臺灣地區中小學教師客觀階級位置、文化資本與主觀階級認同

(1)

臺灣地區中小學教師客觀階級位置、

文化資本與主觀階級認同:

與其他職業做比較

林俊賢、黃毅志

摘要

'I'小學教師屬於專業人員?半專業人員?或是非專業人員的內領勞工階級，並認同於勞工階級?學界向來有所爭論而不甚清楚，並且不日關量化的研究也很少見。本研究以「臺灣地區社會變遷調查」的全國性大樣本關牛做分析，探討 'I'小學教師的客觀階級位置、主觀階級認同與其他職業者的差異，以及造成階級認同差異的因果機制。研究結果顯示，教師屬於專業人員，客觀階級位置符合 E.

0

Wright 階級理論 'I'的「半門主性受僱者 J 而教師的五等階級認同、 'I'產階級認

同皆在所有職業 'I'最高，主要原因在於教師的文化資本，這包折教育年數、 1青緻文化品味、藝文活動參與都最高，地位分化玉皇論得到支持。教師認同勞工階級的比率(1 5.9%) 在所有職業僅高於農林漁牧人員，而低於藍領工人許多，向領普羅千七玉皇論得不到支持，主要原因在於教師的教育年數最高，工作門主性也很高。關鍵詞:中小學教師、客觀階級位置、主觀階級認同林俊賢，國立臺東大學教育學車博士生，臺東縣立馬蘭國小教師黃毅志，國立臺東大學教育章教授(本文通訊作者)

電子郵件為 [email protected] 位ct. edu.tw

; [email protected]

(2)

Bulletin of Educational Research

Septemb凹;

2008

,

Vol. 54 No.3 pp. 99-136

Objective Class Position

,

Cultural Capital

,

and

Subjective Class Identification for Elementary and

Junior High School Teachers in Taiwan:

Compared with Other Occupations

Jun-Xian Lin

,

Yih-Jyh Hwang

Abstract

Should

elementary

and jumor high

school

teachers

be

categorized

as

“professional 呵，“ semi-professionals ，"

or

“

non-professional"

white-collar working

class and then to identify with working

cl品 s?

Th

is is still controversial

,

and we have

not found quantitative evidences in the academic world. Using the data from

“

Social

Change

Sl盯ey

in Taiwan

,"

we explore the differences of

0判 ective

class position and

subjective class identification between teachers and other workers

,

as

well 品 the

causal

mechanism resulting in the differences of class identification

Th

e empirical results indicate that teachers should be categorized as professionals

,

and the objective class position fits the

“

semi-autonomous employee" ofWrigh

t'

s class

theory. Moreover

,

among all occupations

,

teachers have the highest scores on the

five-rank class identification and the highest

percen阻ge

of the middle-class

identification.

This fact also supports the status differentiation theory because

teachers' cultural capital

,

including the years of schooling

,

refined cultural taste

,

and

participation in art activities

,

is higher

than 也 at

of other workers. To the contrary

,

the

(3)

white-collar proletarianization theory has not get supported because there are only

15.9% teachers identifying

themselves 品 working class 立Ie percen阻ge

is only higher

than agricultural workers but much lower than blue-collar workers. Further

,

teachers

receive higher education and enjoy high work autonomy

Keywords:

elementary and junior high school teachers

,

objective class

position

,

subjective class identification

Jun-Xian Lin

,

Doctoral Student

,

Department ofEducation

,

National Taitung University; Teacher

,

Ma-lan Elementary School

,

Taitung

Yih-Jyh

Hwan臣，

Professor

,

Dep副 ment

ofEducation

,

National Taitung

Univ前sity

(Correspond-ingAu血。吋

E-m血 1:

[email protected]

t.

edu.tw;

hungeg@n 位u.edu.tw

(4)

壹、緒論

'I'小學教師屬於專業人員?半專業人員?或是非專業的內領勞工階級?學界向來有所爭論而不甚清楚。臺灣從 1994 年開始推動教育相關改革運動，例如九年一貫、師資多元化、 'I'小學教師納說、教師評鑑、教師組工會..等;近年批評教改的聲需突然問從社會各角落爆發卅來(王家過，

2004 : 1)

，教師團體甚至卅現各種抗拒的反應。2002 年 9 月 28 日教師節，在教師會的動員下，10 萬名教師走上街頭遊行(鄭彩鳳、林漠庭，2004)' 這是否意味辛苦教師已具有相當的階級意識?教師要組織工會，以爭取團結權、集體協椅權及爭議權(含罷教權)，這是否代表教師的工作特質己類似於勞工，而使其客觀階級位置屬於勞工，致使許多教師認同勞工階級?或者教師認為屬於專業人員，而認同'I'產階級? 以上說明突顯教師客觀階級位置與主觀階級認同研究的重要性，然而，國內有關這方向的量化資證研究很少，探討'I'小學教師與其他職業階級認同差測與造成差別的因果機制之研究更是少見。基於上述研究議題的重要性，本研究以「臺灣地區社會變遷調查」的全國性大樣本次被資料做分析，由於1林 'I'有不少的'I' 小學教師，足以比較'I'小學教師與外部其他職業者的階級認同差別與造成差別的因果機制，所用的統計方法主要是路徑分析，同時也探討教師屬於Wright

(1

979)

階級理論'I'相笛於受僱專業人員的「半門主性受僱者」或向領勞工。由於本研究所分析的次級資料樣本還不夠大，無法分析'I'小學教師內部不同細類職業，如'I' 學教師與小學教師在客觀階級位置與主觀階級認同上之差異，'I'學教師可能由於所毅的課程較深，而專業性較高，這是本研究所受到的限制。

貳、文獻探討

一、中小學教師的專業定位問題

在討論'I'小學教師的專業性時，大致上有'I'小學教師為專業人員、半專業人員、非專業人員等三種說法，仍有許多爭議。林清江(1981 )的研究指卅，有八

(5)

成的民眾認為教師是一種專業。姜添輝 (2000

: 4-8 ' 2001 :

46-48) 指卅 'I' 小學教師已具備堅實的知識體系，而教學的複雜性又使 'I'小學教師工作長專業性;在教育訓練上，我國的教師專業養成教育已達到四年，叉有許多在職進修機會，也符合專業特質。在門主性上，由於 'I'小學教師工作長專業性， 'I'小學教師往往比行政人員更熟悉教學實務，加上 'I'小學不是典型的科層體制(如大醫院，連高度專業的醫生，都要受到層層管制)而是鬆散的科層體制，這都使得 'I'小學教師其實質門主性。在專業團體上，我國教師長期受到特殊政?制育境的影響，並未發展 !中1強而有力的組織，未達到專業的地步，但若考慮專業組織爭取的是門身利益，對教學事務上的意義性不大，則教師可稱已達專業境界。加上九年一貫政策的實施後，以課也綱要取代以往的課程標準， 'I'小學教師的專業門主權在課程發展、教學活動、教學方法、教材內容詮釋與評鑑方向，皆有提高(姜添輝， 2002: 189) 。黃盈彰 (2002 )則以 1997 年的「臺灣地區社會變遷調查」全國性大樣本辭辛做量化分析，發現 'I'小學教師的工作所需專業學能高過一般專業人員。沈珊珊(1 996:

107'

1 的，

112 ;

1998) 認為 'I'小學教師接受專業訓練的時間不如傳統專業特質人員，如醫生、律師等，叉由於在科府體制從事受僱的工作難保有專業門主性，似乎只能以半專業人員視之。此外，亦有學者指!阱， 'I' 小學教師專業門主性不足，尚未達到專業人員所應具有的特質(林生傅，

2000 : 285

;郭丁榮，

2005 :

324) 。馬克思主義學者則認為資本主義社會的經濟生產將勞動者普羅化， JJIJ指在機械化生產過程 'I' ，人類逐漸喪失其主體性，從事簡單、規格性、例行性的生產動作，大們壓縮勞動者的{J、智活動範國與空間;不但勞動工人被普羅化， IG、智工作者亦有此現象(姜添且萃，

2000 :

8-10) 。教師在教學上往往成為政府的代理人，以傳遮生產體系所需知識，而非專業門主性很高的從業人員;在教學環境上有明確的行政運作、職幸好全配、監督機制，學校工作安置猶如工廠，教師的工作技術降低(姜添法草，

2001 :

41-42) 。若依馬克思主義的觀點，現在的教師可能降為基層內領勞工而屬於非專業人員。在j;J上對 'I'小學教師是否為專業人員的探討 'I' ，有學者採用許多標準，如組成有力的專業團體做為判準;不過，筆者認為最核心的判準應是專業性與門主性，

(6)

特iJU是專業性，因此，本文將以專業性與門主↑生來判定教師是否為專業人員。

二、中小學教師在 Wright階級分類的客觀階級位置

K. M品玄會預言，隨著資本主義的發展，小資本階級會遭淘汰。然而本世紀以來，除了小資本階級一直維持著相當生存之比率，不符合 Marx 的預言之外，叉有經理與專業人員興起，使得階級區分日趨複雜， Marx 以「生產工具擁有權」賣1分資本家與勞工兩大階級的單而向階層觀，已顯得過分狹隘(黃毅志，

2002 ;

Pou1antzas

,

1979; Wright

,

1979) 。新馬克思主義者 Wright

(1979)

QU;J'良據生產過

程所涉及的權力，提卅了更精緻的客觀階級分類，如圖卜資本階級

---;J\僱主」

經起

///J\資本階級

半自主性受僱者

---勞工階級圖 1

Wright ( 1979

)的客觀階級分類在圖 1 的分類'I' ，除了小資本階級維持Marx 原意之外，資本階級關行僱用員工數，分為9 人以下的小僱主及10 人以上的資本階級。在受僱人員'I' ，自E管理其他員工者，則為經理，如校長、公司經理等;半門主↑生受僱者，則指不能管理其他員工，不過工作上有專業技術而具有相當門主性者，如教授、醫師、工程師等;勞工階級則指沒有權力管理其他員工，而且也不具專業性及門主↑生者，包折藍領勞動工人，如學校工友、工廠工人等，以及內領職業'I'在辦公室從事例行事務生工作的基層內領，如卅納、打字員、辦事員等內領勞工。在Wright 的階級分類巾， c半門主↑生受僱者」、「經理」、「小僱主」三者統稱為'I'產階級。 'I'小學教師既沒有生產工具而為受僱人員，也不能管理其他人，若是工作特

(7)

質 'I'的「專業性」與「門主性」很高，而類似專業人員，則為專業人員，就屬於 Wright 階級理論 'I'的半門主性受僱者;若是「專業性」與「門主性」很低，而類似事務性工作人員，則為非專業的基層內領，就屬於勞工階級;若「專業性」與「門主性」居 'I' ，則為半專業人員，階級位置介於勞工階級與半門主性受僱者之間。

三、階級認同的意義

Marx 區分階級為「門在階級 J (class-in-itself)和「門為階級 J (cl品s-for

itsel

f)

，前者指生產過程內有類似客觀階級位置者，如勞工階級;後者指在此客觀階級位置成員對於生產關係覺祭到不公平的待遇，而發展卅主觀階級意識，從事政治運動，以爭取階級利益(王振寰，

1989 :

150) 。若依A.

Giddens (1973)

的說法，階級意識的發展，以階級認同，如認同於勞工，發展最早，層次也最低; 不過，由於它的層次最低，也是最根本的階級意識，一何人若沒有階級認同，則 f也就不可能具有進一步的抗爭性階級意識(Vannem阻， 1980) 。由於從客觀階級位置可發展卅主觀階級意識，因而內有客觀階級位置發生在先，而客觀階級位置會影響主觀階級認同，但客觀階級位置並非唯一影響因素，文化資本、親情網絡也是影響階級認同的重要因素(Bourdi凹，

1984; Davis

&

Robinson

,

1988; Hodge

&

Treiman

,

1968)

，這在後艾'I'會做進一步說明，單是客觀階級位置並不能決定階

級認同。

四、白領普羅化、地位分化理論與相關薑灣研究

馬克思主義學者提卅向領職業普羅4七理論(

white-collar proletarianization

the-ory)

，指卅在資本主義社會'I'受到科層體制的監控與科技發展的影響，工作內容

愈分愈細，勞動者必須不斷重複單詞的工作，而使內領職業工作人員(含專業人員) ，特別是基層向你人員的工作例行↑生提高，專業性、門主性下降，而愈來愈

像藍領工人職業(姜添輝，

2001 ; Braveman

,

1974)

，也使得基曆內績的階級認同

日益趨近藍領工人(Marsh

&

Hsu

,

1994

)。如果 'I'小學教師屬於專業門主性不高的

(8)

至於地位分化理論 (s阻tus

differentiation theory

)則延續 M.

Weber( 1978: 302-30

7)

的地位團體理論，認為自於基層內領的教育程度明顯高於藍領工人，生活風格也

與藍領工人不同，而有著較高的地位，即使他們的工作愈來愈像藍領工人，他們

的階級認同仍不會趨j}f/j令勞工階級，而比藍領工人更傾向於認同'I'產階級 (middle

class) (Marsh

&

Hsu

,

1994)

0 jJll{吏 'I'小學教師屬於基層的頁，可能由於他們的教

育程度較高，生活風格也與藍領工人不同，仍比藍領工人較認同 'I'產階級。

有關內領職業的階級認同，也有學者提!中!「錯誤意識」的問題。雖然基層內

領職業有普羅化的現象 (Bravernan，

1974)

，然而，基層內領工作者往往關注內領

工作的表同象徽意義，否認門己為勞工階級，而門認為內領的'I'產階級，造成想

像與實際存有相當大的]/[1離，形成「錯誤意識J 使得勞工階級集體意識難以形

成 (Marsh

&

Hsu

,

1994; Mills

,

1959) 。不過，

D. Lockwood (

1958) 運用 Weber 地

位團體的地位概念 (Weber，

1978: 302-30

7)

，強調「階級意識」也受到職業地位 (聲望)與晉升機會的真實影響，因此基層內領否認門己為勞工階級並非虛假意識，其主觀階級認同仍有其真實的重要性。Wright

(1989:

191-212) 也認識到 Weber 地位團體'I'很重要的生活風格對階級認同的影響與區隔階級!Yj作用。至於檢證內領普羅化與地位分化理論的臺灣研究，Marsh 與 Hsu (1994) 以 1963 年與 1991 年臺北市的調查資料做分析發現顯示，在兩何年代，由於基層內領的教育程度高於工人許多，使得基層內領傾向於認同'I'產階級，而且在兩個年代惰，比率還提高許多，工人則傾向於認同勞工階級，地位分化理論得到了支持，內領普羅化理論則荐。然而，Marsh 與 Hsu 的研究樣本僅1閱令臺北市，推論有其限制，並且他們的研究只以教育做為地位之指標，並未納入亦可代表地位的生活風格變項，如草青緻文化品l味、藝文活動參與做進一步分析。黃毅志(2000)則以 1992 年進行的「臺灣地區社會變遷調查」全國性大樣本資料做分析發現，基層內領的教育程度較高，使得他們的階級認同有別於工人，進一步支持地位分化理論的假設，他的研院並納入了精緻文化品味，不過，卻發現精緻文化品l床對'I'產階級認同的影響並不顯著。

(9)

五、影響階級認同的因素

(一)者周客觀階層位置對於階級詔用影響之進一步研究

有日 u於 Marx 的階級，本 AW吐經地位包折教育、職業地位與收入，這都是客

觀階層位置的指標，許多研究都發現，教育、職業、收入愈高，有助於提高階級

認闕，這些研究的階級認同往往用「上層、 'I' 上層下層階級」做測量(章英華、

薛承泰、黃毅志， 1996; 黃毅志，

2000 ' 2002 ; Baxter

,

1994; Davis

&

Robins凹，

1988;

Hodge

&

Treim阻， 1968;

Kelly

&

Evans

,

1995); 即使控制了精緻文化品味、好友職

業地位，現職地位仍對階級認同有很大且正向直接的影響，職業本身也代表重要的階層區分(黃毅志， 2000 :狗， 35) 。在臺灣社會 'I' ，相對於教育、職業地位與

收入， Mar叉的階級對階級認同的影響就小多了(黃毅志，

2000 '

2002) 。

(二)文化資本對於階級詔用的影響

延續 Weber (1 978) 地位團體理論 'I'的生活店吋告之概念.

P.

Bourdi 凹的文化

資本概念，拍的是「人們對於上階層文化所能掌控的程度」。此上階層文化可以是非物質而，如上階曆民眾通常所具有的談吐、舉止、藝術品味與藝文活動參與，這都可說是精緻文化;也牽涉到物質而，如上階層民眾通常擁有州家俱、服飾所顯現的品味;人們的生活風格愈接近上階層，文化資本也就愈高，所能得到的榮譽也就愈高 (Bo盯dieu， 1984) 。而 Bourdieu 認為在當代學校捏，上階層文化居主導地位，何在學校的時間愈長，教育程度愈高，受到上階曆文化之薰陶愈深，文化資本也就愈高，教育程度所代表的是文化資本 (Bourdieu ， 1984) 。依 Bourdieu 理論，一個人的藝文休間，如草青緻文化品味、藝文活動參與，以及教育程度所展現的文化資本主立高，所得到的榮譽主立高，階級認同也就愈高。不過，若依人力資本論 (Becker ，

1975)

，教育程度代表從學校所學得與工作有關的專業學能，JJIJ人力資本;工作所需代表所需從工作經歷得到的人力資本。很可能隨著受教育年數的附加，從學校所學得的文化資本與人力資本都會們力日，教育年數可視為文化資本變項，也可視為人力資本變項。黃毅志 (2000)以 1992 年進行的「臺灣地區社會變遷調查」幫手做分析卻發現，軍青緻文化品味對階級認同沒有顯著的影響，而教育有重要正向影響。不過，

(10)

他認為可能因為當時大眾消費社會尚未充分發展，對於精緻文化的需求不足 'f青緻文化品味的影響也就不顯著。然而，最近臺灣可能已逐漸邁入大眾消費社會，精緻文化品味可能對於階級認同有正向影響。 (三)者周工作符實對於階級詔用影響之研究工作特質指與工作有關的客觀屬性，如工作的勞累性、門主性、 1JU行性、專業性、人際關係與工作報酬(黃盈彰，

2002 :

153) 。黃毅志( 1998) 以 1997 年「臺灣地區社會變遷調查」資料微分析，發現臺灣地區民眾所從事工作的專業性、門主性愈高，階級認同愈高。 (四)親客網絡對於階級詔用的影響

親情網絡拍的主要是本人的配偶與好友 (Wright

&

Cho

,

1992)

0 Davis 與

Robinson

(1988) 指卅古典社會學理論家往往預設家庭的階層位置主要依附於丈夫在勞動市場上的位置，己婿的婦女由於大多並末就業，她們的階層位置依附於丈夫!Yj位置，其階級認同受到丈夫的階層位置之影響。然而，近年來女性大量投入勞動市場，加上女性的教育、職業、收入逐年提高，妻子的教育、職業、收入不但影響到她們的階級認同，可能也會影響到丈夫的階級認同。黃毅志(2002

)

則發現臺灣地區民眾，不論是妻子或丈夫，他們的階級認同高f問:會受到配偶的階層位置之正向影響。 Hodge 與 Treirnan (1 968) 的研究則發現，本人的階級認同也會受到好友職業地位的正向影響;國內黃毅志 (2000 )也得到相同的發現。

六、職業對藝丈休閒、工作特質與親密網絡的影響

在藝文休閒方而，依 Bo盯dieu (1 984) 的論點，在不同職業(或階級)袒，會塑造!們不同的生存心態 (habitus) ，並發展!中!不同的次文化，影響到藝艾休間所代表的文化資本，而職業地位愈高，文化資本愈高。國內的研究發現職業地位愈高，文化資本愈高，證賞了以上論點(黃毅志， 2000) 。有許多人擔任現職已有很長的時間，如 'I' 小學教師，當有足夠的時陌培養文化資本。在工作特質方向，黃盈彰 (2002) 以 1997 年的「臺灣地區社會變遷調查」資料分析，發現大致有職業地位愈高、專業性愈高、例行性愈低的現象，不過，職業地位對門主性的影響並不顯著。

(11)

在親手軒網絡方向，由於不凹以職業者往往有較多接觸機會，心理價值觀也較接近，而較可能建立親情網絡，如成為好友或 jffiP賢(黃毅志、章英華，

2005 ; Lin

,

2001;

Mark

,

2003 )

，因而本人職業地位愈高，好友或配偶的職業地位往往也愈高。國內的研究亦證貴了以上論點(林俊瑩，

2001

;黃毅志，

2000

;黃毅志、章英華， 2005) 。綜合上述文獻分析， 'I'小學教師的客觀位置是否屬於Wright 階級理論'I'相當於專業人員的「半門主性受僱者」而為'I'產階級，其爭論的核IG在於工作特質'I' fU重要的專業性與門主↑生之高低。依馬克思主義，'I'小學教師屬於基層內嶺，叉依據內領普羅化理論，由於'I'小學教師屬於基層內績，可能現在'I'小學教師工作的專業性、門主性很低，1JU行性很高，類似藍領工人，而較傾向於認同勞工階級; 文依地位分化與文化資本3里論， 'I'小學教師可能由於教育程度與藝艾休閒所代表的文化資本高於藍領工人，仍比藍領工人更認同於'I'產階級。而本人職業地位與親情網絡的職業地位也對階級認同高低具有正而的影響。

參、研究方法

一、研究架構與假設

(一)研究君主構

本研究依據文獻探討，建立研究架構(因果模型)如圖2 所示 1在圖 2 'I'主

要門變項是本人職業，其他門變項做為控制變項，也就不對這些門變項所涉及的 1

關於因果模型必須說明的是收入為職業所涉的工作特質之果而非因，在本研究

中，也就不分析收入對工作特質的影響。至於教育年數、性J3'J 等控制變項與工作特質的關聯，由於本研究的職業測量只分為十大類職業，即使兩個受苛者的職業一樣，不同教育年教、性別者，所從事職位(工作)很可能仍有許多不同，工作特質也就有所不同，這些控制變項很可能會影響到工作特質。此外，雖然隨著十大類職業不同而工作特質有所不同，一個人進入某大類職業後，可能還會換工作，工作特質也會改變;因而進了大類職業發生在光，工作特質隨後可能有所改變，職業與工作特質的關聯可視為因果關係。

(12)

假設做說明。 'I'介變項包折藝文休悶、工作特質與就無網絡職業，依變項階級認

同包折「上層、 'I'上層、 'I'層、 'I'下層或下層階級 J 這項有高低順序的五等階

級認同，以及是否認同 C 'I'產階級」與「勞工階級」。研究架構圖上雖沒有顯示卅客觀階級位置，但本人職業與客觀階級位置關聯常切，仍能藉由 'I' 小學教師與其他職業的專業性、門主性之比較來探討 'I'小學教師之「客觀階級位置 J (見文獻探討) ﹒精緻文化品味 .藝艾活動參與 ﹒專業J陸 ﹒自主J陸 ﹒好友職業地位親密網絡職業| ﹒配偶職業地位工作特質本人職業藝艾休閉

階級認同

控制變項 i陸則父親職業父親教育母親教育中小學教育年數圖 2 研究架構圖 (二)研究假設根據研究架構與文獻探討，提卅研究假設如下，

1 本人職業對 'I'介變項的影響

假設 1-1 :職業地位愈高，精緻文化品味愈高。假設 1-2 :職業地位愈高，藝文活動參與愈高 (Bo凹 dieu， 1984) 。假設的。職業地位愈高，好友職業地位愈高(黃毅志， 2000 ;黃毅志、章英華，

2005 ;

L凹，

2001; Mark

,

2003

)。假設 1-4

:

職業地位愈高，配偶職業地位愈高(林俊瑩，

2001

;黃毅志、章英華，

2005 :

134-135

)。假設 1-5 :職業地位愈高，專業性愈高。假設 1-6 :職業地位愈高，例行性愈低(黃盈彰， 2002) 。

(13)

2.1

1

'介變項對階級認同的影響

假設 2-1 :精緻文化品味愈高，階級認同愈高。假設 2-2 :藝文活動參與愈高，

階級認同愈高 (Bo盯dieu， 1984) 。假設 2-3 :精緻文化品味愈高， 'I' 產階級認同愈高。假設 2-4 :藝文活動參與愈高。 'I' 產階級認同愈'::OJ

(Marsh

&

Hsu

,

1994) 。假設 2-5 :好友職業地位愈高，階級認同愈高 (Hodge

&

Treiman

,

1968) 。假設

2-6

:配偶職業地位愈高，階級認同愈高(黃毅志，

2000 ; Baxter

,

1994; Davis

&

Robinson

,

1988) 。假設 2汀，專業性愈高，階級認同愈高。假設 2-8 :門主↑生愈高，階級認同愈高(黃毅志， 1998) 。假設 2-9 :專業性愈低，勞工階級認同愈高。假設 2-10 :門主↑生愈低，勞工階級認同愈高。假設 2-11 :例行性愈高，勞工階級認

同愈高 (Marsh

&

Hsu

,

1994)

3 本人職業對階級認同的直接影響

假設 3-1 :職業地位愈高，階級認同愈高(黃毅志，

2000)

4 有關內領普羅化、地位分化理論與Wright 的階級理論之假設

主觀階級認同方而，依馬克思主義與內領普羅4七理論(姜添輝，2001

: 41-42 ;

Marsh

&

Hsu

,

1994)

，可提卅假設4-1

:

'I'小學教師較傾向於認同勞工階級。叉依據地位分化理論 (Marsh

&

Hsu

,

1994)

，可提卅假設4-2: 'I'小學教師比藍領工人更認同於'I'產階級。本研究並依據Wright (1 979) 的階級理論，來探討'I'小學教師的客觀階級位置，由於'I' 小學教師的專業性高於一般專業人員(黃盈彰，

2002)

，而屬於受僱專業人員，可提們假設4-3

:

'I'小學教師的客觀階級位置屬於半門主性受僱者。

二、資料來源

本研究根據 2002 年進行調查的「臺灣地區社會變遷基本調查四期三次計劃

社會階層組的全國性大樣本資料做分析。 2這項調查出應臺灣社會變遷、國際階

2

本研究關注的階級認同典文化資本、工作特質、好友職業、自己偶職業之間卷題目

在社會階層組調查的資料中才有，就本研究所需要的變項而言，目前所能取得的最新資料為「四期三次」的社會階層組資料。

(14)

層化研究的趨勢而設計，以便對國內、外進行比較，採用分層叢集隨機抽樣，針對 18 歲以上的民眾做訪問，共得有效樣本 1 ， 992 人(章英華、傳仰止，

2003)

,

其 'I'包含'I'小學、學前特教教師 48 人;由於整體樣本~隨機樣本，而 'I'小學教師為整體的一部分，亦為隨機樣本。或許有些讀者會覺得 'I'小學教師的樣本數太少，但是在本研究所有的分析'I'

,

'I'小學教師與其他職業的差異大都很大而達顯茗，因而教師與其他職業者的樣本數在本研究而言是足夠的。

三、變項測量

(一)本人客觀社會階層 1 本人職業﹒採用黃教志 (2002 )的職業分類，將受訪者現職分為: 'I'小學、學前特教教師、主管人員、專業人員、半專業人員、事務工作人員、服務卡等貨人員、農林j魚牧人員、技術工、半技術工、非技術工與沒職業的失業者。在迦防與邏唱組師分析時做虛擬變項，以 'I'小學、學前特教教師為對照組，簡稱'I'小學教師，而上述各職業社經地位以主管人員、專業人員與'I'小學教師為 5 ，半專業人員為 4 ，事務工作人員為 3 '服務售貨人員、技術工、半技術工為 2 ，農林漁牧人

員、非技術工為 1 數字愈大，代表社經地位愈高。其 'I'主管人員、 'I'小學教師、

專業人員、半專業人員與事務工作人員為內領職業，事務工作人員為基層內績， 'I'小學教師是否為基層內領，尚有待本哥?究釐清，而技術工、半技術工與非技術工為藍領工人。 2 本人教育﹒參考各級教育修業年數，將教育程度轉換為教育年數來做測量 (章英華等， 1996:

9-10)

，如小學 6 年、高'I' 12 年，以符合迦師與邏帽迦師分析尺度要求。然而，本研究進一步把教育年數分成大專(合研究所)教育年數與

'I'小學教育年數，例如大學畢業者，接受的

'I'小學教育年數為12 年，大專教育年

數為 4 年，高'I'畢業者， 'I'小學教育年數為12 年，大專教育年數為0 年，若大專

教育年數的影響他)大於'I'小學教育年數的影響，則教育就具有非直線影響(黃裂志， 2000) 。 3 工作收入.以受訪者所答的每月平均工作收入做測量，屬於順序尺度變項。

(15)

(二)出身背吾吾變項 1 ↑生2月，在迦防與邏唱組師分析時做虛擬變項，以男性 ~O '女性為卜 2 父母親教育，將教育程度轉換成教育年數。 3 父親職業，採用黃毅志 (2003 )的職業社經地位量表做測量。 4 卅生年次，以受訪者民國們生年次做測量。 (三)工作符實 1 專業性，以「您認為如果要在 f&~ F1 前的職位上做好工作，至少需要怎樣的教育程度? J 做測量基礎，將受訪者填答的教育程度轉換為教育年數。此外，並以「您認為需要多久的工作經歷或歷練，才能勝任您鬥前的職位? J 做測量。並對這兩題項以主成分分析法，取特徵位大於 1 的因素，得到一個因素，解釋變異量為 73% '命名為專業性;由於篇們限制，也就省峙。 2 門主↑生與例行性，以是否在您的工作 'I" (I)要不斷學習新!Yji支術或知識」、

,

(2) 經常在重複同樣的工作內容」、， (3) 門己無法決定進行工作的方式」與， (4) 門己不能決定門己的工作進度」做測量基礎。前兩題以很符合為 5 ，符合為 4 ，無意見~3 '不符合~2 '很不符合為 1 後兩題採反向言十分，分數愈高可能代表門主性愈高。並對這四題以主成分分析法， l'而取特徵{區大於 1 的因素，共得到兩個因素，解釋變異量為 90% '再以 oblimin 斜交法進行轉軸，因素分別命名為，門主性，這反映在 (3 )、 (4) 題上;與例行性，這反映在(I)、 (2) 題上;由於(I)題的因素負荷為負值，代表「在工作 'I' 要不斷學習新的技術或知識」者，例行性賦毯。 (四)藝文体朋 u青緻文化品味，以「請問您是否喜歡下列的需樂戲劇活動? J 做測量基礎，對 9 項活動以感到很不喜歡為 1 '不喜歡~2 '喜歡為 3 '很喜歡為 4 ，做出素分析，抽取與轉軸方法|可上。共得到三個因素，解釋變異量為 63% '分iJU命名~: 本土文化品味、流行文化品味與精緻文化品味，精緻文化品味反映在對國樂、平劇、古典干干樂的喜歡。在隨後分析 'I'只採有理論基礎的精緻文化品味 (Bo盯dieu，

1984

)之因素分數做分析。 2 藝文活動參與。以「請問fi:常不常從事下列的活動? J 做測量基礎，對 6

(16)

項活動以從不為 1 '很少為 2 ，有時為 3 '經常為 4 ，做出素分析，方法|可上。共得到兩個因素，解釋變異量為 73% '分iJU命名為，體育活動參與、藝文活動參與，藝文活動參與反映在參觀美術或藝術展覽會，閱讀各種小說和書籍，參加各種大門然活動上。在隨後分析 'I'只採有理論基礎的藝文活動參與 (Bourdieu， 1984) 之因素分數做分析。 (五)親客網絡職業地位 1 好友職業，以「您最要好的朋友，他(她) fj 前做什麼工作? J 做測量基礎，測量方式|可父輩~職業。 2 配偶職業，測量方式|可父親職業。 (六)階級詔用有兩項題 H 用來測量主觀階級認同，分測是， 1 五等階級認同，根據受訪者對於「假如把社會上所有的人分成上層、 'I'上層、 'I'府、 'I'下府和下層階級，您認為您屬於哪(同階級? J 的何答，以何答下層

階級為 1 ' 'I'下層階級為 2 ， 'I'層階級為 3 ' 'I'上層階級為 4 ，上層階級為 5 。

2 五類階級認同，以受訪者對於「假如把社會上所有的人分成資本家、小資本家、 'I'產、勞工和農民階級，您認為您屬於哪個階級? J 的何答做測量。

四、分析方法

本研究根據因果模型，進行迦師與邏唱組師分析，並檢證相關理論假設，此 PIJ路徑分析 (path analysis) 。使用的分析方法還包折了因素分析、雙變數百分比交叉分析、均數比較分析。許先以因素分析從眾多藝文休間與工作特質變項，得

到少數抽象概念的因素分數，以簡化進一步分析;再以百分比交叉分析與均數比較分析來探討教師與其他職業在階級認同、文化資本、工作特質與親情網絡職業地位之差iJU ; 接著做路徑分析，探討造成教師與其他職業者階級認同差加之因果機制;其 'I' ，當依變項為各個 'I'介變項與五等階級認同時，做 OLS 迦師分析;而當依變項~類別變項，如階級認|可是否為 'I'產階級、勞工階級時，則以二分邏帽

(17)

迦歸做分析。 3邏喝迦師分析的戶為標準化係數，如迦師分析的戶，可代表各門變

項的影響大小(王濟川 1 、郭志闕，

2004 :

139-146) 。在此必J頁強調的是，根據林

i 青山(1 991

:

245-249) 和 Lin

(1

976:

321-326) 傳統的路徑分析用迦歸來進行，

而現流行用結構方程模型 (structural

equation

modeli月， SEM) 做分析。本研院不用 SEM ，是因為因果模型'I'包含很多名義變項 (nominal

variable)

，特別是有兩何二分階級認同依變項，必須做邏捐迦師分析，這用SEM 很難處理。

肆、研究結果

一、本人職業與階級認同的關聯性分析

從表 1 可以看卅 I'小學教師認同'I'曆階級以上的比率合計高達97.9% '是所有職業'I'最高者，而平均階級認同 (3.44 )亦是所有職業'I'最高，高於專業人員 (3.18) 、半專業人員 (2.83 )、事務工作人員 (2.71) ，並高卅技術工 (2.20 )、半技術工 (2.27)與非技術工(2.04 )許多;這三項工人職業的平均階級認同flH底，這是由於它們認同'I'下層或下層階級的百分比都超過60% 。有職業地位愈高，階級認同愈高的現象，代表職業與階級認同百分比關聯性的Cram目 's V 達 269 '代表職業與階級認同平均數關聯生的Eta 值高達 458 。

pI

L L

p2

本研究不用多項式邏輯迴歸的理由，可從方程式In一了二α+ 缸， In 一了二

po

pi 為認同中產階級的機卒 'p2 為認同勞工階級的機卒 'p3 為認同其他階級的機率做說明:由於中小學教師只有認同中產、勞工，認同其他階級的機率為O( 見表 2)'

這會造成In pI 與In p2 為無限大而無法分析，故本研究只針對所關心的是否認同

p3'

p3

中產、是否勞工階級?獨立成兩個虛擬變項，做兩個二分邏輯迴歸分析。

(18)

表可本人職業與五等階級認同的關聯性分析五等階級認同職業 _下層 _中下層中層中上層上層平鈞階級階級階級階級階級階級認同全體分析樣本 (N~1285)

15.3%

30.0%

46.0%

8 .1%

6%

2 .4

9

中小學教師 (N ~48) 。%

2.1%

56.3%

37.5%

4.2%

3 .4

4

主管人員 (N~28)

3.6%

17.9%

46 .4%

32 .1%

。%

3.07

專業人員 (N~51

)

。%

9.8%

64.7%

23.5%

2.0%

3 .1

8

半專業人員 (N ~253)

4.3%

2

1.

7%

6 1.3%

1

1.

9%

8%

2.83

事務工作人員 (N~165)

6.1%

27.3%

56 .4%

10.3%

。%

2.71

服務售貨人員 (N~170)

13.5%

34.1%

48.2%

3.5%

6%

2 .4

4

農林漁牧人員 (N~115)

40.9%

25.2%

33.0%

9%

。% 1.

94

拔掉i工 (N~122)

19.7%

46.7%

28.7%

4 .1%

8%

2.20

半技術工 (N~

169)

15 .4%

45.6%

36 .1%

3.0%

。%

2.27

非枝、術工 (N~99)

3 1.3%

36 .4%

30.3%

1.

0%

1.

0%

2.04

失業者 (N~65

)

36.9%

26.2%

36.9%

。% 。%

2.00 Cramer's V - .269*

Eta -

.4

58*

說明 *表p<.05 本人職業與五類階級認同的關聯，自表 2 可以看卅 I'小學教師僅認同 'I' 產階級與勞工階級，認同 'I'產階級 (84.1%) 的比率為所有職業 'I'最高，高卅專業人員

(

64.6%) 、半專業人員 (39.9%) 、事務工作人員( 40.5%) 、技術工 (5.6%) 、半技術工( 10.2%) 與非技術工 (7.2%) 許多;認同勞工階級(1 5.9%) 的比率僅高於農林漁牧人員 (8.1%) ，而低於專業人員 (33.3%) 、半專業人員 (50.0%) 、事務工作人員 (52.1%) 、技術工 (83.1%) 、半技術工 (80.8% )與非技術工(

67.0%)

許多 Cramer's

V

高達 423 。農林漁牧人員認同勞工階級比率最低，還低於 'I'小學教師，這很可能與常識不符合，原因在於五類階級認同有農民階級的選頃，大多數 (84.7%) 農民的階級認同也就選農民階級，而不選勞工階級。

(19)

表2 本人職業與五類階級認同百分比交叉分析職業五類階級認同資本家小資本家中產 _勞士 _農民全體分析樣本 (N~1278)

2%

4.8%

25.7%

55.7%

13.6%

中小學教師 (N~44)

0%

84.1%

15.9%

。% 主管人員 (N~28)

3.6%

14.3%

57.1%

2

1.

4%

3.6%

專業人員 (N~48)

0%

2

.1%

64.6%

33.3%

。% 半專業人員 (N~248)

0%

8

.1%

39.9%

50.0%

2.0%

事務工作人員 (N~163)

6%

4.3%

40.5%

52.1%

2.5%

服務售貨人員 (N~

169)

0%

9.5%

17.2%

68.0%

5.3%

農林漁牧人員 (N~124)

0%

7.3%

8

.1%

84.7%

拔掉i工 (N~124)

8%

3.2%

5.6%

83.1%

7.3%

半按你i工 (N~167)

0%

3.6%

10.2%

80.8%

5

.4% 非投術工 (N~97)

0%

1.

0%

7.2%

67.0%

24.7%

失業者 (N~66)

0%

3.0%

15.2%

69.7%

12

.1%

Cramer's V -

.4

23*

說明 *表 p<.05

二、本人職業與其他自變工頁、藝丈休閒、工作特質、親密網

絡職業的關聯性分析

本研究在初步的迦防與邏帽 jj型師分析 'I' ，發現父親職業、父母親教育對於 'I' 介變項與階級認同的影響都不顯著或影響力很小，為了簡化分析而剔除父親職業、父母親教育。從表 3 可以看卅，本人職業與其他門變項、藝文休悶、工作特質、親情網絡職業地位變項關聯↑生都達顯著 (p<.05) 0 'I' 小學教師女性比率

(66.7%)

，僅略低於事務人員 (7 1.6%) ，略高於服務卡等貨人員 (58.3%) ，而比其他職業高卅許多。在平均卅生年次方而，'I'小學教師在各職業'I'居 'I' 。在平均收入方向， 'I'小學教師 (5.71) 低於主管人員 (7.96) 、專業人員 (6.83) ，略低於半專業人員 (5.87) ，而高於其他職業許多，'I'小學教師的收入在各職業居'I'上。

(20)

表3 本人職業與其他自變項、藝文休閒、工作特質、親密網絡職業關聯性分

析

職業中小主管專業半專事務服務農林 _{主主街半技非技失業} Cramer's 學教人員人員業人工作售貨漁牧工術工街工者 V Eta 師員 _{人員人員人員} 女性 66.7 10.0 46.2 32.8 71.6 58.3 33.3 8.5 37.4 45.5 33.8 364*

(%)

平均出 ₅₀_.4_{4 39.33 5}_1.1_{5 50.96 53}_.4_{6 48.30 29.53 47.84 5}_1._{29 40.84 50.61} _454* 生年次平均 _5.71 _7.96 _6.83 _5.87 _4.57 _3.87 _2.20 ₄_.4₆ _4.01 _3.01 _505* 收入

平均'I'

小學教 12.00 11.30 12.00 11.67 11.70 9.56 4.77 9.26 9.55 7.05 9.39 632* fJ年教平均大專教育 _3.98 _2.80 _3.88 _2.01 _1.₄₆ ₃₉ 。1 16 22 13 73 649* 年里t 平均精緻艾化 86 70 66 19 27 _。1 26 33 31 30 35 332* 品陳平均藝艾活動 _1.₂₃ ₈₉ _1.₀₄ ₆₇ ₅₄ ₀₁ ₉₇ ₄₀ ₂₀ ₆₆ ₃₄ _621* 參與平均 ₉₇ _1.3₃ _1.₀₀ ₇₁ ₂₉ ₄₀ ₉₄ _{。 1} ₄₀ _1.1₃ _668* 專業J陸平均 ₄₇ ₆₆ ₂₅ ₂₄ _。2 _。1 ₂₆ _。4 ₆₀ ₄₂ _312* 心主J陸平均 _。4 ₈₅ ₄₈ ₄₄ _。2 ₂₃ 。9 25 20 39 297* 例行J陸平均好友職業 81.09 80.18 80.68 77.17 76.40 72.46 68.21 73.58 71.86 71.02 73.17 634* 地位平均配餌職業 80.35 77.60 80.61 76.54 77.26 71.02 66.53 71.79 71.63 69.10 72.79 715* 地位說明 *表p<.05; r 代表失業者沒有工作特質，精緻文化、藝文活動、專業性、自主性、例行性為因素分數，因素分數為標準分數，平均數為0 ，標準差為1

•

(21)

在平均 'I'小學教育年數方而， 'I'小學教師與專業人員(皆為 12.00 )最高，而略高於事務工作人員 (1 1.7 0) 、半專業人員( 1 1. 6 7)、主管人員(I

1.3 0)

，而高卅其他職業許多。在平均大專教育年數方向，'I'小學教師 (3.98) 最高，略高於專業人員 (3.88) ，而高卅其他職業者很多。在平均精緻文化品味方而，'I'小學教師 (.86 )最高，略高於主管人員 (.70 )、專業人員 (.66) ，而高卅其他職業許多。在平均藝文活動參與方向，'I'小學教師(

1.

23

)最高，略高於專業人員

( 1.

04)

，而高卅其他職業許多。在平均工作專業性方而，'I'小學教師 (.97)低於主管人員(

1.3 3)

，略低於專業人員(1.00) ，高卅半專業人員 (.71 )不少，而高卅其他職業許多。在平均門主性方而， 'I'小學教師(.47 )略低於主管人員 (.66) ，居於各職業第二位，高於專業人員 (.25 )、半專業人員 (.24 )不少，而高於其他職業很多。在平均例行性方向， 'I'小學教師 (-.04 )高於主管人員(-.85) 、專業人員(-.48) 、半專業人員( -.44) 很多，且低於服務卡等貨人員(.23 )、半技術工 (.20 )、非技術工 (.39

)

很多，而居於各職業 'I' 惰。在平均好友職業地位方向， 'I' 小學教師 (8 1.09 )最高，略高於專業人員

(80.68

)、主管人員 (80.18) ，而高卅其他職業者很多。在平均配偶職業地位方向， 'I'小學教師 (80.35 )僅略低於專業人員 (80.61) ，而高卅其他職業者許多。

三、本人職業對藝丈休閒、工作特質、親密網絡職業影響的

迴歸分析

許先分析本人職業對於藝文休間的影響。從表4 精緻文化品味式(I) ，可以看到'I'小學教師的精緻文化品味在所有職業'I'最高，除了與主管、專業人員的差異未辭時 (p<.05) 外，顯著高!中!其他各職業很多。式(2) 控制其他門變項後，女性的精緻文化品味顯著高於男性(b-.25) "I'小學教育年數愈高(戶

12

)、大專教育年數愈高(戶

26

)、們生年次愈低(戶

-.1

7)

，顯著提高精緻文化品味。而職業地位較高的的買職業精緻文化品味，高於地位輕的底的農林漁牧與三項勞工職業，大致有職業地位愈高、軍青緻文化品l床愈高的影響。而原本式(

1)

'I'達到顯著差異的半專業、事務工作、服務售貨人員，在式(2) 'I'變得不顯茗， 'I'小

(22)

學教師與農林漁牧人員、三項工人職業的差異仍達顯茗，不過 b 值都大軒縮減，

'I'小學教師的精緻文化品味高於這些職業，可歸因於 'I'小學教師女性較多， 'I'小

學與大專教育年數都最高(見表 3) ;而大專教育年數對精緻文化品味影響的 b 值 (.15 )大於'I'小學教育 (.03) ，可見教育年數具有非直線影響，大專院校對精緻文化的培養較有成效。

表4 本人職業對藝文休閒影響的迴歸分析

精緻文化品味(1)精緻文化品眛(

2 )

藝文活動參與(1)藝文活動參與(

2 )

b (ρ~) b (ρ~) b (戶~) b (ρ~) 主管人員

17 (-.02)

。4

(-.01)

34 (-.05)

12(-.02)

專業人員

20 (-.04)

19 (-.04)

12(-.02)

半專業人員

67* (-.26)

27(-.10)

56* (-.22)

24* (-.10)

事務工作人員

60*

(-.1

9)

18 (-.06)

69* (-.23)

37* (-.12)

服務售貨人員

88*

(-.3

0)

25 (-.09)

1.2

3* (-.43)

57* (-.20)

農林漁牧人員 1.1

3* (-.34)

43* (-.13)

2.20* (-.6

7)

1.

03*

(-.3

1)

技術工 1.1

9* (-.34)

40* (-.12)

1.

63* (-.4

7)

83* (-.24)

半技術工 1.1

7* (-.39)

45* (-.15)

1.

43* (-.48)

71* (-.24)

非投術工 1.1

6* (-.32)

45* (-.12)

1.

88* (-.51)

94* (-.26)

失業者 1.2

2* (-.28)

55* (-.13)

1.

57*

(-.3

6)

86* (-.20)

女性

25*

(.1

3)

17* (.09)

中小學教育年數

03*

(.1

2)

10* (.34)

六專教育年數

15* (.26)

11* (.19)

出生年次。 1*(-.17)

003 (-.04)

收入

000 (-.001)

。 1

(.02)

常數項

_86*

49 郁 1.2 3 本

₂₃

R2

11

16

39

48

N

1385

1370

1391

1376

說明 *表p<.05

(23)

從藝文活動參與式(I) ，可以看到 'I' 小學教師的藝文活動參與為所有職業 'I'

最高者，除了與主管、專業人員差異未達顯著外，顯著高卅其他各職業很多。式

(2) 控制其他背景變項後，女性的藝艾活動參與顯著高於男性 (b-.I 7) "I' 小

學教育年數愈高(戶

34 19)

，顯著提高藝文活動參

與，而職業地位愈高，藝文活動參與愈高;模型解釋力R2_高達_{48 。而原本式(I)}

'I'達到顯著差異的各職業，在式 (2) 'I'仍然顯茗，不過 b 值都大們縮減， 'I'小學

教師的藝艾活動參與高於這些職業，此可歸因於女性較多， 'I'小學與大專教育年數都最高(見表 3) 接茗，分析本人職業對於工作特質的影響。從表5 專業性式(I)可以看到'I' 小學教師的專業性與主管、專業人員的差]/[1未達顯茗，而顯著高卅半專業人員不少 (b--.26) ，而顯著高卅其他職業很多。式 (2) 控制其他門變項後，女性的專業性顯著低於男性 (b--.19) "I'小學教育年數愈高(戶 28) 、大專教育年數愈高(戶 1 7)、卅生年次愈低(戶

-.08)

，顯菩提高專業性，而大致有職業地位愈高、專業性愈高的影響。而原本式(

I)

'I'達到顯著差異的半專業人員，在式

(2)

'I'變得不顯茗，其他原本顯著差異的職業仍達顯茗，不過b{1直都大們縮減， 'I'小學教師的專業性高於這些職業，可歸因於'I'小學與大專教育年數都最高(見表 3) 。從表 5 門主↑生式(

I)

，可以看到'I'小學教師的門主性與主管、專業、半專業、農林漁牧人員的差j/[i未達顯茗，而顯著高卅其他職業很多。式(2) 控制其他門變

項後， 'I'小學教育年數愈高(戶

12)

，顯著提高門主性;而原本式(I) 'I'達到顯著差異的服務卡等貨人員，在式 (2) 'I'變得不顯著'事務工作人員、三項工人職業的差異仍達顯茗，不過 b 值有所縮減， 'I'小學教師的門主性高於這些職業，可歸因於 'I'小學教育年數最高(見表 3) 。從表 5 例行↑生式(I) ，可以看到'I'小學教師的例行性顯著高卅主管、專業、半專業人員很多，且顯著低於非技術工很多，不過，與其他職業的差]/[1未遠是醋。式 (2) 控制其他背景變項後，女性的例行性顯著高於男性 (b-.20) ，大專教育年數愈低(戶

-.07)

，顯菩提高例行性，而大致有職業地位愈高、例行性愈低的

(24)

學教師的例行性低於非技術工，可歸因於大專教育年數較高川 I小學教師與主管人員、專業人員、半專業人員的差異仍達顯茗，不過 b {I直略有縮減， 'I'小學教師的例行性高於這些職業，部分可歸因於女性人數較多(可參見表 3) 表5 本人職業對工作特質影響的迴歸分析專業性(1) 專業性 (2) 自主性(1) 自主性 (2) 例行性(1) 例行性 (2) b (戶) kυ (戶

)

kυ (戶

)

b (戶) kυ(戶

)

b (戶) 主管人員 37 (.05) 27( 叫) 19(.03) 23 (.03) 81'

(-.1

2) 77' (-.11) 專業人員 04 (.01) 也 (004) 22 (叫) 21 (叫) 抖， (-.08) 41' (-.08) 半專業人員 26' (-.11) 07 (-.03) 23 (開) 21 (-.08) 40'

(-.1

5) 42' (-.16) 事務工作人員的， (-.23) 35'

(-.1

2) 44' (-.15) 39'

(-.13)

的 (01) _。9(-.03) 服務售貨人員 1.36'

(-.4

9) 83'

(-.3

0) 46' (-.16) 32 (-.11) 28 (開) 13 (叫) 農林漁牧人員 1.91'

(-.5

5) 1.11'

(-.3

2) 21 (師) 14 (叫) 13 (叫) 。4(-.01) 技術工 97' (-.29) 50'

(-.1

5) 50' (-.15) 到 20 (-.06) .27 ( -.08) 半技術工 1.36'

(-.4

8) 84' (-.29) 1.0伊(.36) 93'

(-.3

1) 24 (.08) 13 (叫) 非投術工 2.10'

(-.5

6) 1.39'

(-.3

7) 89' (-.24) 的，

(-.1

7) 43'

(.1

2) .27 (.0

7)

女性 19' (-.09) 。7(-.03) 2 日， (.09) 中J學教育喃 09' (.28) 叫， (.12) 002 (-.01) 大專教育年數 10' (.1

7)

也 (03) 叫， (-.0

7)

出生年次。l' (-.08) 仙3 (叫) 002 (-.03) 常數項 _97' .26 47' 19 04 33 R' 45 52 10 11 _。9 10 N 1113 1113 1285 1284 1285 1284 說明 *表p< 的，失業者無工作特質，而不納入自變項，而收入為職業所涉的工作特質之果，而非因，也不能納入自變項。最後，分析本人職業對親情網絡職業的影響。從表 6 好友職業地位式(I) 可以看到 'I' 小學教師的好友職業地位在所有職業 'I'最高，除了與主管、專業人員的差異未達顯著外，顯著比其他各職業都高很多。式 (2) 控制其他門變項後，女

(25)

性的仔友職業地位顯著高於男性(b-.92) ，，[，小學教育年數愈'::;J (戶

24

)、年次愈低(戶

-.07)

，顯著提高好友職業地位，而大致有職業地位愈高、仔友職業地位愈高的影響。原本式(I)1[1達到顯著差異的各職業，在式 (2) 1[1依然顯茗，不過b {I直都大們縮減， 1[1小學教師的好友職業地位高於這些職業，可歸因於女性較多，1[1小學與大專教育年數都最高(見表3) 表6 本人職業對親密網絡職業影響的迴歸分析好友職業地位(1)好友職業地位(

2 )

配偶職業地位(1) 配偶職業地位(

2 )

b (ρ~) 可b (ρ~) b (ρ~) b (ρ~) 主管人員

91 (-.02)

2.75* (-.08)

1.

54 (-.04)

專業人員

41 (-.02)

79 (-.03)

26 (.01)

73 (.02)

半專業人員

3.92* (-.30)

2.70* (-.21)

3.81* (-.26)

1.

82* (-.12)

事務工作人員

4.69* (-.30)

2.55*

(-.1

7)

3.09*

(-.1

9)

1.1

7 (-.07)

服務售貨人員

8.63* (-.52)

5.04*

(-.3

1)

9

.3

3* (-.58)

5.53* (-.35)

農林漁牧人員

12.88* (-.65)

7.54*

(-.3

8)

13.82* (-.75)

7

.3

8*

(-.4

0)

技術工

7.51 * (-.37)

4.20* (-.21)

8.56*

(-.3

8)

4 .1

6* (-.19)

半技術工

9.23* (-.56)

5.74*

(-.3

5)

8.72* (-.52)

4.78* (-.29)

非投術工

10.07* (-.41)

5.66* (-.23)

1

1.2

5* (-.56)

6.03* (-.30)

失業者

7.91 * (-.25)

4.92*

(-.1

6)

7.56* (-.21)

3.06* (-.09)

女性

92* (.08)

1.

60*

(-.1

4)

中小學教育年數

45* (.24)

41*(.25)

六專教育年數

71* (.24)

62*

(.1

9)

出生年次

03* (-.07)

001 (.003)

收入

。7

(.04)

09 (.05)

常數項

₈

_1.

_09*

73.41 郁

80

.3

5*

27.64 郁 R2

40

48

51

58

N

844

834

618

610

說明 *表p<.05

(26)

從表 6 配偶職業地位式 (I) 可以看到， 'I' 小學教師的配偶職業地位與專業人員差異未達顯茗，可說|刮是所有職業 'I' 最高者，而顯著比其他各職業都高很多。式 (2) 控制其他門變項之後，女性的配偶職業地位顯著低於男性 (b-- 1. 60) 'I'小學教育年數愈高(戶 25) 、大專教育年數愈高(戶

19)

，顯著提高配偶職業地位，而大致有職業地位愈高、配偶職業地位愈高的影響。而原本式(I)'I'達到顯著差異的主管、事務工作人員，在式(2) 'I'變得不顯茗，其他原本顯著差異的職業仍達顯茗，不過b 值都大們縮減， 'I'小學教師的配偶職業地位高於這些職業，可歸因於'I'小學與大專教育年數都最高(見表3)

四、五等階級認同迴歸分析

從表 7 五等階級認同式(

I)

，可以看到'I'小學教師的階級認同在所有職業'I' 最高，除了與專業人員差異未達顯茗，顯著比其他各職業高很多。式(2) 控制其他門變項後，女性的階級顯著認同高於男性(b-.I7) "I'小學教育年數愈高(戶

21

16

)、卅生年次愈低(戶

-.10

)、收入愈高(戶

13)

，顯著提高階級認同。而原本式(

I)

'I'達到顯著差異的主管人員，在式

(2)

'I'變得不顯茗，其他原本顯著的差異仍達顯茗，不過b 值都大們縮減， 'I'小學教師的階級認同高於這些職業，可歸因於女性較多，'I'小學與大專教育年數都最高，收入偏高(見表3) 在式 (3 )至 (6) 'I'分iJU!Jo入不同類iJU的 'I'介變項，而不將所有'I'介變項一起加入|刮一方程式的理由是，有3 1. 8%的受訪者未婚或配偶去世而無配偶，

16 .4%

配偶f吾家庭主婦，他們都沒有配偶職業， 20.8%沒有最好朋友，這造成許多配偶與好友職業地位的遺漏值， 16.1% 鬥前沒工作，也造成許多工作特質的遺漏值;如果所有 'I'介變項一起加入方程式，就會因為各變項遺漏值太高，使得可分析的樣本太少 (N-328) 在式 (3) 'I'控制精緻文化品味、藝文活動參與，精緻文化品味愈高(戶的)、藝文活動參與愈多(戶

16)

，顯著提高階級認同，而藝文活動參與的影響(戶) 較早青緻文化品味大得多;而'I'小學教師的階級認同仍顯著高於主管、專業人員以外的職業，不過b 值都較式 (2) 有所縮減;在式 (2)

'I'

,

'I' 小學教師的階級認

(27)

岡比這些職業高，可歸因於'I'小學教師的精緻文化品味、藝文活動參與最高(見表 4 式 (2)

)

表7 五等階級認同迴歸分析方程式(1) 方程式 (2

)

方程式(

3 )

方程式(

4 )

方程式(

5 )

方程式(

6 )

可b

(P)

可b (戶口) 可b (ρ

P)

可b (戶口) b

(P)

可b

(P)

主管人員 37布(師)

_{29 (-05)}

₂₆

_(叫)

₂₇

_(叫)

_38(-07)

_{16 (-03)}

專業人員

26 (-06)

27

(師)

25

(師)

25

(師)

23(-06)

23 (-05)

半專業人員

_61'

(-.2

8)

38'

(-.17)

33'(-.15)

37' (-.18)

39'

(-.2

0)

37' (-.16)

事務工作人員

73'

(-.2

8) 46'

(-.1

8)

41'(-.16)

37' (-.15)

50'

(泣)

46' (-.18)

服務售貨人員 lω，

(-39)

52'

(-.2

0)

43'(-.17)

44' (-.19)

52'

(-.2

1)

51'

(-.2

0)

農林漁牧人員 1. 5伊(

-49)

73'

(-.2

4)

57'(-.19)

61'

(-.2

0)

77'

(-.2

4)

94' (-.30)

技衛工 1.2

4' (-42)

65'

(-.2

2)

52'(-.18)

60'

(-.2

2)

82'

(-.2

8)

77'

(-.2

2)

半技衛工 1.1

7' (-46)

61'

(-.2

4)

50'(-.19)

49'

(-.2

0)

65'

(-.27)

64'

(-.2

5)

非技衛工 1.

40' (-43)

76'

(-.2

3)

61' (-.19)

60' (-.18)

83'

(-.2

2)

79'

(-.2

5)

失業者 1.

44' (-.36)

79'

(-.2

0)

65'(-.17)

47' (-.10)

93' (-.16)

女性

17' (.09)

13' (.0

7)

19' (.1

1)

14' (.08)

16' (.09)

中d學教育年數師，

(.21)

_{04' (.15)}

_。3'

_(.1

₁₎

03 (.08)

03 (.09)

大專教育年數

08' (.16)

。6'

(.12)

06' (.13)

。7'

(.16)

師，

(.1

1)

出生年次

01'(-

.1

0)

01' (-.08)

002 (-03)

003 (-05)

01' (-.14)

收入

叫，

(.13)

_。4'

(.12)

。4布(14) 叫3'

(.16)

05' (.16)

精緻文化品味

05' (.05)

華華文活動參與

14' (.16)

專業性

_{08' (.09)}

自主性

04 (.05)

例行性 09雄(

-12)

好友職業地位的4

(.03)

配偶職業地位

016 (.10)

常數項

_344'

_2.56'

_2.58'

_2.56'

_249'

_1.

_94'

R2

21

27

29

28

26

29

N

1285

1272

1267

1033

784

570

說明 *表 p< 的代表失業者無工作特質，而不納入分析。

(28)

在式 (4) 'I' 控制工作專業性、門主性及例行性，專業性愈高(戶。9) 、例行性愈低(戶

-.12)

，顯著提高階級認同，門主性的影響則不顯著;而'I'小學教師的階級認同仍顯著高於主管、專業人員以外的職業，不過與式 (2) 相較， b{1直都沒有多少變化;雖然'I'小學教師的專業性很高(見表 5 式 (2)

)

，有提高階級認同!Yj作用，但專業性對階級認同的影響(戶)不大，例行性叉不低，在式 (2) 巾， 'I'小學教師階級認同 J';::iJ於這些職業，就難以用工作特質的不|刮來解釋。在式 (5) 、 (6) 'I'控制好友與配偶職業地位，然而這些變項的影響都沒有達到顯茗，職業對於階級認同的影響並非.DJ這些變項為 'I'介。此外，從式 (3 )至式 (6) 可看到，在控制出果模型的 'I'介變項後，大致上都有職業地位愈高，階級認同愈高的直接影響。

五、中產階級認同邏輯迴歸分析

從表 8 'I'產階級認同式 (1) 可以看到， 'I'小學教師認同 'I'產階級的機率為所

有職業 'I'最高，顯著比其他各職業高很多。式 (2) 控制其他門變項後，女性認同 'I'產階級!Yj機率顯著高於男性 (b- .46) "I'小學教育年數愈高(戶 41) 、大專教育年數愈高(戶

26

)、卅生年次愈低(戶

-.23

)、收入愈高(戶

2 7)

，顯著提高認同'I'產階級的機率;而原本式(

1)

'I'達到顯著差異的專業人員，在式

(2)

'I'變得不顯茗， 'I'小學教師與其他職業的差異仍達顯茗，不過b 值大都大們縮減， 'I'小學教師認同'I'產階級的機率高於這些職業，可歸因於'I'小學教師女性較多， 'I'小學與大專教育年數都最高，收入偏高(見表3) 在式 (3) 'I'控制精緻文化品味、藝文活動參與，藝文活動參與愈高，顯著提

高認同'I'產階級的機率(戶

21)

，精緻文化品味則無顯著影響，模型解釋力R

2 達40 ;而'I'小學教師認同'I'產階級的機率顯著高於其他職業，不過除了主管、專

業人員外 'b 值都較式 (2) 有所縮減;在式 (2)

'I'

,

'I'小學教師的認同 'I'產階級的機率高於主管、專業人員以外的職業，可歸因於教師的藝文活動參與最高(見

表 4 式 (2) )。

在式 (4) 、 (5) 'I'控制專業性、門主性、例行性、好友職業地位，然而，

(29)

為 'I'介。

表8 中產階級認同邏輯迴歸分析方程式(

1)

方程式 (2) 方程式 (3

)

方程式 (4

)

方程式 (5

)

方程式(

6)

b (戶) b (戶) b (戶) b (戶

)

b (戶) b (戶) 主管人員 1.3

8'

(-.1

1)

1.

43' (-.11)

1.

47' (-.12)

1.3

8 (-.1

0)

81 (-.0

7)

1.5

2 (-.13)

專業人員 1.

06' (-.11)

1.

05 (-.11)

1.

08' (-.11)

81 (-.09)

1.1

7 (-.14)

1.

08 (-.11)

半專業人員

2.07'

(-.4

5)

1.

49'

(-.3

2)

1.

44' (-.31)

1.3

2' (-.30)

1.5

8'

(-.3

7)

1.3

6 (

-.3

0)

事務工作人員 2 的， (-.3

8)

1.2

3'

(-.2

3)

1.1

4' (-.21)

87(-

.17)

1.

42'

(-.2

8)

1.

03

(-.2

0)

服務售貨人員 3.

24' (-.61)

1 也， (-.3

4)

1.

68' (-.31)

1.

42' (-.27)

1.

99'

(-.3

6)

1 的， (-.3

2)

農林漁牧人員

4.21' (-.69)

1.7

5'

(-.2

9)

1.3

9' (-.23)

1.1

1 (-.17)

2.07'

(-.3

1)

1.

96 (

-.3

2)

技衛工

4 .4

8' (-.73)

2.88'

(-.4

7)

2.65'

(抖)

2.63'

(-.4

5)

3.82'

(-.5

9)

3 .4

3'

(-.4

9)

半技術工 3.

84' (-.71)

2.16'

(-.4

0)

1.

93' (-.36)

1.7

3' (-.33)

2 .1

2'

(-.4

0)

1.

72'

(-.3

3)

非投衛工

4.22' (-.62)

2.34'

(-.3

4)

2.07' (-.30)

2 的，

(-.29)

3.08'

(-.3

7)

2 的， (-.3

1)

失業者 3.

39'

(-.4

1)

1.3

6'

(-.1

7)

1.1

2 (-.1

4)

1.1

3 (-.10)

卯 (08

)

女性

46'

(.1

2)

35 (.09)

61' (.1

7)

49' (.13)

52 (.1

4)

中小學教育年數 .2

3'

(.4

1)

17'

(.3

2)

12'

(.2日)

19' (.30)

16'

(.2

9)

大專教育年數 .2

8'

(.2

6)

23'

(.2

2)

26' (.25)

.2

8' (.29)

24'

(.2

4)

出生年次

03' (-.23)

的， (-.2

0)

02 (-.11)

_。3'

(-.24)

。4' (-.2

9)

收入

16'

(.2

7)

16'

(.2

7)

20' (.32)

19' (.33)

22'

(.3

9)

精緻文化品味開(的) 藝文活動參與

38'

(.2

1)

專業性

_{25 (.13)}

自主性叫(也) 例行性

13 (-.0

7)

好友職業地位。1 (的) 配偶職業地位 _。6' _(.2

₀₎

常數項 _1.

_67'

_1.3

₆

_1.1

₉

_1.3

₇

₀₃

_{5.01 '}

Nagelkerke R

2

28

39

40

41

46 N

1278

1265

1261

1027

782

570

(30)

在式 (6) 'I'控制配偶職業地位，配偶職業地位愈高，顯著提高認同 'I'產階級

的機率(戶

20)

;

'I' 小學教師認同 'I'產階級的機率仍高於所有其他職業，不過

與式 (2) 相較，與主管、半專業、事務工作、農林漁牧人員的差異變得不顯茗，與服務卡等貨人員、三項工人職業的差異雖然仍顯茗，不過許多 b 值大都有所縮減;

在式 (2)

'I'

，教師認同 'I'產階級的機率比這些職業高，部分可歸因於 'I'小學教師

的配偶職業地位較高(見表 6 式 (2)

)

六、勞工階級認同邏輯迴歸分析

從表 9 勞工階級認同式 (1) 可以看到， 'I' 小學教師認同勞工階級的機率僅高於農林漁牧人員，除了與主管、專業、農林漁牧人員的差異未達顯著外，顯著比其他各職業低很多。式 (2) 控制其他背景變項後，女性認同勞工階級的機率顯著低於男性 (b--.35) ，大專教育年數愈低(戶

-.21

)、年次愈高(戶

25

)、收入愈低(戶

-.23)

，顯著提高認同勞工階級的機率;而原本式(I)'I'達到顯著差異的各職業，在式 (2) 'I'仍顯茗，不過b{[直都大們縮減， 'I'小學教師認同勞工階級的機率比這些職業低，可歸因於女性較多、大專教育年數最高、收入偏高(見表 3) 。在式 (4) 'I'控制專業性、門主性及例行性，門主↑生愈低(戶

-.11

)、例行性愈高(戶

10)

，顯著提高認同勞工階級的機率，專業性則無顯著影響;而原本式 (2) 'I'達顯著的事務工作人員、非技術工變得不顯茗，其他仍顯著的職業b 值大都有所縮減;在式(2)

'I'

,

'I' 小學教師認同勞工階級的機率比這些職業低，可歸因於 'I'小學教師的門主性較高(可參見表 5 式 (2) )。在式 (3 )、 (5) 、 (6) 'I'控制精緻文化品味、藝艾活動參與、好友與配偶職業地位，然而，這些變項的影響都不顯茗，職業對於認同勞工階級的機率之影響並非L 這些變項為 'I'介。