第四章 結果與討論
第二節 不同背景變項之教師在情緒勞務之差異
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展注重多元發展，學校多球隊或音樂性質社團，專任教師常擔任教練及指導教 師，需要帶團隊出去比賽爭取校譽。增加了教學之外的事務，也連帶增加了許多 情緒勞務。
（二） 擔任職務與教師效能感
本研究結果顯示，兼任與未兼任行政教師之教師效能感在各層面及整體上並 無顯著差異。在相關研究中，王受榮（1992）、馮雅莉（2002）的研究結果發現 職位與教師效能感並沒有顯著差異。陳俊瑋、吳璧如（2011）及林慧敏（2013）
的研究中發現不同職位之教師效能感達到顯著差異。尤其是陳俊瑋與吳璧如的研 究中指出兼任組長或主任的教師其教師效能感高於專任教師或兼任導師的教 師。此結果與本結果不同，因此兼任與未兼任行政職務與情緒勞務之差異情形並 未得到一致的結果。
推究其原因，研究者認為全面實施九年一貫課程改革已有十多年之久，教科 書多版本及自編教材，有助於增進每位教師的教學。而且近年來推動教師專業發 展評鑑，開放教室讓其他教師觀課，也讓每位教師能重新檢視自己整體課程的內 容，因此便降低了教師是否擔任行政職務在此方面的差異性。
第二節 不同背景變項之教師在情緒勞務之差異
本節旨在探討不同背景變項之臺東縣國民中小學教師在情緒勞務之差異情 形。以教師個人背景（性別、年齡、婚姻狀態、最高學歷、教學年資、任教階段 別、學校規模、學校所在地區）為自變項，教師之情緒勞務為依變項，進行獨立 樣本 t 檢定及單因子變異數分析。t 檢定若達顯著水準，則進行效果值與統計考 驗立的統計分析。單因子變異數分析若達顯著水準且變異數為同質，則以 Scheffé 法進行事後比較；若變異數為不同質則採用 Games- Howell 檢定進行事後比較。
藉此統計分析，考驗研究假設三「不同背景變項之臺東縣國民中小學教師在情緒 勞務上有顯著差異」。
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一、 不同性別教師之情緒勞務的差異
本研究以獨立樣本 t 考驗來檢測不同性別之教師在情緒勞務的知覺差異情 形，統計結果如表 4-3。
表 4-3
不同性別教師知覺情緒勞務量表之獨立樣本 t 考驗摘要表
構面
男
（n＝164）
女
（n＝305） t p 值
95%CI
η2 1－ß
M SD M SD LL UL
表層 演出
20.02 2.15 20.12 2.12 -.49 .627 -.51 .30
深層 演出
19.91 2.38 19.97 2.13 -.26 .795 -.48 .37
真誠 演出
20.01 2.81 20.16 2.69 -.58 .559 -.67 .37
情緒勞 務規範
17.13 1.96 17.18 1.99 -.24 .810 -.42 .33
情緒勞 務多樣 性
19.84 2.97 19.94 2.49 -.39 .698 -.64 .42
情緒勞 務總量 表
96.91 9.27 97.38 8.56 -.54 .588 -2.14 1.21
由表 4-3 得知，不同性別之教師在「表層演出」、「深層演出」、「真誠演出」、
「情緒勞務規範」、「情緒勞務多樣性」等五層面及情緒勞務整體方面都未達顯著
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不同性別之教師情緒勞務量表的獨立樣本 t 考驗，其詳細結果分述如下：
（一） 不同性別之教師在情緒勞務「表層演出」層面中，t（469）＝-.49，p
＝.627，95%CI［-.51, .30］，男教師（M＝20.02）與女教師（M＝20.12）的 平均數未達顯著差異。
（二） 不同性別之教師在情緒勞務「深層演出」層面中，t（469）＝-.26，p
＝.795，95%CI［-.48, .37］，男教師（M＝19.91）與女教師（M＝19.97）的 平均數未達顯著差異。
（三） 不同性別之教師在情緒勞務「真誠演出」層面中，t（469）＝-.58，p
＝.559，95%CI［-.67, .37］，男教師（M＝20.01）與女教師（M＝20.16）的 平均數未達顯著差異。
（四） 不同性別之教師在情緒勞務「情緒勞務規範」層面中，t（469）＝-.24，
p＝.810，95%CI［-.42, .33］
，男教師（M＝17.13）與女教師（M＝17.18）的平均數未達顯著差異。
（五） 不同性別之教師在情緒勞務「情緒勞務多樣性」層面中，t（469）＝-.39，
p＝.698，95%CI［-.64, .42］
，男教師（M＝19.84）與女教師（M＝19.94）的平均數未達顯著差異。
（六） 不同性別之教師在情緒勞務整體中，t（469）＝-.54，p＝.588，95%CI
［-2.14, 1.21］，男教師（M＝96.91）與女教師（M＝97.38）的平均數未達 顯著差異。
由上所述，研究假設 3-1「不同性別之臺東縣國民中小學教師在情緒勞務上 有顯著差異」並未獲得支持。
二、 不同年齡教師之情緒勞務的差異
本研究以單因子變異量分析來檢測不同年齡之臺東縣國民中小學教師在情 緒勞務之知覺差異情形，根據涂金堂（2011）指出各組差距人數過大時，易造成 統計上較大的誤差，導致錯誤的統計推論，為避免誤差最好進行組別的整併或調 整。本研究年齡 30 以下所佔教師為 20.0%，31~40 歲教師佔 43.3%，41~50 歲教 師佔 30.3%，50 歲以上教師僅佔 6.4%。故將年齡中「41~50 歲」與「50 歲以上」
合併為「41 歲以上」，其統計結果如表 4-4、4-5。
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表 4-5
不同年齡教師知覺情緒勞務量表之單因子變異數分析摘要表
構面 SV SS df MS F P 事後比較 ω2 1－ß
表層 演出
組間 4.68 2 2.34 .52 .567
組內 2107.56 466 4.52
總和 2112.24 468
深層 演出
組間 5.51 2 2.76 .56 .572
組內 2296.36 466 4.93
總和 2301.87 468
真誠 演出
組間 12.164 2 6.08 .82 .443
組內 3476.51 466 7.46
總和 3488.67 468
情緒勞 務規範
組間 3.24 2 1.62 .41 .662
組內 1829.12 466 3.93
總和 1832.36 468
情緒勞 務多樣 性
組間 64.54 2 32.27 4.63** .008 1>3 .015 .780
組內 3250.14 466 6.98
總和 3314.68 468
情緒勞 務總量 表
組間 53.59 2 26.79 .35 .689
組內 36231.66 466 77.75
總和 36285.25 468
註：「事後比較」欄位中的 1 代表 30 歲以下，3 代表 41 歲以上
**p< .01
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由表 4-4、4-5 可得知，不同年齡之臺東縣國民中小學教師在情緒勞務「表 層演出」、「深層演出」、「真誠演出」、「情緒勞務規範」等四層面及情緒勞務整體 均未達顯著差異。但在「情緒勞務多樣性」此層面達到顯著差異，經 Levene 變 異數同質性的檢定，統計結果「情緒勞務多樣性」為 F（2, 466）＝5.47，p＝.005
（<.05），顯示此組變異數不同質，因此以 Games- Howell 檢定進行事後比較。
針對「情緒勞務多樣性」此層面的 F 考驗達顯著的部份，進一步進行效果 值及統計考驗力的統計分析。有關ω2的效果值強度，根據學者 Kirk 的看法，其 判斷標準與
η
2效果值相同。ω
2＝.010 屬於低效果值，ω2＝.059 屬於中效果值，ω2＝.138 屬於高效果值。而統計考驗力「1－ß」，一般認為最好高於.80 以上（引自 凃金堂，2010：172）。
不同年齡之教師在情緒勞務量表的單因子變異數分析，其詳細結果如下：
（一） 年齡在情緒勞務「表層演出」中，F（2, 466）＝.52，p＝.567，30 歲以 下（M＝20.10），31~40 歲（M＝19.99），41 歲以上（M＝20.21）的平均數 未達顯著差異。
（二） 年齡在情緒勞務「深層演出」中，F（2, 466）＝.56，p＝.572，30 歲以 下（M＝19.88），31~40 歲（M＝19.86），41 歲以上（M＝20.09）的平均數 未達顯著差異。
（三） 年齡在情緒勞務「真誠演出」中，F（2, 466）＝.82，p＝.443，30 歲以 下（M＝20.11），31~40 歲（M＝19.94），41 歲以上（M＝20.30）的平均數 未達顯著差異。
（四） 年齡在情緒勞務「情緒勞務規範」中，F（2, 466）＝.41，p＝.662，30 歲以下（M＝17.10），31~40 歲（M＝17.10），41 歲以上（M＝17.27）的平 均數未達顯著差異。
（五） 年齡在情緒勞務「情緒勞務多樣性」中，F（2, 466）＝4.63，p＝.008，
30 歲以下（M＝20.52），31~40 歲（M＝19.96），41 歲以上（M＝19.50）的 平均數達顯著差異。ω2＝.015，屬於低效果值，考驗力為.780，顯示具有尚 佳的統計考驗力。經 Games- Howell 檢定進行事後比較發現，在「情緒勞務 多樣性」此層面，30 歲以下之組別大於 41 歲以上之組別。
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（六） 年齡在情緒勞務整體中，F（2, 466）＝.35，p＝.689，30 歲以下（M＝
97.70），31~40 歲（M＝96.85），41 歲以上（M＝97.38）的平均數未達顯著 差異。
由上所述，研究假設 3-2「不同年齡之臺東縣國民中小學教師在情緒勞務上 有顯著差異」獲得部分支持。
三、 不同婚姻狀態教師之情緒勞務的差異
本研究以獨立樣本 t 考驗來檢測不同婚姻狀態之教師在情緒勞務的知覺差異 情形，本問卷中，有 4 位教師在此欄位勾選「其他」選項，因數量過少，故不討 論「其他」選項，統計結果如表 4-6。
表 4-6
不同婚姻狀態教師知覺情緒勞務量表之獨立樣本 t 考驗摘要表
構面
未婚
（n=175）
已婚
（n=290） t p 值
95%CI
η2 1－ß
M SD M SD LL UL
表層 演出
19.98 2.32 20.16 2.01 -.89 .374 -.58 .22
深層 演出
19.80 2.36 20.03 2.13 -1.09 .278 -.65 .19
真誠 演出
20.02 2.81 20.15 2.70 -.49 .623 -.64 .38
情緒勞 務規範
17.03 2.02 17.23 1.96 -1.06 .291 -.57 .17
（續下頁）
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（續）表 4-6 不同婚姻狀態教師知覺情緒勞務量表之獨立樣本 t 考驗摘要表
構面
未婚
（n=175）
已婚
（n=290） t p 值
95%CI
η2 1－ß
M SD M SD LL UL
情緒勞 務多樣 性
20.09 2.59 19.80 2.70 1.14 .256 -.21 .79
情緒勞 務總量 表
96.92 9.08 97.37 8.66 -.54 .592 -2.11 1.21
由表 4-6 得知，不同婚姻狀態之教師在「表層演出」、「深層演出」、「真誠演 出」、「情緒勞務規範」、「情緒勞務多樣性」等五層面及情緒勞務整體方面都未達 顯著差異。
不同婚姻狀態之教師情緒勞務量表的獨立樣本 t 考驗，其詳細結果分數如下：
（一） 不同婚姻狀態之教師在情緒勞務「表層演出」層面中，t（465）＝- 89，p＝.374，95%CI［-.58, .22］，未婚教師教師（M＝19.98）與已婚教師（M
＝20.16）的平均數未達顯著差異。
（二） 不同婚姻狀態之教師在情緒勞務「深層演出」層面中，t（465）＝-1.09，
p＝278，95%CI［-.65, .19］
，未婚教師（M＝19.80）與已婚教師（M＝20.03）的平均數未達顯著差異。
（三） 不同婚姻狀態之教師在情緒勞務「真誠演出」層面中，t（465）＝-.49，
p＝.623，95%CI［-.64, .38］
，未婚教師（M＝20.02）與已婚教師（M＝20.15）的平均數未達顯著差異。
（四） 不同婚姻狀態之教師在情緒勞務「情緒勞務規範」層面中，t（465）＝
-1.06， p＝.291，95%CI［-.57, .17］，未婚教師（M＝17.03）與已婚教師（M
＝17.23）的平均數未達顯著差異。
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（五） 不同婚姻狀態之教師在情緒勞務「情緒勞務多樣性」層面中，t（465）
＝1.14，p＝.256，95%CI［-.21, .79］，未婚教師（M＝20.09）與已婚教師（M
＝19.80）的平均數未達顯著差異。
（六） 不同婚姻狀態之教師在情緒勞務整體中，t（465）＝-.54，p＝.592，95%CI
［-2.11, 1.21］，未婚教師（M＝96.92）與已婚教師（M＝97.37）的平均數未 達顯著差異。
由上所述，研究假設 3-3「不同婚姻狀態之臺東縣國民中小學教師在情緒勞 務上有顯著差異」並未獲得支持。
四、 不同學歷教師之情緒勞務的差異
本研究以單因子變異數分析來檢測不同學歷之臺東縣國民中小學教師對於 情緒勞務的差異情形。本研究問卷中，有 15 位教師勾選「其他」選項，因數量 過少，故不討論「其他」選項，統計結果如表 4-7、4-8。
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表 4-8
不同學歷教師知覺情緒勞務量表之單因子變異數分析摘要表
構面 SV SS df MS F P 事後比較 ω2 1－ß
表層 演出
組間 5.28 2 1.76 .39 .762
組內 2106.96 451 4.53
總和 2112.24 453
深層 演出
組間 10.14 2 3.38 .69 .561
組內 2291.74 451 4.93
總和 2301.87 453
真誠 演出
組間 21.14 2 7.05 .95 .419
組內 3467.53 451 7.46
總和 3488.67 453
情緒勞 務規範
組間 5.78 2 1.93 .49 .689
組內 1826.58 451 3.93
總和 1832.36 453
情緒勞 務多樣 性
組間 37.18 2 12.40 1.76 .154
組內 3277.50 451 7.05
總和 3314.68 453
情緒勞 務總量 表
組間 43.81 2 14.60 .19 .905
組內 36241.44 451 77.94
總和 36285.25 453
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由表 4-7、4-8 可得知，不同學歷之臺東縣國民中小學教師在情緒勞務「表 層演出」、「深層演出」、「真誠演出」、「情緒勞務規範」、「情緒勞務多樣性」等五 層面及情緒勞務整體均未達顯著差異。不同學歷之教師在情緒勞務量表的單因子 變異數分析，其詳細結果如下：
（一） 學歷在情緒勞務「表層演出」中，F（2, 451）＝.39，p＝.762，師範院 校或教育大學（M＝20.03），一般大學院校教育學程（M＝20.01），研究所 以上（M＝20.13）的平均數未達顯著差異。
（二） 學歷在情緒勞務「深層演出」中，F（2, 451）＝.69，p＝.561，師範院 校或教育大學（M＝19.83），一般大學院校教育學程（M＝19.77），研究所 以上（M＝20.10）的平均數未達顯著差異。
（三） 學歷在情緒勞務「真誠演出」中， F（2, 451）＝.95，p＝.419，師範 院校或教育大學（M＝19.97），一般大學院校教育學程（M＝20.24），研究 所以上（M＝20.21）的平均數未達顯著差異。
（四） 學歷在情緒勞務「情緒勞務規範」中， F（2, 451）＝.49，p＝.689，
師範院校或教育大學（M＝17.28），一般大學院校教育學程（M＝17.13），
研究所以上（M＝17.14）的平均數未達顯著差異。
（五） 學歷在情緒勞務「情緒勞務多樣性」中， F（2, 451）＝1.76，p＝.154，
（五） 學歷在情緒勞務「情緒勞務多樣性」中， F（2, 451）＝1.76，p＝.154，