第四章 研究發現
第三節 迴歸分析
根據 t 檢定和 ANOVA 分析的結果，角色知覺的題組（包含 6 個子題組／分 量表，服務、社會正義、尊嚴、人際關係、廉正、能力）和公眾態度的題組（經 因素分析後，排除 Kagan 的公眾態度量表的半數題目），各自有顯著影響的自變 項，且大致得知方向性，如表 4-3-1 所示。除了尊嚴沒有任何有顯著影響的自變 項外，其他依變項均有顯著影響的自變項。此時，需要進行迴歸分析來檢驗自變 項對依變項的解釋力高低，藉此得知何種自變項最具影響力。
表 4-3-1 角色知覺與公眾態度顯著變項一覽表
題組／分量表（依變項）
達成顯著的社會人口變項及 接觸經驗相關變項（自變項）
服務 婚姻狀況（有婚姻經驗者更重視服務）
社會正義 社會工作背景（社會工作背景出身者得分較低）
尊嚴 原有年齡，但因事後比較不顯著排除 人際關係 社會關係（達顯著，但未能看出方向性）
廉正
1. 社會工作背景（社會工作背景出身者得分較高）
2. 接觸經驗有無（有接觸經驗者分數較高）
3. 是否談論工作（有談論工作者分數較高）
能力
1. 年齡（年齡越高越重視能力）
2. 婚姻狀況（有婚姻經驗者更重視能力）
3. 社會工作背景（社會工作背景出身者得分較低）
公眾態度
1. 教育程度（教育程度越高，公眾態度越高）
2. 年齡（年齡越高，公眾態度越低）
3. 接觸經驗有無（有接觸經驗者公眾態度較高）
原有接觸頻率，但因事後比較不顯著而排除。
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二、單因子虛擬迴歸與逐步迴歸
（一）服務
對服務造成顯著影響的自變項僅有婚姻，故此處自變項只帶入婚姻狀況（分 為未婚及有婚姻經驗兩組，重新編碼得到一組虛擬變項），以未婚的受訪者作為 參照組，結果如表 4-3-2 所示，F=4.38，p<0.05，表示迴歸有達到顯著，解釋力 1.3%。t 檢定達到顯著（t=-2.09，p<0.05），代表未婚的受訪者與有婚姻經驗的受 訪者之間有顯著差異存在。根據標準化係數，未婚的受訪者相較於有婚姻經驗的 受訪者，在對社會工作人員於服務這個核心價值上，有較低的得分。
表 4-3-2 單因子虛擬迴歸-服務（N=330）
R R2 調整後R2 F 標準化係數β t .115 .013 .010 4.38* -0.12 -2.09*
註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
（二）社會正義
與社會正義顯著相關的自變項為是否為社會工作背景（分為社會工作背景與 非社會工作背景兩組，重新編碼得到一組虛擬變項），以社會工作背景的受訪者 為參照組，結果如表 4-3-3 所示，F=12.63，p<0.001，達到非常顯著的程度，解 釋力 3.7%。t 檢定達到顯著（t=-2.09，p<0.05），社會工作背景的受訪者和非社會 工作背景的受訪者之間有顯著差異存在。根據標準化係數，社會工作背景的受訪 者，相較於非社工會工作背景的受訪者，在社會正義這個核心價值上，有較低的 認同度。
表 4-3-3 單因子虛擬迴歸-社會正義（N=330）
R R2 調整後R2 F 標準化係數β t .193 .037 .034 12.63*** -0.19 -2.09*
註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
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（三）人際關係
對人際關係有顯著相關的自變項為社會關係，由於社會關係的部分，僅有與 社會工作與社會工作人員有接觸經驗的受訪者才會填答，因此此部分樣本數為 181。社會關係部分共分為三組：上對下、平等、對等關係、下對上。以樣本數 最高的平等、對等關係為對照組，將上對下與下對上兩組編碼進行虛擬迴歸。如 表 4-3-4，F=3.08，p<0.05，達到了顯著，兩組虛擬變項對於依變項解釋力 3.3%。
t 檢定部分，上對下的受訪者，與平等、對等關係的受訪者之間未達顯著，代表 兩者之間沒有顯著差異；下對上的受訪者與平等、對等的受訪者兩組之間有顯著 差異（t=2.47，p<0.05）。根據標準化係數，下對上的受訪者相較於平等、對等 關係的受訪者，較同意人際關係作為社會工作人員的核心價值。上對下與下對上 這兩組虛擬變項之間，沒有共線性關係存在。
表 4-3-4 單因子虛擬迴歸-人際關係（N=181）
R R2 調整後R2 F
.183 .033 .023 3.08*
註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
表 4-3-5 標準化係數-社會關係與人際關係
組別 標準化係數β t 共線性計算 允差 VIF (常數) 73.61***
上對下
(虛擬變項) 0.04 0.47 .988 1.012 下對上
(虛擬變項) 0.18 2.47* .988 1.012 註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
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（四）廉正
對廉正有顯著關聯的自變項有，社會工作背景、接觸經驗有無、是否談論工 作，談論工作這個變項，填答的樣本數僅有 181，此處使用 181 作為統計的樣本，
然而，這樣一來，接觸經驗有無就難以得知其解釋力（因為全部的樣本均為有接 觸經驗）。如表 4-3-6 所示，進行社會工作背景與是否談論工作，兩個自變項的 逐步回歸。兩個自變項加入後均達顯著：加入是否談論工作後 F=6.48，p<0.05；
加入社會工作背景後 F=5.45，p<0.01。影響最為顯著的為是否談論工作，有 3.5%
的解釋力，所有的自變項加入後有 5.8%的解釋力。t 檢定的部分也達到顯著，是 否談論社會工作 t=2.13，p<0.05；社會工作背景 t=2.07，p<0.05。標準化係數都 呈現正數，表示會跟最常接觸的社會工作人員談論工作的受訪者，較不會談論工 作的受訪者更願意信賴社會工作人員；社會工作背景的受訪者，較非社會工作背 景的受訪者更願意信賴社會工作人員。根據共線性計算判斷，兩組自變項無共線 性存在。
表 4-3-6 逐步迴歸分析-廉正（N=181）
投入變項 R R2 R2增加量 F 標準化係數β t
共線性計算 允差 VIF 是否談論工作 .187 .035 .035 6.48* 0.16 2.13* .964 1.038 社會工作背景 .240 .058 .023 5.45** 0.15 2.07* .964 1.038
*註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
如果將所有樣本都納入考量，嘗試將三個變項都進入逐步迴歸，SPSS 系統 會自動篩除未達顯著的自變項，如表 4-3-7 所示，接觸經驗有無的部份被系統篩 除，代表在迴歸的部分，接觸經驗無法對依變項廉正提供足夠的解釋力。是否談 論工作與社會工作背景依然達到顯著，是否談論工作 F=27.67，p<0.001；社會工 作背景 F=16.80，p<0.001。是否談論工作依舊有最大的解釋力，對依變項有 7.8%
的解釋力，加上社會工作背景有 9.3%解釋力。t 檢定部分，是否談論工作 t=4.07，
p<0.001；社會工作背景 t=2.36，p<0.05。標準化係數都呈現正數，代表會與社會 工作人員談論工作的受訪者，更信賴社會工作人員；社會工作背景的受訪者，相
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較於非社會工作背景的受訪者更願意信賴社會工作人員。在共線性計算的部分，
顯示自變項之間並無出現共線性的情形。因為在此處只有 181 個樣本有進行填答，
因此總共有 149 個遺漏值，可能影響了解釋力，但廉正部分，不論樣本數採計 330 個還是 181 個，都可以發現是否談論工作有最強的解釋力。
表 4-3-7 逐步迴歸分析-廉正（N=330）
投入變項 R R2 R2增加量 F 標準化係數β t
共線性計算 允差 VIF 是否談論工作 .279 .078 .078 27.67*** 0.23 4.07*** .867 1.153 社會工作背景 .305 .093 .015 16.80*** 0.13 2.36* .867 1.153
*註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
（五）能力
對能力有顯著關聯的自變項有，年齡、婚姻狀況、社會工作背景。帶入逐步 迴歸之後，因為年齡被系統排除，因此只有婚姻狀況與社會工作背景被帶入，年 齡在能力的部分沒有足夠的解釋力。如表 4-3-8 所示，社會工作背景與婚姻狀況 均達顯著，社會工作背景 F=9.01，p<0.01；婚姻狀況 F=7.62，p<0.01。社會工作 背景的解釋力比較強，有 2.7%，加入婚姻狀況後，解釋力為 4.5%。t 檢定部分，
社會工作背景 t=-2.84，p<0.01，達到顯著；婚姻狀況 t=-2.47，p<0.05，也達到顯 著。標準化係數部分，因為在設定虛擬變項的時候，研究者選擇參照社會工作背 景及未婚。兩個自變項的標準化係數均為負數，換句話說，非社會工作背景的受 訪者，相較於社會工作背景的受訪者，更重視社會工作人員的能力；已婚的受訪 者，也較未婚的受訪者更重視社會工作人員的能力。在共線性計算的部分，並無 出現共線性的情形。
表 4-3-8 逐步迴歸分析-能力（N=330）
投入變項 R R2 R2增加量 F 標準化係數β t
共線性計算 允差 VIF 社會工作背景 .164 .027 .027 9.01** -0.15 -2.74** .989 1.012
婚姻狀況 .211 .045 .018 7.62** -0.13 -2.47* .989 1.012
*註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
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（六）公眾態度
對公眾態度有顯著關聯的自變項有：教育程度、年齡、接觸經驗有無，進行 逐步迴歸後，接觸經驗有無因為不顯著，被系統排除，表示接觸經驗有無沒辦法 解釋公眾態度。如表 4-3-9 所示，年齡與教育程度均達到顯著，年齡 F=11.19，
p<0.01；教育程度 F=9.18，p<0.001。對公眾態度解釋力最強的為年齡，有 3.3%。
顯著的自變項加總起來的解釋力為 5.3%。t 檢定部分，年齡有達到顯著（t=-2.93，
p<0.01），教育程度有達到顯著（t=2.64，p<0.01）。標準化係數部分，年齡呈現 負數，代表年齡越大，對於社會工作人員的公眾態度越不好；教育程度的標準化 係數為正數，代表教育程度越高，對於社會工作人員的公眾態度越好。共線性計 算的部分，並無出現共線性的情形。
表 4-3-9 逐步迴歸分析-公眾態度（N=330）
投入變項 R R2 R2增加量 F 標準化係數β t
共線性計算 允差 VIF 年齡 .182 .033 .033 11.19** -0.16 -2.93** .976 1.024 教育程度 .231 .053 .020 9.18*** 0.14 2.64** .976 1.024
*註：*p<0.5 **p<0.1 ***p<0.001
（七）小結
綜合上述針對六個依變項的迴歸分析，可以發現到各個自變項的解釋力（R2） 數值都不大。雖然自變項對依變項有顯著的影響，但似乎還有其他的因素在干涉。
另外，樣本數不足且抽樣的誤差也可能是造成這種情況的原因。綜觀本章第二節 與第三節得到的結論，對於社會工作人員角色知覺最相關的自變項為社會工作背 景。社會工作背景與角色知覺量表當中的社會正義、廉正，及能力三個依變項均 達顯著。在公眾態度部分，以年齡與教育程度為主要影響變項。接觸經驗有無雖 然在獨立樣本t檢定的結果，與廉正及公眾態度有達成顯著，但在逐步迴歸裡，
發現在其他的變項（如：社會工作背景、是否談論工作、教育程度、年齡）介入 的情況下，對於依變項的解釋力不足而遭到SPSS系統排除。這表示接觸經驗有 無和廉正或公眾態度可能存在虛假關係。因此，假設H6-1：接觸的有無與對社會
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