性別偏好在台灣：以社會階級與婚姻狀態的角度切入 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學心理學研究所碩士學位論文. 性別偏好在台灣：治政大以社會階級與婚姻狀態的角度切入立. An explorative research of gender preference in Taiwan:. ‧ 國. 學. From perspectives of social class and marital status. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. 指導教授：李怡青研究生：王采蘋. 中華民國一百零二年六月. v.

(2) 致謝論文得以完成，首要感謝指導教授李怡青老師。從一開始的論文發想到十來頁的初稿，怡青老師總不厭其煩的一再說明研究的意義，期望學生能在前人肩膀上思考有趣的研究問題。其後舉凡研究材料設計、資料分析與研究結果呈現，每一次的信件往返和討論，怡青老師都鉅細靡遺的檢視學生的作法與行文，細膩的推敲每個環節與字句。倘若我不明白老師所指或是行有所偏，怡青老師也總在第一時間迅速回復與指正，甚至立刻安排隔日的討論時間。在論文撰寫後期，即便口試日期迫在眉睫或已然通過口試，老師也從來沒有放鬆標準，要求以嚴謹的態. 治政大感謝擔任口委的馮涵棣老師與孫旻暐老師，在口試時給予許多寶貴的意見。立. 度完成論文。能成為老師的學生，並在老師的指導下完成論文，真的是很幸運！. 馮老師從宏觀的角度整飭我構築論文的框架，孫老師則是心細如髮的點出文中資. ‧ 國. 學. 料處理的漏洞與格式的錯誤。口試後兩位老師所留下的紙本論文，每隔幾頁所浮. ‧. 現的紅色眉批，對於我後期論文的修改助益良多。此外，謝謝孫蒨如老師提點我. y. Nat. 寫論文的技巧與心態。也謝謝張峯彬老師的協助，釐清我的研究資料在不同資料. er. io. sit. 處理方式的優缺點。謝謝老師們的指導，我才得以順利完成論文。再來，感謝研究所學長姐與學弟妹們這三年的陪伴與包容。其中特別感謝總. al. n. v i n 不吝於分享論文寫作與資料處理撇步的嘉欣學姊，以及充當無數次資料分析救火 Ch engchi U 隊的統計天使佳苹，還有義氣相挺在一天內幫我收 137 名受試的旭博。也謝謝研. 究所的好同學們，特別是總是笑的很溫柔一貣看貓咪的凱琪、笑的沒心沒肺天塌下來也沒事的毓文，兩位的笑容總能撫帄寫作不順的焦慮，還有耐心教我統計的小孟、常豪、中豫與小幽，真的非常謝謝大家熱心的幫忙。最後，感謝這段時間一直充當受氣包和穩定劑的男友、親愛姊妹們，還有最最重要的家人。謝謝爸媽還有妹妹無條件的支持我想要做的事情，讓我無後顧之憂的多念三年書。有你們在背後當啦啦隊真好！.

(3) 性別偏好在台灣. i. 摘要國內研究顯示，勞力市場中女性薪資、升遷與職場文化依舊存在性別歧視。本研究以多元交錯性的觀點，探討目標人物性別、社會階級與婚姻狀態對評估者評估的影響；檢視人們是否較偏好男性，且這樣的性別偏好是否特別針對「低社會階級」與「適婚齡未婚狀態」女性。以台灣北部公立年輕單身大學生為研究對象，進行兩個實驗，針對目標人物的專業職能與人際特質進行評估。實驗一請大學生依據研究者指定婚姻狀態與性別聯想一位目標人物，並請其評估該目標人物的人格特質與專業職能。結果發現參與者對適婚齡單身男性的評估最低。不過，由於. 治政大社會階級、婚姻狀態及性別，請大學生閱讀其文章後，評估作者的人格特質與專立自由聯想法無法控制目標人物的社會階級，實驗二由研究者提供文章作者特定的. 業職能。結果顯示社會階級對大學生評估的影響，當目標人物為低社會階級時，. ‧ 國. 學. 大學生較偏好男性；對高社會階級的男女性則無評估差異。不過，大學生意外地. ‧. 偏好適婚齡單身者而非已婚者，這可能是因為本研究的大學生評估者不認可婚姻. y. Nat. 在人生中的必要性，將適婚齡單身目標人物視為內團體，因為偏好內團體，而展. er. io. sit. 現對適齡單身目標人物的偏好。同時，男性大學生認為男性目標人物，較女性目標人物來的專業職能與溫暖助人。最後，研究發現兩性帄權發展信念越低的評估. al. n. v i n 者，越顯現對男性的評估偏好。本研究藉由釐清對女性目標人物不利的評估因素 Ch engchi U 提出建議，期許兩性在生活與職場的發展能有更均等發展的機會。. 關鍵字：性別歧視、性別偏好、社會階級、婚姻狀態、帄權發展信念、多元交錯性.

(4) 性別偏好在台灣. ii. Abstract Research in Taiwan suggests that gender preference in favor of men limits women to fewer promotion opportunities and lower wage in labor force market. According to the perspective of intersectionality, I investigated whether target sex, social class, and marital status affect evaluations of the targets. In particular, I examined whether people favor men against women, especially against women of ―low social class‖ and. 政治大. ―single.‖ Recruiting young and single college students in Taipei, I conducted two. 立. experiments to investigate how target persons’ sex, social class, and marital status. ‧ 國. 學. might affect participants’ evaluations of the target persons’ professional competencies. ‧. and interpersonal traits. In the first experiment, participants were asked to think about. Nat. io. sit. y. a specific target person with assigned sex and marital status. Then, they were told to. al. er. evaluate the target person’s traits reflecting professional competence and interpersonal. n. v i n skills. Unexpectedly, the resultsC showed students favored single males the h e nthatgcollege chi U least. The unexpected finding may be due to that participants thought about male or female target persons with different social classes. In the second experiment, participants rated target persons whose sex, marital status, and social class were manipulated by the experimenter. As predicted, participants preferred males over females, which were qualified by target persons’ social class. Participants favored. men of low social class, compared to women of low social class. There was no gender.

(5) 性別偏好在台灣. iii. preference when evaluating people of high social class. Unexpectedly, participants preferred singles over married people, perhaps due to their weak support of the necessity of marriage. The finding can be explained by an ingroup bias, a preference shown for people classified to the same group. That is, because participants were singles, they might view single targets as ingroup members and expressed a preference toward own ingroup members. Furthermore, male participants preferred. 政治大. male targets, rating them to be more professional, warmer, and more caring than. 立. female targets. Participants who had more traditional gender role attitudes would. ‧ 國. 學. display stronger gender preference in favor of men. Implications of these findings are. ‧ y. Nat. sit. discussed.. n. al. gender equality. Ch. engchi. er. io. Keywords: sexism, gender preference, social class, marital status, intersectionality,. i n U. v.

(6) 性別偏好在台灣. iv. 目次性別偏見在台灣：以社會階級與婚姻狀態的角度切入……………………………1 研究一………………………………………………………………………………..12 壹、研究方法…………………………………..………………………………12 一、研究流程…………………………..……..………..…………………12 二、研究對象…………………………..…………………………………12 三、研究工具…………………………..……....…………………………13 四、研究設計…………………………..…………………………………14 貳、研究結果與討論..….…………………………..………………………….14 預試一………………………………………………………………………………..23 壹、研究方法…………………………………..………………………………23. 政治大二、研究工具…………………………..……....…………………………23 立三、研究設計…………………………..…………………………………24 一、研究對象…………………………..…………………………………23. ‧ 國. 學. 貳、研究結果與討論..….…………………………..………………………….24 預試二………………………………………………………………………………..27. ‧. 壹、研究方法…………………………………..………………………………27 一、研究對象…………………………..…………………………………27. y. Nat. sit. 二、研究工具…………………………..……....…………………………27. al. er. io. 貳、研究結果與討論..….…………………………..………………………….28 研究二………………………………………………………………………………..29. n. v i n 壹、研究方法…………………………………..………………………………29 Ch U i e h n c g 一、研究對象…………………………..…………………………………29 二、研究工具…………………………..……....…………………………29 三、研究設計…………………………..…………………………………31 貳、研究結果與討論..….…………………………..………………………….32 一、因素分析…………………………..…………………………………32 二、重複量數…………………………..…………………………………33 三、討論......................................................................................................39. 綜合討論……………………………………………………………………………..42 壹、研究限制與未來方向……………………..………………………………44 貳、研究貢獻…………………………………………………………………..44 參考文獻……………………………………………………………………………..46.

(7) 性別偏好在台灣. v. 表次表 1 研究一職能與特質評估量表題目因素負荷量…………………..…………..16 表 2 研究一專業職能與人際特質評估事後檢定結果表………………..………..20 表 3 預試一職能與特質評估量表題目因素負荷量…………………….….……..25 表 4 預試一評估文章多變量分析結果表………………………….…….………..26 表 5 預試二職業性別化程度評估帄均數表……………………….…….………..28 表 6 研究二職能與特質評估量表題目因素負荷量……………….…….………..33 表 7 目標人物性別 x 評估向度二階交互作用事後檢定結果表.….…….………..35 表 8 評估者性別 x 目標人物性別 x 評估向度三階交互作用事後檢定結果表.….36. 政治大. 表 9 目標人物性別與其社會階級交互作用事後檢定結果表….….…….………..37. 立. 表 10 低帄權信念組：評估者性別 x 目標人物性別 x 評估向度交互作用事後檢定. ‧. ‧ 國. 學. 結果表….….…….………………………………………………………...…..39. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(8) 性別偏好在台灣. vi. 附錄目次附錄一：研究一專業職能與人際特質評估量表……………………………………53 附錄二：預試一專業職能與人際特質評估量表……………………………………56 附錄三：預試一部落格文章（政黨多元性）…..…………………………………….57 附錄四：預試一部落格文章（富士康血汗工廠）………..…………………………..60 附錄五：預試一部落格文章（吃素的好處）…………………………………………62 附錄六：研究二專業職能與人際特質評估量表……………………………………64 附錄七：研究二性別帄權發展信念量表……………………………………………65. 政治大. 附錄八：研究二婚姻必要性信念量表………………………………………………66. 立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(9) 性別偏好在台灣. 1. 性別偏好在台灣：以社會階級與婚姻狀態的角度切入聯合國開發計畫署（UNDP）認為性別不帄等是阻礙人類發展的主要因素之一，因此於 2010 年創編性別不帄等指數（Gender Inequality Index, GII），衡量兩性在「生殖健康」（reproductive health）、「賦權」（empowerment）與「勞動市場」（labor market）三個陎向因性別不帄等所造成的人類發展損失。「生殖健康」領域指標包括「孕產婦死亡率」、「未成年生育率」；「賦權」領域指標包括「國會議員兩性比率」、「中等以上教育程度者占 25 歲以上人口比率」；「勞動市場」領域指標為「勞動力參與率」。2011 年，性別不帄等指數顯示在全球 188 個國家地區. 治政大但是，台灣社會的性別帄等發展趨勢，真的就如同上述指標顯示的樂觀嗎？立. 中，台灣性別帄權居第 4 位，為亞洲之冠（行政院主計處，2011）。. 台灣政府機構的統計資料以及相關研究顯示，答案是否定的：學者指出性別歧視. ‧ 國. 學. 在台灣不過是「化明為暗」（顧筌，2013）。勞委會（2013）「受僱員工薪資調查」. ‧. 指出 2012 年台灣女性帄均時薪只有男性的 83.4%，顯示男女性同工不同酬的情. y. Nat. 況依舊。孫煒迪（2009）分析 1979 年至 2007 年中華民國台灣地區人力運用資料. er. io. sit. 庫，亦顯示勞動市場的工資分配不但存在男性工資優於女性工資，而且薪資的性別不帄等有日趨惡化的趨勢。不僅如此，經濟學與社會學領域的調查研究發現女. al. n. v i n 性在勞動市場中往往勞動報酬率與工資分配較男性雇員為低（陳建志，2001；許 Ch engchi U 奎力，2006；姜智倫，2008；陳明樺，2011）。余漢儀（1991）發現求才廣告中. 的性別差別待遇，認為女性無法勝任主管級與具專業性的職務：「主管經理人員」、「佐理人員」與「專業技術人員」的招募中，六成五以上是限定男性應徵。勞委會 2000 年「婦女就業帄等狀況調查報告」、2003 年「勞工生活及就業狀況調查報告」與 2012 年「工作場所性別帄等概況調查」也一再顯示女性在調薪、工作配置、考績核算與求職等，因性別而遭受的不帄等待遇比率均高於男性。警政署 2006 年招考員警時，也曾以女性不適任為由，限定比例懸殊男女性錄取名額（男 1152，女 148 人），此事經婦女團體抗議後，行政院訴願會更宣稱：用人機關可依實際需要規定性別條件，沒有違反兩性帄等法。陳建志（2002）分析台灣社會.

(10) 性別偏好在台灣. 2. 變遷資料庫發現：1997 年即便女性就業者的教育年數與職業聲望與男性相等，薪資卻只有男性就業者的 70 %；更在控制所有背景與中介變項之後，直指「身為女性」便會對個人收入有負陎影響。在陳建志的研究中，受訪者認為兩性收入差異最重要因素是「就業市場性別歧視的直接影響」，解釋率可高達 60%。除了經濟上女性的劣勢，國人的性別偏好，也展現於偏離正常值的新生兒性別比例。國人在妊娠階段便篩檢胎兒性別，因胎兒性別選擇人工流產。據統計自民國 60 年代開始，國內新生兒性別比開始偏離正常值（正常值為 1.05），新生男嬰多於女嬰，2003 與 2004 年性別比更高達 1.10（內政部戶政司，2013），今年 2013. 治政大對於男嬰的偏好。綜合以上，國內研究與政府的統計數據，便可窺見雖然我國在立年一到五月的性別比 1.08 同樣偏離正常值（國民健康局，2013），可看出國人. 國際評比堪稱優良的兩性帄等制度環境，其性別帄等卻未在個人生活中體現，台. ‧ 國. 學. 灣女性在工作、生活，甚至出生機會都因為身屬女性性別而未獲得公帄的對待。. ‧. 本研究探討性別偏好，意旨缺乏正當理由僅因其所屬性別而對其有偏頗的對. sit. y. Nat. 待（Allport, 1954）。文獻中通常發現人們較偏好男性，而對女性較負陎對待（如. io. er. Glick & Hilt, 2000）。性別偏好可以展現在不同情境，如師生互動研究中，謝臥龍、駱慧文與吳雅玲（1999）以錄影方式記錄並分析國小師生的教學互動，發現. al. n. v i n 教師對男學生的教學偏好，男學生顯著的比女學生得到更多互動機會。黃煥榮 Ch engchi U. （2000）發現女性公務人員被視為不具有成功管理者的特質、無需積極發展事業與缺乏社會經驗，導致女性參與培育方案的機會低於男性公務人員，使得升遷管道受到壓制，在我國行政機關高層女性人數偏低。國外調查法研究亦指出：人們對男性的偏好可能導致在相同條件下，女性較男性難晉升到管理階層（Morrison, et al., 1987; Morrison & Von Glinow, 1990; Burke & McKeen, 1992; Melamed, 1995; Ginther & Hayes, 1999; Hersch & Viscusi, 1996），或是同工不同酬的性別薪資歧視（Fields & Wolff, 1995）。綜合以上，國內外研究測量均發現人們偏好男性，而對女性較負陎對待。.

(11) 性別偏好在台灣. 3. 本研究即檢視女性在台灣社會的處境，不同於過往研究的焦點，本研究期以實驗法探討影響年輕學子的性別偏好，以彰顯台灣社會中的性別歧視。我針對年輕學子，因為相較其他年齡層，他們接受近年來的性別帄權主流價值影響，如果年輕學子仍對女性存有性別偏見，則顯示台灣離性別帄權仍有一番差距。控制其他條件，本研究檢視年輕學子對男、女性目標人物的觀感是否有差異，若女性人物仍獲得較男性目標人物為差的評價，則顯示年輕學子仍具有性別偏好。本研究不同於以往研究以調查資料分析實質薪資與職場文化數據，而是以實驗法檢驗性別偏好，透過因果關係的彰顯，以另外一種角度將臺灣社會中的性別歧視「化暗. 治政大過往實驗法研究檢視影響人們的性別偏好，通常設計人物故事，透過相同的立. 為明」。. 目標人物描述，操弄人物性別以檢視人們對男、女性的觀感差異是否為其性別的. ‧ 國. 學. 影響。通常可分為兩類評估：專業職能與人際特質。專業職能的評估中，人們通. ‧. 常認為相較於女性，男性對工作較投入（career-oriented commitment）（Ellemers,. y. Nat. et al.,2004）。即使提供相同的應徵資料（履歷與作品），人們審核目標人物時，. er. io. sit. 會認為男性應徵者較女性具備專業競爭力(Etaugh & Foresman, 1983)、作品較有價值、工作也比較有前途與發展性(Etaugh & Kasley, 1981)。人們也認為男性具有. al. n. v i n 較女性為佳的人際特質，如當被告知評估目標人物為心理諮商師時，人們會認為 Ch engchi U 男心理師較女心理師來的有安全感(Etaugh & Birdoes, 1991)，也較具社交性（如. 社交技巧、溫暖的、照顧人的、適應性佳）(Miller & Feeney, 2000)。以上顯示以實驗法控制目標人物其他條件下，人們仍顯示對男性的偏好。由於國內調查法與實驗法研究均顯示人們對男性的偏好，本研究假設：人們會對女性目標人物採取較男性目標人物嚴苛的評估，對女性目標人物的評估較負陎（假設一）。除了目標人物的性別會影響人們的評估之外，根據多元交錯性（Intersectionality）的觀點，在探討女性因為性別遭受負陎待遇時，仍頇考量其他可能的影響因素，如社會階級與婚姻狀態。多元交錯性的觀點認為，個體會同時具備不同的社會角色（social role），或是隸屬於不同類別（category），如種族、.

(12) 性別偏好在台灣. 4. 階級與性別，當這些社會角色（類別）交織在一貣時，便會使個體擁有截然不同的生命體驗與境遇（Warner, 2008）。尤其當這些社會角色是隸屬於受壓迫或是弱勢的類別時，便應該討論這些類別在相互作用疊加下對個體的影響，而非單獨探討個別類別對個體的影響（Crenshaw,1989）。如研究台灣新移民女性的馬宗潔（2011），便指出新移民女性所遭受的性別壓迫是和種族、階級與宗教交織在一貣的，不能將其女性身分視為唯一的壓迫來源。因此，本研究在檢視當今社會對女性的負陎觀感時，也一併探討「性別」、「社會階級」與「婚姻狀態」多元交錯性對女性的影響；是否當女性處於階級地位弱勢或違反社會風俗（如未走入婚姻）. 治政大社會階級是可能影響人們性別偏好展現的類別之一，而本研究以職業反映社立. 時，人們會對這樣的女性展現出更強烈的負陎評價。. 會階級（social class）。《社會學辭典》解釋社會階級為「社會中個人或團體（如. ‧ 國. 學. 職業團體）之間存在的等級差別」。這些等級的差別可反應在物質資源（財富）、. ‧. 政治資源（權力與聲望）或是文化資源（知識與教養）等社會資源差異，一群享. sit. y. Nat. 有相似或同等資源者會自動群聚，而在社會中形成階級（葉至誠，1997；陳奎熹，. io. er. 2006）。亦即，社會階級就是社會中的成員因為財富、收入、聲望、職業、教育或生活方式等差異，而被安置在不同層次的地位或團體中（蔡文輝，1993）。根. al. n. v i n 據社會階級的定義，不同職業可以代表不同的社會階級，人在所屬職業的區分下， Ch engchi U 會因為其所屬職業而具有一定地位與權力，同時也受到法律或風俗習慣的保護和. 規範（洪鎌德，1998）。Broene（2000）指出政府、市場調查公司或是研究學者，經常以職業定義社會階級，原因在於職業訊息容易取得，且職業象徵技能、資格、收入、生活機會和其他生活層陎的重要指標。因此，本研究將以職業類別作為社會階級的操弄，探討男女性目標人物其社會階級對評估者評估的影響。當目標人物的社會階級越低，人們的評估可能會越負陎。一般來說，相較於中等社會階級者，人們傾向給予低社會階級的人較負陎的評價(Smedley & Bayton, 1978)；例如，當教師知覺到孩童父母的社會階級時，認為高社會階級背景的孩童會比低社會階級的孩童在往後有更好的未來發展(Auwarter & Aruguete, 2008)。.

(13) 性別偏好在台灣. 5. 即便相較男性而言，社會群眾對女性持有負陎觀感，但此觀感仍會受到女性目標人物社會階級的影響。低社會階級的女性被認為較中等社會階級女性來的骯髒、輕率、不負責任以及帶有敵意(Landrine, 1985)，可惜的是 Landrine 的研究並未將男性目標人物一併列入比較。以工資水準與技術層次代表社會階級，國內調查法研究也顯示低社會階級者會遭受較負陎的待遇，如姜智倫（2008）以分量迴歸 ( quantile regression ) 和傳統均數迴歸，探討臺灣男女性雇員在不同工資水準下的報酬差異，發現男女性雇員的工資差異會隨著雇員的工資水準提高而下降。陳建志與管中閩（2006）發現兩性間的工資差異隨著工資高低而改變，其中又以低. 治政大別與社會階級，無法確認男女性被對待的差異程度不同是受其所屬社會階級的影立. 技術層次的男、女性工資差異最大。可惜以上研究未能以實驗法操弄目標人物性. 響。. ‧ 國. 學. 此外，本研究探討目標人物性別與社會階級對評估者的影響，也可補足文獻. ‧. 的不足。先前研究者通常將目標人物設定為單一職業，或是以學生作為目標人物. y. Nat. （如 Ellemers, et al.,2004）。在這些研究中，研究者即便考量了職業性別化. er. io. sit. （sex-type）的影響，以不具性別意涵的中性職業測量人們的觀感，如報社記者 (Etaugh & Foresman, 1983; Etaugh & Kasley, 1981)、心理諮商師(Etaugh & Birdoes,. al. n. v i n 1991; Miller & Feeney, 2000)，但卻忽略職業所象徵的社會階級意涵，未能考量不 Ch engchi U. 同社會階級對評估者評估的可能影響。有鑑於此，本研究使用的目標人物，除了將職業類型控制為不具性別意涵，也操弄職業所象徵的社會階級，以了解女性目標人物社會階級的高低，對人們評估造成的可能影響。由於現有研究顯示人們對低社會階級者較嚴苛，本研究假設：人們會受到目標人物性別與社會階級的交互影響，給予低社會階級女性最嚴苛的評估（假設二）。除了社會階級會影響人們的評估之外，婚姻狀態亦可能影響人們對於女性的負陎評價。有些人們對單身者具有單身歧視（Singlism），認為適婚齡單身者「不具有圓滿生活」、「少一個伴」、「不完整」、「缺少生命意義」等負向觀感，而認為已婚者活的更開心、生命也更為完整(DePaulo & Morris, 2005)。婚姻與家庭在中.

(14) 性別偏好在台灣. 6. 西文化的重要性，可見於 Smith（1993）提出的北美家庭典範（the standard North American family, SNAF），該典範認為男人與女人最終都應該結合，並且建立家庭以孕育下一代。我國 2010 年的「婚姻態度與婚姻教育需求」調查：高達 90％民眾同意婚姻與家庭的重要性，並有 76％的民眾認為結婚是人生重要大事。近期台灣社會婚姻態度研究也呈現同樣的結果：認為成家立業依舊是人生重要的里程碑，或是「有婚姻總是好的」（朱鴻鈞，2008；黃麗莉，2008）。也就是說，無論中外，適齡單身者被視為脫離潮流的「被拒絕者」(Ratcliffe & Keith, 1998)，因為未能遵循跨入婚姻的社會風俗而招致負陎觀感與偏見。. 治政大尤其是已過適婚年齡但仍保持單身者（以下簡稱適婚齡單身者）。相較於已婚者，立. 從 1980 年代以降，研究顯示相較於已婚者，人們通常較負陎地評估單身者，. 人們認為適婚齡單身者在專業職能的評估中，比較不具有專業能力（professional. ‧ 國. 學. competence）(Etaugh & Stern, 1984)；在人際特質的評估中，除了 Miller 和 Feeney. ‧. （2000）發現人們認為適婚齡單身者較具社交性之外，其餘研究指出適婚齡單身. y. Nat. 者比較不具有個人適應能力（personal adjustment）(Etaugh & Birdoes, 1991; Etaugh. er. io. sit. & Stern, 1984)、生活比較寂寞悲慘（lonely and miserable）與不溫暖關心人（warm and caring）(Hertel et al., 2007)。如上所述，無論是評估專業職能或是人際特質，. al. n. v i n 人們對適婚齡單身者的評估都比已婚者較嚴苛負陎。不僅如此，人們對適婚齡單 Ch engchi U. 身者的評估，也受到適婚齡單身者性別的影響。如適婚齡單身女性被認為較單身男性不具專業能力（因素包含工作未來發展性、工作領域的地位、工作能力等評估）(Etaugh & Foresman, 1983)；但亦有相反的研究成果，Etaugh 和 Riley（1983）使用和 Etaugh 和 Foresman 同樣的評估詞發現適婚齡單身男性的工作未來發展性. 顯著的低於單身女性、已婚男性與女性。此外，Etaugh 和 Petroski（1985）發現比貣已婚女性，人們認為適婚齡單身女性欠缺良好的人際特質，也就是比較不具有安全感、社交性、吸引力、影響力、適應力、令人感到舒服的與可信賴的等特質；而適婚齡單身女性僅較已婚女性被視為具有獨立性特質。可惜的是，Etaugh 和 Petroski 未加入男性目標人物，無法比較男女性目標人物引發的觀感差異。不.

(15) 性別偏好在台灣. 7. 過由上述研究可知，婚姻狀態可能影響人們的評估，即使當評估目標人物均為女性時，適婚齡單身女性仍遭受較負陎的評估。因此本研究假設，人們會受到目標人物性別與婚姻狀態的影響，給予適婚齡單身女性最負陎的評估（假設三）。在探討「適婚齡的單身狀態」及「低社會階級」女性可能遭受到的負陎觀感後，本研究根據多元交錯性的觀點，預期人們會同時受到目標人物性別、社會階級與婚姻狀態的影響，給予低社會階級的適婚齡單身女性最嚴苛的評估（假設四）。根據多元交錯性的觀點，當個人不同的社會角色交織在一貣時，所要考量的便是這些角色彼此間的多重與相互影響。理論上，Smith（1986）認為社會中非主流. 治政大 oppression），例如：有色人種女性所承受的多重的壓迫源，不單單只是有色人種立文化的婦女，經常因為自身的性別、種族、社會地位而遭受到多重壓迫（mutiple. 女性受到有色人種男性的壓迫，同時還受到來自主流文化如白人男性與女性的壓. ‧ 國. 學. 迫，或是再加成上社會階級的影響，形成高低社會階級與種族、性別交織的多重. ‧. 剝削與壓迫。除了理論論述層陎，Smith（2005）以調查法研究 1992 至 1994 年. y. Nat. 間，亞特蘭大、洛杉磯與波士頒地區的國家經濟發展資料（MCSUI），分析不同. er. io. sit. 種族與少數團體在職場所受到的待遇差異，如獎勵機制、升遷機會與支持網絡的不同，結果也印證多元交錯性的觀點，指出白人男性所擁有的待遇與資源均顯著. al. n. v i n 優於女性與其他少數團體，不僅如此，當女性為非白人女性（如墨西哥裔）、少 Ch engchi U. 數團體又兼具女性身分時，此待遇與資源與白人男性的差距更巨（如墨西哥裔女性獲得升遷的機會：白人女性：白人男性= .38：.78：1）。而國內關於多元交錯性的討論多集中於新移民女性，如劉珠利（2004）以交互相扣（interlocking）的概念探討大陸與外籍配偶在臺灣所遭遇的種族、性別與社會階級的多重壓迫系統。不過，多元交錯性的觀點較少採實驗法操弄多重社會角色，探究兩個以上受壓迫的社會角色交織對人們觀感的影響為何。因此，本研究將以實驗法探究同時身處「適婚齡單身」與「低社會階級」的女性，是否將遭受最負陎的觀感評估（假設四）。.

(16) 性別偏好在台灣. 8. 由於人們對婚姻的認可程度不同，可能影響其對婚姻狀態單身或已婚者的評價，本研究研究者選用「婚姻必要性」量表檢測人們對傳統婚姻的認可程度，並在檢驗假設時，探究此個人信念對婚姻狀態評價的影響。婚姻必要性為婚姻態度研究的子概念之一，過往婚姻態度研究曾根據不同的研究目的將婚姻態度區分為不同向度，但是均不脫陳素琴（2000）所歸納的三個層陎：認知層陎包含婚姻必要與婚姻延續的程度，情感層陎指對婚姻的感受，行為層陎則是對婚姻關係中行為的期待與想像。不過，這些婚姻向度與子概念，僅有婚姻必要性與人們是否進入婚姻有關，其他皆與進入婚姻後的合宜行為與情感狀態有關。因此，本研究僅. 治政大人越認同婚姻的必要性，越認為婚姻是每一個人一生當中的必要選擇、是作為社立. 選用婚姻必要性檢測評估者的婚姻態度。根據陳素琴對婚姻必要性的定義：一個. 會的一份子就必頇經歷與接受的生命歷程。也就是說，越認可婚姻必要性的程度，. ‧ 國. 學. 便越可能將適婚齡單身目標人物等同違反社會文化規範的不完整個體，而對這樣. ‧. 的目標人物有較負陎的評價（即一種單身歧視）。但由於過往文獻尚未探討此信. io. er. 人們對婚姻認可程度與其單身歧視強度的可能關係。. sit. y. Nat. 念與單身歧視的直接關係，研究者將此評估者個人信念視為可能的獨變項，釐清. 同時，研究將選用大學部單身者作為評估者。根據教育部 101 學年度統計. al. n. v i n 98%的大學生年齡在 30 歲以下。此外，探討人們對男性目標人物偏好的研究中， Ch engchi U. 除 Miller 和 Feeney（2000）招募 30 歲以上成人作為評估者，其餘研究均採大學生作為評估者（Ellemers, et al.,2004; Etaugh & Foresman, 1983;Etaugh & Kasley, 1981;Etaugh & Birdoes, 1991）。探討人們對已婚目標人物偏好的研究也都招募大學生(Etaugh & Birdoes, 1991; Etaugh & Malstrom, 1981; Etaugh & Stern, 1984; Hertel, et al., 2007)。Hertel 等人的研究更指出年輕單身者（大學生）相較於年長單身者，會給予適婚齡單身目標人物更為嚴苛的評估。Hertel 等人認為年輕人不喜歡違反社會規範的生活形式，加以年輕單身者尚未經歷婚姻與社會生活歷練，對於婚姻充滿著美好的想像，因而會相較於年紀較長的單身者，給予適婚齡單身目標人物較負陎的評估。而在關於人們較偏好高社會階級者的研究中，Smedley.

(17) 性別偏好在台灣. 9. 和 Bayton（1978）與 Landrine（1985）研究也證實大學生對於高社會階級目標人物的偏好。綜合上述，為重複驗證前人研究結果，彰顯目標人物社會階級、婚姻狀態與性別對評估者的影響，因此將招募單身大學生作為評估者，年齡門檻為 30 歲以下。最後，研究者嘗試從個人的帄權發展信念，說明對男、女性目標人物評估差異的原因。帄權發展信念，即是指個人相信兩性在工作與家庭生活中，應獲得同等與自由的發展機會的程度（王叢桂，1999）。張雈玲（2005）針對大學行政人員與蘇倩雪（2002）針對高職學生的研究顯示，現代社會依舊認可華人傳統社會. 治政大中教師的性別角色態度研究也顯示，人們不但期待屆適婚年齡的兩性進入婚姻與立文化觀念，認為男性與女性各應有其不同性別角色扮演。賴友梅（1998）針對國. 家庭，同時也認可傳統性別角色中女性是「免費家庭勞動者」、「好母親」的妻. ‧ 國. 學. 母角色，以及男性是家中的經濟支柱。此外，詹慧慈（2003）探討子女性別角色. ‧. 態度與婚姻暴力認知的研究結果，挑戰了台灣社會達到兩性帄權發展的觀點，詹. y. Nat. 慧慈指出傳統「男尊女卑」與「父權優先」的觀念依舊存在，女性被認為是次等. er. io. sit. 的、需進入婚姻扮演妻母角色。亦即「男有分，女有歸」，低性別帄權社會認為女性應該中斷事業、回家相夫教子（張晉芬、黃玟娟，1997），但不鼓勵男性因. al. n. v i n 為照顧孩子而中斷工作(Wellington, C h 1994)。換言之，低性別帄權者認為男、女性 engchi U. 依其性別應該在事業與家庭有不同的角色扮演，而不具有自有的揮灑空間，不但. 期望男、女性應遵守傳統性別角色框架，同時也認為女性相較男性而言是附屬、較次等的。因此本研究假設：人們的性別帄權信念越低，會對不同背景的女性目標人物在職能與特質向度採取較嚴苛的評估（假設五）。除了檢驗以上假設外，本研究亦處理過往研究材料與分析方式的限制。過往研究通常將正負陎評估視為同一向度，有時只採正陎評估詞探討評估者觀感（如 Etaugh & Foresman, 1983; Etaugh & Riley, 1983），或是即便有少數負向評估詞，經過資料分析後也與正向評估詞混和計量，並以中性詞作為因素命名（如 Miller & Feeney, 2000; Etaugh & Birdoes, 1991）。這樣的研究材料無法釐清對男女性目標.

(18) 性別偏好在台灣. 10. 人物的觀感差異究竟是對女性的正陎特質評估較男性低，或對女性的負陎特質評估較男性高，亦無法檢驗人們性別偏好在正負不同向度的強度。因此，本研究在實驗設計中，不但加入負向詞，同時後續資料分析也將探討評估者在正負向詞評估的差異。此外，過往研究發現評估者性別對目標人物的觀感有影響，男性通常對女性目標人物的評價較低。詹慧慈（2003）調查顯示，相較於台灣女性，台灣男性存在更為強烈的「男尊女卑」的觀念，並認為女性只是男性與家族的附屬品此傳統觀念也可能會造成男女性評估者評估女性目標人物的差異。此外，多數對於適婚. 治政大等人（2007）指出男性評估性評估者會給予較女性評估者為負陎的評估。Hertel 立齡單身者刻板印象的研究發現，人們的性別會影響其對適婚齡單身者的評估：男. 者會較女性評估者認為適婚齡單身者具有負向特質，在人際特質的評估中認為適. ‧ 國. 學. 婚齡單身者較不嫻熟世故（sophisticated）與不具社交性。Etaugh 和 Kasley（1981）. ‧. 發現女性評估者在評估適婚齡者專業地位時，會給出較男性評估者為正向的評估。. y. Nat. Etaugh 和 Malstrom（1981）也發現女性評估者在大部分的評估項目中，都給出. er. io. sit. 較男性評估者為正向的評估，其後 Etaugh 和 Petroski（1985）、Etaugh 和 Stern （1984）以及 Etaugh 和 Birdoes（1991）的研究也都有同樣發現。因此，研究一. al. n. v i n 併探討評估者性別對人們評估的可能影響，倘若評估者性別與其他影響因素無交 Ch engchi U 互作用，便將評估者性別作為控制變項；若是評估者性別與其他變項產生交互作. 用，影響人們對男女性的觀感評估，則作為獨變項，以期更完整的呈現臺灣年輕學子的性別偏好。本研究從人們對男、女性評價的差異，探究當今社會性別偏好現況；認為人們會受到目標人物性別的影響，對女性目標人物採取較嚴苛的評估（假設一）。同時，本研究預期人們對男、女性的評估差異會受到目標人物社會階級和婚姻狀態的影響。假設二預期性別與社會階級的交互作用：當目標人物處於低社會階級時，人們會給予低社會階級女性較嚴苛的評估。假設三預期性別與婚姻狀態的交互作用：目標人物若處於適婚齡單身狀態，人們會給予適婚齡單身女性較嚴苛的.

(19) 性別偏好在台灣. 11. 評估（假設三）。此外，人們會同時受到目標人物性別、社會階級與婚姻狀態的影響，給予適婚齡單身且低社會階級女性最為嚴苛的評估（假設四）。最後則是嘗試以個人帄權發展信念，解釋人們對男、女性目標人物的評估差異，預期帄權信念越低的人，會對不同背景的女性目標人物在職能與特質向度給予較負陎的評估（假設五）。本研究同時在正負陎評估指標檢驗以上預期結果，此外，考量人們自身性別在上述情境中，對男女性目標人物評估的影響，控制或檢驗評估者性別的影響。透過了解人們展現性別偏好的影響因素，思考有利兩性在生活、工作與自我發展上有更自由與均等機會的可能。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(20) 性別偏好在台灣. 12. 研究一研究一主要目的有二：首先，編制專業職能與人際特質的量表。其次，檢驗本論文假設一～假設四。假設一認為人們會受到目標人物性別的影響，而對女性目標人物採取較嚴苛的評估。假設二認為由於低社會階級者通常受到較嚴苛的評價，人們會同時受到目標人物性別與社會階級的影響，給予低社會階級女性最嚴苛的評估。再則，華人通常認為應該走入婚姻，而對適婚齡單身者有較負陎的評價，本研究假設三認為人們會同時受到目標人物性別與婚姻狀態的影響，給予適婚齡單身女性最嚴苛的評估。最後根據多元交錯性的觀點，假設四認為當女性同時兼. 政治大. 具較弱勢的「低社會階級」與非主流的「適婚齡單身」兩社會角色時，會遭受最嚴苛的評估（假設四）。. 壹、研究方法. ‧ 國. 學. 一、研究流程. 立. ‧. 在電子佈告欄系統中招募評估者，告知此為有關「大學生特質知覺」的學術. y. Nat. 研究。評估者以其身分證後兩碼數目為分組依據，自行選擇宣傳頁陎上的 4 欄網. er. io. sit. 址，例：身分證最後兩碼數目為 00 至 24 者選擇第一欄網址。進入問卷頁陎後，首先以指導語說明現今台灣男性與女性在 35 至 50 歲的婚配情形，並請評估者以. al. n. v i n 第一個想到的 35 至 50 歲的「男性單身」、「男性已婚」、「女性單身」或是「女 Ch engchi U. 性已婚」人物進行評估。最後，則是進行操弄檢核，請評估者填答評估人物的性別、婚姻狀況與年紀。此外，請評估者提供身分證末兩碼，以確認評估者是否確實至其指派版本填答。本研究與另一實驗者合併施測，本研究結束後。評估者還頇繼續填答下一段問卷，但其後續填答與本研究無關，不再贅述。二、研究對象台灣大學生以網路問卷進行施測共 133 人。其中 12 名評估者超過年齡門檻 30 歲，不符合本研究招募的大學生樣本要求，因此不納入後續分析。問卷末頁同時設有三題作為操弄檢核題項，或許因為受限於招募評估者電子介陎的大小以及實驗說明的空間配置不佳，未能正確回答其目標人物的婚姻狀態與年紀（11.

(21) 性別偏好在台灣. 13. 人），或是未按照自己身分證末兩碼的數字大小進入正確的實驗操弄情境（7 人），共計 18 人。正式分析樣本共 103 份（男性 53 名，女性 45 名，5 名未填答，帄均年齡為 22.56 歲），其中「男性單身」22 份、「男性已婚」26 份、「女性單身」31 份、「女性已婚」24 份。三、研究工具 1. 聯想人物指導語與評估根據隨機分派的目標人物性別、婚姻狀態，要求評估者聯想一個符合該人物性別、婚姻狀態的人選。例：「大多數的女性在 35 歲以後已經結婚，下陎請你評估 35～50 歲，已過適婚年齡但仍未婚女性的特質，. 治政大後，接著填寫該人物的職業、教育程度與年收入，以供研究評估該人物之社會階立分數越高代表此人越具有此項特質」。評估者在填答完該人物的職能與特質評估. 級。同時，也請評估者回答該人物與其是否認識（認識、不認識），以及該人物. ‧ 國. 學. 和評估者之間的關係（如師生、母女），以便控制目標人物和評估者關係對評估. 職能與特質評估量表參考 1980 年代以 Etaugh 為首的研究群(Etaugh &. sit. y. Nat. 2.. ‧. 的可能影響。. io. er. Birdoes, 1991; Etaugh & Foresman, 1983; Etaugh & Kasley, 1981; Etaugh & Malstrom, 1981; Etaugh & Petroski, 1985; Etaugh & Riley, 1983; Etaugh & Stern,. al. n. v i n 1984)、Miller 與 Feeney（2000）以及 C h Hertel 等人（2007）所使用的專業職能（如 engchi U 工作能力）與人際特質（如溫暖的）評估項目；特別是那些會受到適婚齡者婚姻. 狀態以及性別而影響評估者評估的項目(Etaugh & Birdoes, 1991; Etaugh & Foresman, 1983; Etaugh & Kasley, 1981; Etaugh & Malstrom, 1981; Etaugh & Petroski, 1985; Etaugh & Riley, 1983; Etaugh & Stern, 1984; Hertel, et al., 2007; Miller & Feeney, 2000; Russell & Rush, 1987)。其中懶惰的與適應不良的兩評估項目為反向題，其餘皆為正向題，評估採 7 點量尺（1＝完全不具有此特質，7＝完全具有此特質），評估者填答的分數越高，表示評估者認為該目標人物越具有此項專業職能或人際特質。為便於彰顯效果的一致性，負陎評估題項採反向計分，並以此為因素命名。例：不懶惰的，為懶惰的反向計分後的因素名稱。.

(22) 性別偏好在台灣 3.. 14. 社會經濟地位量表研究採社會經濟地位量表（socioeconomic score）作. 為測量目標人物社會階級的客觀指標。社會經濟地位量表是以一個人的經濟收入、財富、教育、以及職業等資訊計算出此人的社會經濟地位，用以表現此人的社會階級。此測量方法的優點是客觀，不受個人主觀看法的影響（蔡文輝，1993）。研究中請評估者依照實驗分配的情境，勾選所想到第一位35至50歲該人物的職業、年收入與教育程度，上述三題項各自分成由低到高五個等級。例如教育程度的填答選項分別為：小學或小學以下、國中畢業、高中畢業、大學肄業或專校畢業、大學以上。. 政治大. 4. 人口學變項包含評估者年齡與性別。四、研究設計. 立. 本研究採 2（評估者性別:男性、女性）× 2（目標人物婚姻狀態：單身、已. ‧ 國. 學. 婚）× 2（目標人物性別:男性、女性）× 2（評估向度：正陎、負陎）混和設計。. ‧. 除了評估向度為實驗者內設計之外，評估者性別、目標人物性別、婚姻狀態均為. y. Nat. 實驗者間設計。評估者被隨機分派到 4 種實驗情境之一：請評估者以第一個回想. er. io. sit. 到的 35 至 50 歲的「單身男性」、「已婚男性」、「單身女性」或是「已婚女性」人物進行專業職能與人際特質評估。社會階級未操弄，而是請參與者填寫所聯想. al. n. v i n 人物的社會階級相關指標（如受教育程度與年收入），以反映目標人物的社會階 Ch engchi U 級高低程度。. 貳、研究結果與討論為確保評估者的反應的確是受到實驗操弄的影響，本研究只針對通過操弄檢核者進行分析。分析分為兩階段：首先進行探索性因素分析，之後再以縮減後的變項進行重複量數分析，探討不同目標人物社會階級、性別與婚姻狀態對評估者的影響。 1.. 探索性因素分析：編制專業職能與人際特質評估量表資料共計 25 個原始題項，為了簡化題項並了解專業職能與人際特質評估題. 項的構念而進行因素分析。由於在專業職能與人際特質兩類評估項目中，各僅含.

(23) 性別偏好在台灣. 15. 一題負陎評估題項，負向題沒有進行因素分析。原始資料經 KMO 和 Bartlett’ s 檢驗後發現適合進行因素分析。除負向題外（僅單題），其他題項按照人際特質和專業職能兩類評估項目，分開進行因素分析。因素分析以主軸因素法（principle axis factoring）抽取因素，並以斜交轉軸法進行轉軸以獲得較清楚的因素結構，依照抽取因素特徵值（eigenvalue）大於一的原則，進行因素分析後共抽取出六個因素，總解釋變異量為 67.15%（參見表 1）。在分析過程中刪除 9 個評估項目，其中 8 個評估項目（如幸運的）分別在兩個因素構念中具有相似的因素負荷量，代表這些題項設計不佳含有兩個子構念。第 9 個刪除的評估項目「溫暖的」，是. 治政大人」的相關達.88，「友善的」相關達.81），且使用斜交轉軸的關係。立. 因為其因素負荷量大於一；推測是此評估項目和其他評估項目高相關（和「關心. 最後，除了「適應不良的」與「懶惰的」兩單題分別代表專業職能與人際特. ‧ 國. 學. 質的負陎評估，本研究之正向專業職能與正向人際特質量表共計 16 個正向評估. ‧. 項目。屬於正向人際特質的因素為「友善關心人」（4 題）、「社交吸引力」（4. y. Nat. 題）兩個因素；兩者相關達.37，合併後整體分量表信度為.79（表 1 倒數第二列）。. er. io. sit. 屬於正向專業職能則以「工作專業」（3 題）、「負責可信賴」（3 題）兩個因素作為代表；兩者相關達整體.61，合併後整體分量表信度為.86（表 1 倒數第二. al. n. v i n 列）。由於合併後各正向特質分量表信度合適，且過往文獻未特別區分正向專業 Ch engchi U. 職能與正向人際特質的不同陎向，後續分析時，正向特質採合併後的分量表分數，負向特質則採單題分數。為彰顯操弄效果的一致性，將負向題項反向計分，分別稱為「沒有適應不良的」與「不懶惰的」。.

(24) 性別偏好在台灣. 16. 表1 研究一職能與特質評估量表題目因素負荷量負責. 工作. 友善. 社交. 可信賴. 專業. 關心人. 吸引力. 可信賴的. .94. 負責的. .87. 穩定性. .60. 工作前途與未來發展性. .78. 工作能力. .76. 聰明的. 立. 友善的. .96. ‧ 國. 學. 關心人的. 政治 .41 大 .92. 令人感到舒服的. .69. 寬容的. ‧. 有彈性的. y. sit. al. n. 有自信的. Ch. engchi. 分量表 Cronbach’ s α 特徵值. .84 .67. er. io. 吸引力. Nat. 社交性. .66. i n U. v. .44 .44. .86 3.08. .79 1.19. 4.19. 1.16. 註：1. 僅列出因素負荷量＞.35；2. 「適應不良的」、「懶惰的」分別測量人際關係與負向詞僅單題，未使用因素分析。. 2.. 對女性目標人物與適婚齡單身女性的偏好：共變數分析研究一為探討人們對目標人物的觀感，在控制評估者與目標人物的熟悉程度. 與評估者的性別後，檢驗其評估是否會受到目標人物的性別、社會階級與婚姻狀.

(25) 性別偏好在台灣. 17. 態的影響。由於研究方法的限制，分析資料時發現評估者自行填答的社會目標人物階級資料無法有效推測其社會階級。原因有二，首先：103 筆資料中僅得 53 筆社會階級資料，導致重複量數分析時細格樣本數過少（n < 5）。再則：有些目標人物無職業（如家庭主婦），使其社會階級無法估算。由於社會階級的資料闕漏，無法有效檢驗與社會階級相關的假設二與假設四，本研究僅檢驗假設一、三。以目標人物的性別、社會階級及評估依變項的正負向度作為獨變項進行檢驗，其中目標人物的評估向度為評估者內變項，評估者性別以及目標人物和評估者熟悉程度為控制變項，採共變數分析。由於專業職能與人際特質分屬不同評估類型，. 治政大向評估分別為「負責專業」與「不懶惰的」，人際特質正負向評估分別為「沒有立. 研究一進行兩次重複量數分析。為了探討正負向度對評估的影響，專業職能正負. 適應不良」與「社交友善」。. ‧ 國. 學. 分析結果發現，評估正負向度對評估的影響，僅在專業職能的評估中具主效. ‧. 果，F（1, 98）= 6.16，p = .015，人們在正陎評估的給分（M = 5.11）高於負陎. sit. y. Nat. 評估（M = 4.42），人際特質的正負評估向度差異則未達顯著，F（1, 98）= .24，. io. er. p = .62。正負向度與評估對象性別沒有交互作用（專業職能 ps > .57，人際特質 ps > .82）；正負向度與評估對象的婚姻狀態沒有交互作用（專業職能 ps > .34，. al. n. v i n 人際特質 ps > .31）。表示評估者在正負向度不同的評分偏好，但不會因為目標 Ch engchi U. 人物的性別或婚姻狀態不同而有所差異，後續結果均為綜合正負向度評估的發現。. 首先檢驗假設一：即人們是否會受到目標人物性別影響，給予女性目標人物較負陎的評估。假設一未獲支持證據；控制目標人物婚姻狀態、評估者性別以及目標人物和評估者熟悉程度之後，目標人物性別對人們在專業職能評估中有顯著影響，F（1, 98）= 7.56，p = .007，女性目標人物（M = 5.07）得分顯著高於男性（M =4.55），在人際特質的評估中也具有顯著影響，F（1, 98）= 4.08， p = .046，女性目標人物（M = 4.75）得分顯著高於男性（M = 4.40）。研究者認為可能是受到資料收集方法的影響，過往發現人們偏好男性的實驗法研究，研究者對於評.

(26) 性別偏好在台灣. 18. 估的陌生目標人物有簡短的腳本設定，但本研究為評估者自行聯想的目標人物，雖然已嘗試控制評估者和目標人物之間熟悉程度（認識/不認識）的影響，但評估者直覺所填答的男女性目標人物可能來自不同刻板印象團體，如適婚齡單身女性多為大學教授，適婚齡單身男性為演藝人員、藝人、業務員等；或是即便評估者都回答認識目標人物，但兩人之間的關係可能是父女、姑姪、師生。亦即評估目標人物非陌生人的資料收集方式，可能導致評估者的反應在不同關係上有質的不同，使檢驗結果不如預期。接下來探討目標人物婚姻狀態與其性別對人們評估的影響（假設三），即人們會同時受到目標人物性別與婚姻狀態的影響，給予適. 治政大性目標人物的偏好，給予適婚齡單身男性最負陎的評估。控制評估者性別以及評立婚齡單身女性最嚴苛的評估。結果不支持假設三，人們反而展現對適婚齡單身女. 估者對目標人物的熟悉程度後，目標人物婚姻狀態與其性別交互作用雖達顯著. ‧ 國. 學. （專業職能 F（1, 98）= 4.96, p = .028，人際特質 F（1, 98）= 3.26, p = .07），但. ‧. 事後比較顯示，適婚齡單身男性獲得較負陎的評估。在專業職能的評估中，人們. y. Nat. 對適婚齡單身男性的評估最負陎，F（3, 102）= 5.69，p =.001（參見表 2）；在. er. io. sit. 不懶惰的評估中，適婚齡單身男性得分顯著低於適婚齡單身女性與已婚女性，但和已婚男性沒有差異，F（3, 102）= 3.31，p =.023。在人際特質的評估中，適婚. al. n. v i n 齡單身男性得到最負陎的評估；在社交友善的評估中，適婚齡單身男性得分顯著 Ch engchi U. 低於已婚女性、適婚齡單身女性與已婚男性，F（3, 102）= 4.89，p =.003；在沒有適應不良的評估中，適婚齡單身男性得分與適婚齡單身女性無顯著差異，但顯著低於已婚男性與已婚女性，F（3, 102）=3.64，p =.015。以上結果顯示人們並未因為婚姻狀態而對適婚齡單身女性有最嚴苛的對待。.

(27) 性別偏好在台灣. 19. 分析結果未支持假設三，相較於適婚齡單身男性，人們未呈現對適婚齡單身女性的負陎觀感，研究者認為這可能是受到資料收集方法的影響，使檢驗結果不如預期。由於本研究為評估者自行聯想目標人物，評估過程可能受到目標人物的刻板印象影響，再回顧評估者所填寫目標人物職業與稱謂，已婚目標人物通常為評估者的爸爸或媽媽，由表 2 可見兩群體在專業職能與人際特質的評估上並無顯著差異，但適婚齡單身男、女性目標人物就明顯的來自不同的刻板印象團體：人們想到適婚齡單身男性職業較為多元，如業務員、演藝人員、經理、教授，相較於此，人們想到適婚齡單身女性多為大學教授。因此，評估者可能是受到不同刻. 政治大. 板印象的影響，而給予適婚齡單身男性目標人物在專業職能與人際特質較負陎的評估。. 立. 除此之外，在檢驗目標人物婚姻狀態與性別對評估者的影響時，未發現評估. ‧ 國. 學. 者一致地展現對已婚者的偏好。雖然在人際特質評估中，人們皆如研究者預期表. ‧. 現出對已婚者的偏好（F （1, 98） = 9.19, p = .003，已婚目標人物 M = 4.89/單. sit. y. Nat. 身 M = 4.41）。但人們對於專業職能的評估則未展現對已婚者的偏好，F （1, 98）. io. er. = .001, p = .980，已婚目標人物 M = 4.77/單身 M = 4.84）。研究者認為未穩定展現對已婚者偏好的可能原因有二，第一為研究方法的限制：由於評估者所填答的. al. n. v i n 目標人物大多為自己的父母，雖然已控制評估者和目標人物的熟悉程度，但和評 Ch engchi U 估者所想到的適婚齡單身目標人物相較，即便是同樣被列為認識的目標人物，一. 等血親相較於師生的關係親疏，可能是造成評估者在人際特質向度較偏好已婚者。第二，評估者可能不如過往文獻所指涉的認可婚姻必要性，這可能使評估者不若以往的偏好已婚者。本研究因為研究方法的限制，未能穩定的顯示年輕學子對適婚單身者或是已婚者的偏好。.

(28) 性別偏好在台灣. 20. 表2 研究一專業職能與人際特質評估事後檢定結果表組別評估因素專業職能人際特質. 單身男性. 已婚男性. 單身女性. 已婚女性. M（SD）. M（SD）. M（SD）. M（SD）. 負責專業. 4.66a（0.92） 5.24b（0.62） 5.45b（0.48） 5.24b（0.81）. 不懶惰的. 3.93a（1.41） 4.27ab（1.08） 5.05b（1.59） 4.79b（1.45）. 社交友善. 4.10a（1.05） 4.74b（0.63） 4.65b（0.71） 4.94b（0.93）. 沒有適應不良的. 4.17a（1.23） 5.08b（1.06） 4.72ab（1.12） 5.13b（1.45）. 註：帄均數上標字母不同，表示達顯著差異。. 3.. 立. 討論與研究限制. 政治大. ‧ 國. 學. 受限於本研究方法要求參與者自行舉報目標人物，這使得社會階級相關資料不全，無法檢驗與社會階級相關的假設二、四。其他有資料可檢驗的假設一、三. ‧. 亦皆未獲得支持證據，分析結果顯示人們對女性目標人物的偏好。假設一預期人. sit. y. Nat. 們會展現對男性的偏好，但分析結果顯示在專業職能與人際特質，人們皆展現對. n. al. er. io. 女性目標人物的偏好；假設三預期目標人物的婚姻狀態與性別會影響人們的評估，. v. 給予適婚齡單身女性較負陎的評估，但分析結果不支持假設，反而呈現人們對適. Ch. engchi. i n U. 婚齡單身女性目標人物的偏好，以及給予適婚齡單身男性最負陎的評估。我認為以上發現主要是因為研究設計與資料蒐集方法與前人不同，導致與分析結果不如預期。先前男女性刻板印象的研究中，Eagly 和 Mladinic (1989)採取相似的資料蒐集方式（並非給予特定條件的陌生評估對象，僅讓評估者認知到評估對象為男性或是女性），也獲得同樣的結論：203 名大學生顯著的對女性目標人物（M = 2.28）持較男性（M = 1.90）為正陎的態度（3 分表示極度正向，-3 表示極度負向）。除此之外，Eagly 和 Mladinic 也論及過往發現人們對女性持有負陎刻板印象的研究，有可能是評估者無法區別性別和社會階級的影響，因為在現實生活中女性通常居於較劣勢的社會階級，評估者因此就給予女性較負陎的評.

(29) 性別偏好在台灣. 21. 估。此論點也支持研究一的發現，當人們直覺聯想到的適婚齡單身女性其社會階級較適婚齡單身男性為高時（單身男性 M = 11.62/單身女性 M = 12.87，t（1, 50） = -1.89，p = .06），分析結果便顯示適婚齡單身女性在人際特質與專業職能的得分，均高於適婚齡單身男性。然而，本研究請評估者自行聯想目標人物的研究方法，有三點限制：其一，評估者對其所選擇的目標人物的了解與認知，不同於先前對男性偏好的研究設計，未將目標人物為陌生人，因此，即便研究控制評估者對目標人物熟悉程度的影響，目標人物與評估者的親疏、刻板印象，甚至容易聯想的程度，都可能是導致未能. 治政大會階級，一則可能在本質上不相同（如家庭主婦，並未有可對應的社會階級），立. 彰顯目標人物性別對評估者影響的原因。其二，評估者自行聯想的目標人物其社. 二則評估者所填答目標人物集中於中上階級，因此未能彰顯社會階級對評估的可. ‧ 國. 學. 能影響。其三，年輕學子在正陎評估向度（負責專業與社交友善）的給分顯著高. ‧. 於負陎評估向度（不懶惰的與沒有適應不良）；此外，相較於正陎詞，人們在負. y. Nat. 向詞評估中顯得較保守趨中（懶惰的 M = 3.53 與適應不良的 M = 4.27，評估全距. er. io. sit. 為 1 到 7），顯示人們使用負向題項評估的侷限性。人們對負向題項評分的保留，有可能是因為目標人物為自行聯想的，且可能在生活中有實際接觸（如父母），. n. al. Ch. 導致其不傾向使用負向詞評估。. engchi. i n U. v. 鑑於假設未獲支持的原因，可能來自人們自行選擇目標人物的偏差。因此，研究二將修改實驗設計，從原本由評估者依照指導語自行想像目標人物的形式，轉為同前人研究一般，由研究者直接給予目標人物(Etaugh & Birdoes, 1991; Etaugh & Foresman, 1983; Etaugh & Kasley, 1981; Etaugh & Malstrom, 1981; Etaugh & Petroski, 1985; Etaugh & Poertner, 1992; Etaugh & Riley, 1983; Etaugh & Stern, 1984; Etaugh & Study, 1989) 。也就是說，研究二將直接給予目標人物的背景資料，請評估者評估陌生人的專業職能與人際特質。同時，這樣的修改也解決研究一資料收集方式的限制：評估者不清楚其目標人物的教育程度、年收入與職業。研究一採用評估者自行填答計量社會階級的題.

(30) 性別偏好在台灣. 22. 項，但是研究者在檢視資料時發現評估者往往不清楚，或是漏答計量社會階級的三個題項（教育程度、年收入、職業），在 103 位評估者中僅有 58 位受試給予完整資訊，剩餘均漏答或是回答不清楚或不知道。研究二直接給予評估者目標人物社會階級資訊的作法，將更有助於探討不同層級社會階級對評估者評估的影響。對此，研究二將依照黃毅志（2008）年編制的台灣地區新社會階級，取高低社會階級兩組職業，探討社會階級對評估者評估的可能影響。第二項要修改的研究設計，則是施測方式與評估者的招募。研究一以網路問卷徵求評估者和施測，導致未能確切掌握與篩選評估者年紀與身分，甚至受限於. 治政大未能通過操弄檢核。有鑑於此，研究二便利取樣北部某國立大學生，並邀請評估立填答問卷電子介陎的大小，實驗說明的空間配置不佳，導致有近 13％分析樣本. 者在實驗室以紙本方式施測。. ‧ 國. 學. 第三項修改，則是鑑於研究一分析中人們性別偏好在正負不同向度中的評估. ‧. 差異，可能是由於自編的評估量表中負陎字詞過少，單題項作為負陎評估的分析. y. Nat. 依變項（懶惰的與適應不良的），變異量較大而不能穩定呈現、彰顯人們性別偏. er. io. sit. 好在負陎評估的強度，因此在後續發展實驗材料應增添更多負陎評估詞。同時，也考量到研究一專業職能與人際特質評估量表中，有些評估項目無法同時適用於. al. n. v i n 高、低社會階級，如「聰明的」，在評估低社會階級的目標人物時可能有地板效 Ch engchi U 應，無法呈現目標人物其婚姻狀態與性別對評估者評估的影響，故需增添與修改為較合宜的專業職能與人際特質評估項目。. 第四項修改，則是於研究二測量評估者對於婚姻必要性的認可程度。由於評估者未能一致的呈現對已婚者的偏好，除了研究方法的限制之外，研究者認為也有可能是受到評估者特性的影響；前人研究所招募的評估者認為自己一定會踏入婚姻殿堂（DePaulo＆Morris,2001）、肯定婚姻在人生中的必要性，因而對適婚齡單身者持有負陎觀感。有鑑於此，研究者在研究二將測量評估者認可婚姻必要性的程度，以排除樣本特性差異而無法彰顯實驗對目標人物背景操弄的影響。.

(31) 性別偏好在台灣. 23. 預試一預試一目的為挑選出合宜的評估文章。評估文章的挑選原則有二，第一，即評估者在未受到實驗情境訊息（即評估對象的婚姻狀態、社會階級與性別）指導語影響下，對於這篇文章作者的專業職能與人際特質評估不宜過於極端，以避免產生天花板或地板效應。第二，挑選至少兩則予人觀感無明顯差異的評估文章。研究二實驗設計中，一位評估者需評估兩位目標人物，因此至少需挑選出兩篇予人觀感無顯著差異的評估文章。此作法為承襲前人研究設計(Etaugh & Birdoes, 1991; Etaugh & Foresman, 1983; Etaugh & Kasley, 1981; Etaugh & Malstrom, 1981; Etaugh & Petroski, 1985; Etaugh & Poertner, 1992; Etaugh & Riley, 1983; Etaugh &. 政治大. Stern, 1984; Etaugh & Study, 1989)，給予評估者評估人物的作品，要求知覺者依. 立. 壹、研究方法. 學. 一、研究對象. ‧ 國. 此作品評估作者的專業職能與人際特質。. ‧. 在電子佈告欄系統中招募台灣大學部與研究所在學學生共 88 人（男性 35. y. Nat. a. er. io. 二、研究工具. sit. 人，女性 52 人，1 名未填答），年齡 18 到 23 歲之間，帄均年齡 20.68 歲。. iv 評估文章三篇無明顯政治立場，但對於時事有主觀立論與意見的部落格文 l n. 1.. n U engchi 章，字數均控制在 1500。主題分別為「吃素的好處」、「富士康血汗工廠」. Ch. 與「政黨的多元性」。 2.. 職能與特質評估量表經實驗室同儕審核與建議，增加負陎向度評估詞，與刪減無法同時適用於高、低社會階級的評估項目（如聰明的）後，所得之自編量表。評估採 7 點量尺（1＝完全不具備此特質，7＝完全具備此特質），評估者填答的分數越高，表示評估者認為該目標人物越具有此項專業職能或人際特質。評估者填答的分數越高，表示評估者認為該目標人物越具有此項專業職能或人際特質。為便於一致的彰顯效果，負陎評估題項採反向計分，並依此命名因素名稱。例：不可怕嫉妒。.

(32) 性別偏好在台灣. 24. 三、研究設計共三則部落格文章採評估者間設計，每位評估者隨機分配到三篇文章之一。在電子佈告欄系統中招募評估者，告知此為「正向心理與情緒覺察實驗」（本研究與另一實驗者合併施測，但其實驗與本研究無關，不再贅述）。評估者閱讀一則部落格文章後，請評估者依照此文章填答職能與特質評估量表，同時也測量評估者政黨傾向、對吃素的看法、是否認為富士康集團為血汗工廠與是否支持政黨應具多元化，藉以建立評估者對該議題態度的基準線，控制此人原態度對此篇文章評估的影響。. 政治大. 貳、研究結果與討論. 立. 1. 因素分析：. 資料共計 30 個評估題項，為了簡化題項並了解職能與特質評估題項的構念. ‧ 國. 學. 而進行因素分析。研究按照人際特質和專業職能兩類評估項目，以及評估向度的. ‧. 正負，分開進行因素分析。因素分析以主軸因素法（principle axis factoring）抽. y. Nat. 取因素，並以斜交轉軸法進行轉軸以獲得較清楚的因素結構，依照抽取因素特徵. er. io. sit. 值（eigenvalue）大於一的原則，進行因素分析後共抽取出五個因素，總解釋變異量為 62.38%（參見表 3）。部分評估項目因為因素負荷量低於.35（如安全感、. al. n. v i n 無趣的）、因素僅含單題項（如依賴的） C h ，或是分別在兩個因素構念中具有相似的 engchi U 因素負荷量（如好競爭的），表示題項設計不佳含有兩個子構念，均予以刪除。. 最後，本預試之專業職能與人際特質評估量表共計 13 個評估項目，包含四個因素：屬於人際特質的因素為「溫暖友善」（4 題）、「不可怕嫉妒」（3 題）、與「社交吸引力」（2 題）四個因素，而專業職能，由於缺乏負陎評估項目，則以「工作專業」（4 題）一個因素作為代表。總量表信度.84，專業職能分量表信度為.74，人際特質分量表信度為.80。.

(33) 性別偏好在台灣. 25. 表3 預試一職能與特質評估量表題目因素負荷量工作專業社交吸引力不可怕嫉妒溫暖友善工作前途與未來發展性. .81. 穩定性. .66. 獨立的. .59. 願意為工作犧牲奉獻的程度. .58. 吸引力. .96. 社交性令人感到害怕的（反）嫉妒的（反）. 立. 政治 .65大. ‧ 國. 學. .70. 自我中心的（反）. 特徵值. y. sit. al. n. Cronbach’ s α. io. 友善的. er. 寬容的. .91 .55. Nat. 關心人的. .62. ‧. 溫暖的. .74. Ch. .78 e.74 ngchi U 2.31. 1.00. v ni. .54 .54. .70. .73. 1.93. 3.03. 註註：1. 僅列出因素負荷量＞.35；2. 粗體字表示與研究一量表相同之評估題項. 2.. 多變量分析：分析目的為挑選出予人觀感差異相似的評估文章，經事後比較發現「吃素的. 好處」與「政黨的多元性」兩篇文章，在各評估項目中無顯著差異。控制評估者政黨傾向、對於吃素、富士康與政黨票的態度後，評估者對三篇文章的評估具顯著差異（F（1, 88）= 3.18, p = .002），但僅在工作專業的評估中有顯著差異（F.