達顯著統計意義；性別角 色之「中性特質」對成就動機 Beta 值為.398（p<.001），達顯著統計意義；性別 角色之「正向女性特質」對成就動機Beta 值為.228（p<.001），達顯著統計意義。
整體而言，「性別角色」對於「成就動機」影響達顯著統計意義，當國軍女 性官兵之性別角色越明顯，則對於成就動機之影響程度則越高。
表4-23
女性官兵「性別角色」對「成就動機」迴歸分析摘要表
變數名稱 成就動機（依變項）
β t P
常數 3.384 7.972 .000***
正向男性特質 .118 1.465 .145 中性特質 .398 5.029 .000***
正向女性特質 .228 3.944 .000***
R 平方 .288 Adj R 平方 .272
F 檢定 17.672***（P＜.001）
二、「長官期望」對「成就動機」之迴歸分析
（一）整體「長官期望」對「成就動機」之預測力
藉由複迴歸分析，確認長官期望是否顯著預測成就動機，從表 4-24 可知長 官期望與成就動機之迴歸方程式係數，其方程式如下：
成就動機＝3.978＋.181作業表現期望－.023角色表現期望
表 4-24 示，「長官期望」預測成就動機，F(2,312)= 16.364，p＜.001，顯示 迴歸具有統計意義模型達顯著性，其調整後 R2 為.089，顯示長官期望可解釋成 就動機的 8.9％的變異量。統計係數估計的結果指出，長官期望之「作業表現期 望」對成就動機 Beta 值為.181（p<.001），達顯著統計意義；長官期望之「角色 表現期望」對成就動機Beta 值為-.023（p＞.05），未達顯著統計意義。
整體而言，「長官期望」中，「作業表現期望」對於「成就動機」影響達顯著 統計意義，當國軍之長官對作業表現期望越明顯，則對於成就動機之影響程度則 越高。
表4-24
「長官期望」對「成就動機」迴歸分析摘要表
變數名稱 成就動機（依變項）
β t P
常數 3.978 17.937 .000***
作業表現期望 .181 5.385 .000***
角色表現期望 -.023 -.812 .418
R 平方 .095 Adj R 平方 .089
F 檢定 16.364***（P＜.001）
* p <.05, **p＜.01, ***p＜.001
Hugh(1981)認為期望理論主要是探討動機的研究，並且經常在組織行為管理 研究中廣泛被採用。國軍之薪資及升遷體制是屬於較為僵硬之制度，國軍之任務 為保家衛國不需與一般企業以營利為營運目標，因此對於志願役官兵而言，其言 行舉止必須符合國家之期望，而上級長官便是決定士官兵的工作績效的角色，當 能夠符合上級長官之作業表現期望時，表示符合了國家所付予的責任，達成此期 望就可以提升自我的認同感，增加成就動機。
（二）女性官兵「長官期望」對「成就動機」之預測力
藉由複迴歸分析，確認女性官兵之長官期望是否顯著預測成就動機，從表 4-25 可知女性官兵之長官期望與成就動機之迴歸方程式係數，其方程式如下：
成就動機＝3.728＋.229作業表現期望－.013角色表現期望
表4-25 示，「長官期望」預測成就動機，F(2,312)= 6.921，p＜.001，顯示迴 歸具有統計意義模型達顯著性，其調整後 R2 為.081，顯示女性官兵之長官期望 可解釋成就動機 8.1％的變異量。統計係數估計的結果指出，長官期望之「作業 表現期望」對成就動機 Beta 值為.229（p<.001），達顯著統計意義；長官期望之
「角色表現期望」對成就動機Beta 值為-.013（p＞.05），未達顯著統計意義。
整體而言，長官期望之「作業表現期望」對於「成就動機」影響達顯著統計 意義，當女性官兵國軍之長官對作業表現期望越明顯，則對於女性官兵成就動機 之影響程度則越高。
表4-25
表 4-26 示，「制握信念」預測成就動機，F(2,312)= 50.794，p＜.001，顯示 迴歸具有統計意義模型達顯著性，其調整後 R2 為.241，顯示制握信念可解釋成 就動機的24.1％的變異量。統計係數估計的結果指出，制握信念之「內在制握信 念」對成就動機 Beta 值為.287（p<.001），達顯著統計意義；制握信念之「外在 制握信念」對成就動機Beta 值為-.039（p＞.05），未達顯著統計意義。
F 檢定 50.794***（P＜.001）
* p <.05, **p＜.01, ***p＜.001
由本研究可以發現對於制握信念，國軍之受試者相信其結果主要操縱於個人
的身上，內在制握信念較強烈者會將事情的結果歸因於自己的行為，並對自己的 行為結果負責，當發生事件時會檢討自身並認為應予以處罰，並在成功時給予自 己獎賞，由於國軍是相當注重紀律的團體，其言行舉止皆有相關準則與規範，換 言之，只要遵守相關準則便不致於發生重大疏失，自身的行為結果大部分都可以 掌握在可控制的範圍中，鮮少是無法預測或是會超出控制的結果，因此在國軍中 還是以內在制握信念為主要影響成就動機之因素，較少受試者會歸咎於外在不可 控制的外在制握信念。
（二）女性官兵「制握信念」對「成就動機」之預測力
藉由複迴歸分析，確認女性官兵制握信念是否顯著預測成就動機，從表4-27 知女性官兵制握信念與成就動機之迴歸方程式係數，其方程式如下：
成就動機＝3.448＋.362內制握信念－.086外在制握信念
表4-27 示，「制握信念」預測成就動機，F(2,312)=35.854，p＜.001，顯示迴 歸具有統計意義模型達顯著性，其調整後 R2 為.342，顯示女性官兵制握信念可 解釋成就動機34.2％的變異量。統計係數估計的結果指出，制握信念之「內在制 握信念」對成就動機Beta 值為.362（p<.001），達顯著統計意義；制握信念之「外 在制握信念」對成就動機Beta 值為-.086（p＞.05），未達顯著統計意義。
整體而言，「內在制握信念」對「成就動機」影響達顯著統計意義，當女性 官兵國軍之內在制握信念越明顯，則對於成就動機之影響程度則越高。
表4-27
女性官兵「制握信念」對「成就動機」迴歸分析摘要表
變數名稱 成就動機（依變項）
β t P
常數 3.448 11.177 .000***
內在制握信念 .362 7.232 .000***
外在制握信念 -.086 -2.131 .035
R 平方 .352
Adj R 平方 .342
F 檢定 35.854***（P＜.001）
四、「刻板知覺」對「成就動機」之迴歸分析
（一）整體「刻板知覺」對「成就動機」之預測力
藉由複迴歸分析，確認刻板知覺是否顯著預測成就動機，從表 4-28 外在刻 板知覺與成就動機之迴歸方程式係數，其方程式如下：
成就動機＝5.541＋.090家庭刻板－.217性別刻板
表4-28，「刻板知覺」預測成就動機，F(3,311)= 42.506，p＜.001，顯示迴歸 具有統計意義模型達顯著性，其調整後 R2 為.209，顯示刻板知覺可解釋成就動 機20.9％的變異量。統計係數估計的結果指出，刻板知覺之「家庭刻板」對成就 動機 Beta 值為.090（p<.001），達顯著統計意義；個人刻版知覺之「性別刻板」
對成就動機Beta 值為-.217，（p<.001），達顯著統計意義。
整體而言，「刻板知覺」「成就動機」影響達顯著統計意義，當國軍之性別刻 板知覺越明顯，則對於成就動機有負向之影響。
表4-28
「刻板知覺」對「成就動機」迴歸分析摘要表
變數名稱 成就動機（依變項）
變數名稱 成就動機（依變項）