第四章 研究結果分析與討論
第三節 不同背景變項教師對參與教師工會的認知差異分析
壹、不同性別教師對參與教師工會的認知差異分析
以教師「性別」對「教師對參與教師工會的認知量測量表」進行獨立樣本 t 檢定的結果（如表 4-3-1）發現：男、女教師在各層面之平均數皆在 3.0 以上；
對工會的整體認知平均數在 3.4 以上。其中，以「提升教育品質」中女性教師之 平均數為 3.0798 最低(p=0.001)，以「保障教師權益」中以男性教師 3.8006 最高 (P=0.014)，且以上皆達顯著水準（p<.05），顯示不同性別之教師，對教師參與教 師工會的認知有差異，且男性教師對工會的認知均高於女性，因此本研究假設成 立。
表 4-3-1
不同性別教師對參與教師工會的認知差異之獨立樣本 t 檢定摘要表
層面 性別 N M SD t 值
保障教師權益 男性 96 3.8006 0.775
2.475*
女性 208 3.5742 0.725 促進專業成長 男性 96 3.5326 0.672
2.948**
女性 208 3.2813 0.699 提升教育品質 男性 96 3.4125 0.777
3.232**
女性 208 3.0798 0.859 提供福利服務 男性 96 3.7431 0.671
2.017*
女性 208 3.5737 0.685 行使勞動三權 男性 96 3.7146 0.765
2.851*
女性 208 3.4442 0.770 影響教育決策 男性 96 3.5685 0.766
2.088*
女性 208 3.3723 0.760 整體 男性 96 3.6382 0.622
3.110**
女性 208 3.406 0.596 a. 個數為 304。 b. n.s. p＞0.05。
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不同職務教師對參與教師工會的認知差異比較之變異數分析摘要表
層面 現任職務 N M SD Df F 值
行使勞動三權
教師兼主任(A) 31 3.4452 0.893
3 0.284 n.s.
教師兼組長(B) 61 3.5738 0.713 導師 (C) 114 3.5561 0.761 專任 (D) 98 3.4980 0.845
影響教育決策
教師兼主任(A) 31 3.3456 0.758
3 0.687 n.s.
教師兼組長(B) 61 3.3536 0.731 導師 (C) 114 3.5050 0.783 專任 (D) 98 3.4300 0.773
整體認知
教師兼主任(A) 31 3.3171 0.742
3 0.919 n.s.
教師兼組長(B) 61 3.4586 0.631 導師 (C) 114 3.5131 0.571 專任 (D) 98 3.5050 0.605 a. 個數為 304。 b. n.s. p＞0.05 * p＜0.05。
c. (A)：教師兼主任、(B)：教師兼組長(副組長)、(C)：導師、(D)：專任
參、不同服務年資教師對參與教師工會的認知差異分析
以教師「年資」對「教師對參與教師工會的認知量測量表」進行單因子檢定及 ANOVA 分析的結果（如表 4-3-3）發現：不同年資的教師，除了年資「11~15 年」
的教師對「提升教育品質」的平均數不滿 3.00 之外，其餘各不同服務年資的教師 對各層面的看法平均數均在 3.1 以上。其中年資「11~15 年」的教師對「提升教 育品質」之平均數最低為 2.85，「6~10 年」的教師對「保障教師權益」之平均數 最高為 3.77，不同年資的教師對整體工會的認知平均數都在 3.2 以上。不同年資 的教師在「保障教師權益」、「提升教育品質」及「整體認知」的考驗 F 值分別為 3.120(p=0.015)、3.688(P=0.006)、2.416(p=0.049)，達顯著水準（p<.05），以 Post Hoc 進行事後比較，發現：在「保障教師權益層面」，各服務年資的教師其 認知都高於服務年資 11~15 年的教師；在「提升教育品質」，各服務年資的教師其 認知都高於服務年資 11~15 年的教師；在「對工會的整體認知上」，5 年以下、6~10
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不同年資教師對參與教師工會的認知差異比較之變異數分析摘要表
層面 服務年資 N M SD Df F 值 事後比較
整體認知
5 年以下 (A) 58 3.5189 0.56137
4 2.416*
(A)>(C) 6~10 年 (B) 60 3.5341 0.62603 (B)>(C) 11~15 年 (C) 65 3.2979 0.55301 (E)>(C) 16~20 年 (D) 61 3.4490 0.64955
21 年以上(E) 60 3.6146 0.64193 a. 個數為 304。 b. n.s. p＞0.05 * p＜0.05。
c. (A)：5 年以下、(B)：6~10 年、(C)：11~15 年、(D)：16~20 年、(E)：21 年以上
肆、不同學歷教師對參與教師工會的認知差異分析
以教師「學歷」對「教師對參與教師工會的認知量測量表」進行單因子檢定及 ANOVA 分析的結果（如表 4-3-4）發現：不同學歷的教師對各層面的看法平均數均 在 3.1 以上。其中「研究所或四十學分班」背景的教師對「提升教育品質」之平 均數最低為 3.16，其中「一般大學或學士後學分班」背景的教師對「提供福利服 務」之平均數最高為 3.78，不同學歷的教師對整體工會的認知平均數都在 3.42 以上。不同學歷的教師在「促進專業成長」及「行使勞動三權」的考驗 F 值分別 為 3.464(p=0.033)、2.970(P=0.045)，達顯著水準（p<.05），以 Post Hoc 進行 事後比較，發現：在「促進專業成長」層面上，「一般大學或學士後學分班」的教 師其認知高於「師範院校」與「研究所或四十學分班」的教師；在「行使勞動三 權」層面上，「一般大學或學士後學分班」的教師其知覺高於「師範院校」的教師。
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3.17 最低，在「提供福利服務」中以偏遠地區教師 3.93 最高，其中「提供福利 服務」的 t 值為-2.083(p=0.038)達顯著水準（p<.05），顯示偏遠地區教師對工會 福利服務的知覺明顯高於一般地區學校，偏遠地區教師對工會的整體認知也高於 一般地區學校，惟差異不大未達顯著水準，因此本研究假設不成立。
表 4-3-5
不同學校類型對參與教師工會的認知差異之獨立樣本 t 檢定摘要表
層面 學校類型 N M SD t 值
保障教師權益
一般 284 3.6454 0.73763 -0.027 n.s.
偏遠 20 3.6500 0.90050
促進專業成長
一般 284 3.3605 0.70017 -0.012 n.s.
偏遠 20 3.6525 0.70815
提升教育品質
一般 284 3.1690 0.86316 -1.835 n.s.
偏遠 20 3.4100 0.54086
提供福利服務
一般 284 3.6056 0.68533
-2.083*
偏遠 20 3.9333 0.59824
行使勞動三權
一般 284 3.5134 0.76216 -1.373 n.s.
偏遠 20 3.7600 0.96376
影響教育決策
一般 284 3.4331 0.76005 -0.095 n.s.
偏遠 20 3.4500 0.86373
整體
一般 284 3.4706 0.61772 -0.955 n.s.
偏遠 20 3.6061 0.53910 a. 個數為 304。
b. n.s. p＞0.05。
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柒、正式與非正式教師對參與教師工會的認知差異分析
以正式教師與否對「教師對參與教師工會的認知量測量表」進行獨立樣本 t 檢定的結果（如表 4-3-7）發現：正式教師與非正式教師在「參與教師工會的認 知」之平均數皆在 3.15 以上。其中，在「影響教育決策」中非正式教師之平均數 為 3.15 最低，在「保障教師權益」中以正式教師 3.65 略高，在促進專業成長及 提升教育品質等專業取向層面上，非正式教師的認知是高於正式教師的，因為以 上皆未達顯著水準（p＞.05），則本研究假設不成立。
表 4-3-7
正式教師與否對參與教師工會的認知差異之獨立樣本 t 檢定摘要表
層面 正式教師 N M SD t 值
保障教師權益 是(A) 285 3.6511 0.75098 0.492 n.s.
否(B) 19 3.5639 0.71026
促進專業成長 是(A) 285 3.3548 0.68972 -0.558 n.s.
否(B) 19 3.4474 0.85016
提升教育品質 是(A) 285 3.1796 0.84604 -0.415 n.s.
否(B) 19 3.2632 0.88457
提供福利服務 是(A) 285 3.6347 0.67716 0.740 n.s.
否(B) 19 3.5146 0.79021
行使勞動三權 是(A) 285 3.5460 0.77933 1.423 n.s.
否(B) 19 3.2842 0.72515
影響教育決策 是(A) 285 3.4531 0.76831 1.674 n.s.
否(B) 19 3.1504 0.68259
整體 是(A) 285 3.4856 0.60870 0.665 n.s.
否(B) 19 3.3890 0.68546 a. 個數為 304。
b. n.s. p＞0.05。
捌、教師會會員與非會員教師對參與教師工會的認知差異分析
以教師會會員與否對「教師對參與教師工會的認知量測量表」進行獨立樣本
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t 檢定的結果（如表 4-3-8）發現：平均數皆在 3.05 以上。其中非教師會會員教 師對「提升教育品質」的認知最低，平均為 3.06，教師會會員教師對「保障教師 權益」的認知平均數最高為 3.74，其中「保障教師權益」的 t 值為 3.718(p=.000) 達極為顯著水準（p<.001）、「促進專業成長」的 t 值為 2.668(p=.008)達非常顯 著水準（p<.005）、「行使勞動三權」的 t 值為 2.705 (p=.007) 達非常顯著水準
（p<.005）、「影響教育決策」的 t 值為 3.317 (p=.001)達非常顯著水準（p<.005）、
「對工會整體知覺」的 t 值為 3.225 (p=.001)達非常顯著水準（p<.005），顯示 教師會會員對教師工會的認知與非教師會會員教師是有顯著差異的，且教師會會 員教師對教師工會的認知明顯高於非教師會會員教師，則本研究假設成立。
表 4-3-8
教師會員與否對參與教師工會的認知差異之獨立樣本 t 檢定摘要表
層面 教師會員 N M SD t 值
保障教師權益 是(A) 218 3.7438 0.72049
3.718***
否(B) 86 3.3970 0.76175 促進專業成長 是(A) 218 3.4272 0.65745
2.668*
否(B) 86 3.1919 0.77500
提升教育品質 是(A) 218 3.2349 0.78668 1.496 n.s.
否(B) 86 3.0581 0.97781
提供福利服務 是(A) 218 3.6718 0.66639 1.816 n.s.
否(B) 86 3.5142 0.71807 行使勞動三權 是(A) 218 3.6046 0.75139
2.705*
否(B) 86 3.3395 0.81404 影響教育決策 是(A) 218 3.5242 0.74416
3.317**
否(B) 86 3.2060 0.77649 整體 是(A) 218 3.5497 0.57663
3.225*
否(B) 86 3.3018 0.66781 a. 個數為 304。
b. n.s. p＞0.05。
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歸納以上統計分析結果，不同背景變項教師對參與教師工會的認知差異，因不 同性別、不同年資、是否為教師會會員及是否為工會會員而有明顯差異，在不同 性別部分，獨立樣本 t 檢定值為 3.110(p=.002)，達非常顯著水準（p<.005）。此 部分之研究結果與薛鴻輝(2004)、周家弘(2008)、黃飛臺(2010)、吳子萱(2011)、
鄭伊伶(2012)等人之研究結果相同。在不同年資部分，對教師工會整體考驗 F 值 為 2.416(p=.049)，達顯著水準（p<.05）。此部分之研究結果與薛鴻輝(2004)、
黃曉玲(2007)、周家弘(2008)、陳明達(2010)、黃飛臺(2010)、吳子萱(2011)、
鄭紹正(2013)等人之研究結果相同。在是否為教師會員部分，獨立樣本 t 檢定值 為 3.225(p=.001)，達非常顯著水準（p<.005）。此部分之研究結果與周家弘(2008)、
陳明達(2010) 、黃飛臺(2010)、陳玉修(2011)等人之研究結果相同。在是否為教 師工會員部分，獨立樣本 t 檢定值為 3.931(p=.000)，達到極顯著水準（p<.001）。 此部分之研究結果與陳玉修(2011)之研究結果相同。顯示新北市國民中學教師會 因性別、年資、是否為教師會會員及是否為工會會員而對教師工會的認知有所不 同，不會因其職務、學歷、學校類型、學校規模及正式教師與否之不同，而對參 與教師工會的認知上有顯著差異。職務部分的結果與周家弘(2008)、黃飛臺(2010)、
吳子萱(2011)等結果不同；學歷部分的結果與周家弘(2008)的結果不同；學校類 型及是否為正式教師部分的結果無相關結果供比較；學校規模部分的結果與薛鴻 輝(2004)、周家弘(2008)、黃飛臺(2010)等結果不同。