本節主要在討論工作壓力與休閒參與之間的關係，採用皮爾森相關分析來探討 臺北市公私立高中職軍訓教官的工作壓力與休閒參與之間的關連性，針對研究的結 果，分述如下。
一、不同依變項之皮爾森相關分析
為瞭解工作壓力各構面的相互關係，將工作壓力各構面進行皮爾森積差相關分 析，根據受訪者調查資料結果分析顯示出，以工作壓力的依變項而言，在五個不同 構面和整體工作壓力之間，均呈顯出彼此間的相互高度相關影響結果，表49為相關 分析摘要表。
表 49
工作壓力各構面間相關分析表
整 體 專業知能 人際關係 工作負荷 工作的不
確定性 角色衝突 整 體 1
專業知能 .930** 1
人際關係 .897** .782** 1
工作負荷 .886** .739** .796** 1 工作的不
確定性 .893** .764** .717** .779** 1
角色衝突 .713** .568** .562** .625** .666** 1
**p < .01
為瞭解休閒參與各類型的相互關係，將休閒參與各類型進行皮爾森積差相關分 析，結果發現大部分的休閒類型的參與之間有關聯性，但「視聽活動」類型與「文 化活動」、「運動活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其它嗜好活動」類型 之間沒有顯著的相關；「運動活動」類型與「其它嗜好活動」類型的休閒參與也沒 有關聯性，表50為相關分析摘要表。
表 50
係」構面之間，呈現負相關影響之差異情形，顯示臺北市公私立高中職軍訓教官在
活動」、「文化活動」、「運動活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其它嗜好活動」
等六類休閒活動為預測變項，以「專業知能之工作壓力」為效標變項，進行同時多 元迴歸分析，分析結果如表52。
表52
休閒參與對專業知能之迴歸分析
依變項為工作壓力-專業知能構面
未標準化係數 標準化係數
t 顯著性 B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 2.439 .244 10.005 .000 視聽活動 0.083 .033 .128 2.486* .013 文化活動 0.050 .039 .068 1.261 .208 運動活動 -0.078 .032 -.129 -2.417* .016 戶外活動 -0.033 .042 -.044 -0.797 .426 社交活動 -0.056 .039 -.075 -1.412 .159 其它嗜好活動 -0.019 .037 -.029 -0.529 .597 整體模型 R=.22 R2=.05 adj R2=.03 F(6,363)=2.92**
*p < .05；**p < .01
由表52可知，休閒參與對專業知能預測力整體模型解釋值為R2=.05，即預測變 項可以解釋效標變項變異的5％，如果考慮模型的簡效性，則調整後的R2=.03。「視 聽活動」及「運動活動」對「工作壓力-專業知能構面」具有顯著預測力，Beta係數 分別為.128及-.129，p < .05。由此推論，若從事「視聽活動」類的休閒參與程度越 高，則在「專業知能」構面上的工作壓力也愈高；但若從事「運動活動」類的休閒 參與程度越高，則能有效降低在「專業知能」構面上的工作壓力，其餘在「文化活 動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其他嗜好活動」等休閒參與類型上均無法 預測專業知能的工作壓力。
(二) 休閒參與類型對「人際關係」之預測分析
以休閒參與類型對人際關係之工作壓力進行多元同時迴歸分析，因此以「視聽 活動」、「文化活動」、「運動活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其它嗜好活動」
等六類休閒活動為預測變項，以「人際關係之工作壓力」為效標變項，進行同時多
元迴歸分析。分析結果如表53。
表53
休閒參與對人際關係之迴歸分析
依變項為工作壓力-人際關係構面
未標準化係數 標準化係數
t 顯著性 B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 2.352 .237 9.908 .000 視聽活動 0.022 .032 .035 0.667 .505 文化活動 0.053 .038 .074 1.371 .171 運動活動 -0.073 .031 -.124 -2.309* .022 戶外活動 0.021 .041 .028 0.518 .604 社交活動 -0.082 .038 -.114 -2.142* .033 其它嗜好活動 -0.033 .036 -.050 -0.920 .358 整體模型 R=.18 R2=.03 adj R2=.02 F(6,363)=2.13*
*p < .05
由表53可知，休閒參與對人際關係預測力整體模型的解釋值為R2=.03，即預測 變項可以解釋效標變項變異的3％，如果考慮模型的簡效性，則調整後的R2=.02。「運 動活動」及「社交活動」對「工作壓力-人際關係構面」具有顯著預測力，Beta係數 分別為-.124及-.114，p < .05。由此推論，從事「運動活動」及「社交活動」類的休 閒參與程度越高，則在人際關係構面上的工作壓力則越低，其餘在「視聽活動」、
「文化活動」、「戶外活動」及「其他嗜好活動」等休閒參與類型上均無法預測人 際關係的工作壓力。
(三) 休閒參與類型對「工作負荷」之預測分析
以休閒參與類型對工作負荷之工作壓力進行多元同時迴歸分析，因此以「視聽 活動」、「文化活動」、「運動活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其它嗜好活動」
等六類休閒活動為預測變項，以「工作負荷之工作壓力」為效標變項，進行同時多 元迴歸分析。分析結果如表54。
表54
休閒參與對工作負荷之迴歸分析
依變項為工作壓力-工作負荷構面
未標準化係數 標準化係數
t 顯著性 B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 2.487 .249 9.992 .000 視聽活動 0.011 .034 .016 0.317 .751 文化活動 0.056 .040 .075 1.394 .164 運動活動 -0.083 .033 -.136 -2.528* .012 戶外活動 -0.003 .043 -.004 -0.078 .938 社交活動 0.071 .040 -.094 -1.768 .078 其它嗜好活動 0.005 .038 .008 0.140 .888 整體模型 R=.18 R2=.03 adj R2=.02 F(6,363)=1.99
*p < .05
由表54可知，休閒參與對工作負荷預測力整體模型的解釋值為R2=.03，即預測 變項可以解釋效標變項變異的3％，如果考慮模型的簡效性，則調整後的R2=.02。「運 動活動」對「工作壓力-工作負荷構面」具有顯著預測力，Beta係數分別為-.136，p < .05。
由此推論，從事「運動活動」的休閒參與程度越高，則在工作負荷構面上的工作壓 力則越低，其餘在「視聽活動」、「文化活動」、「戶外活動」、「社交活動」及
「其他嗜好活動」等休閒參與類型上均無法預測工作負荷的工作壓力。
(四) 休閒參與類型對「工作的不確定性」之預測分析
以休閒參與類型對工作的不確定性之工作壓力進行多元同時迴歸分析，因此以
「視聽活動」、「文化活動」、「運動活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其它嗜好 活動」等六類休閒活動為預測變項，以「工作的不確定性之工作壓力」為效標變項，
進行同時多元迴歸分析。分析結果如表55。
表55
休閒參與對工作的不確定性之迴歸分析
依變項為工作壓力-工作的不確定性構面
未標準化係數 標準化係數
t 顯著性 B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 2.382 .248 9.608 .000 視聽活動 0.056 .034 .085 1.650 .100 文化活動 0.058 .040 .077 1.442 .150 運動活動 -0.100 .033 -.163 -3.047** .002 戶外活動 0.046 .042 .059 1.083 .279 社交活動 -0.047 .040 -.063 -1.179 .239 其它嗜好活動 -0.005 .037 -.007 -0.122 .903 整體模型 R=.20 R2=.04 adj R2=.02 F(6,363)=2.50*
*p < .05；**p < .01
由表55可知，休閒參與對工作的不確定性預測力整體模型的解釋值為R2=.04，
即預測變項可以解釋效標變項變異的4％，如果考慮模型的簡效性，則調整後的 R2=.02。「運動活動」對「工作壓力-工作的不確定性構面」具有顯著預測力，Beta 係數分別為-3.047，p < .01。由此推論，從事「運動活動」類的休閒參與程度越高，
則在工作的不確定性構面上的工作壓力則越低，其餘在「視聽活動」、「文化活動」、
「戶外活動」、「社交活動」及「其他嗜好活動」等休閒參與類型上均無法預測工 作的不確定性的工作壓力。
(五) 休閒參與類型對「角色衝突」之預測分析
以休閒參與類型對工作的不確定性之工作壓力進行多元同時迴歸分析，因此以
「視聽活動」、「文化活動」、「運動活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其它嗜好 活動」等六類休閒活動為預測變項，以「角色衝突之工作壓力」為效標變項，進行 同時多元迴歸分析。分析結果如表56。
表56
休閒參與對角色衝突之迴歸分析
依變項為工作壓力-角色衝突構面
未標準化係數 標準化係數
t 顯著性 B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 2.686 .302 8.907 .000 視聽活動 0.021 .041 .027 0.517 .606 文化活動 0.015 .049 .016 0.301 .764 運動活動 -0.137 .040 -.182 -3.415** .001 戶外活動 0.026 .052 .028 0.512 .609 社交活動 -0.068 .049 -.074 -1.392 .165 其它嗜好活動 0.077 .045 .091 1.685 .093 整體模型 R=.21 R2=.05 adj R2=.03 F(6,363)=2.91**
**p < .01
由表56可知，休閒參與對角色衝突預測力整體模型的解釋值為R2=.05，即預測 變項可以解釋效標變項變異的5％，如果考慮模型的簡效性，則調整後的R2=.03。運 動活動對「工作壓力-角色衝突構面」具有顯著預測力，Beta係數分別為-3.415，p < .01。
由此推論，從事「運動活動」類的休閒參與程度越高，則在角色衝突構面上的工作 壓力則越低，然而在「視聽活動」、「文化活動」、「戶外活動」、「社交活動」
及「其他嗜好活動」等休閒參與類型上均無法預測角色衝突的工作壓力。
(六) 休閒參與類型對工作壓力整體之預測分析
以休閒參與類型對整體之工作壓力進行多元同時迴歸分析，因此以「視聽活動」、
「文化活動」、「運動活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其它嗜好活動」等六類 休閒活動為預測變項，以「整體之工作壓力」為效標變項，進行同時多元迴歸分析。
分析結果如表57。
表57
休閒參與對整體之迴歸分析
依變項為工作壓力-整體
未標準化係數 標準化係數
t 顯著性 B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 2.434 .220 11.041 .000 視聽活動 0.048 .030 .083 1.602 .110 文化活動 0.050 .036 .076 1.412 .159 運動活動 -0.087 .029 -.158 -2.959** .003 戶外活動 0.004 .038 .005 0.100 .920 社交活動 -0.063 .036 -.094 -1.773 .077 其它嗜好活動 -0.009 .033 -.014 -0.258 .796 整體模型 R=.21 R2=.04 adj R2=.03 F(6,363)=2.74*
*p < .05；**p < .01
由表57可知，休閒參與對整體工作壓力預測力整體模型的解釋值為R2=.04，即 預測變項可以解釋效標變項變異的4％，如果考慮模型的簡效性，則調整後的R2=.03。
運動活動對「整體工作壓力」具有顯著預測力，Beta係數分別為-.158，p < .01。由 此推論，從事「運動活動」類的休閒參與程度越高，則在整體上的工作壓力則越低，
其餘在「視聽活動」、「文化活動」、「戶外活動」、「社交活動」及「其他嗜好 活動」等休閒參與類型上均無法預測整體的工作壓力。
二、 小結
根據本節統計分析結果，在「視聽活動」類的休閒參與方面，僅對「專業知能」
構面的工作壓力有顯著預測力，但「視聽活動」類的休閒參與程度越高，則在「專 業知能」構面的工作壓力上也相對越高；在「運動活動」類的休閒參與方面，針對
「專業知能」、「人際關係」、「工作負荷」、「工作的不確定性」、「角色衝突」
構面及「整體」工作壓力上均有顯著預測力，顯示當「運動活動」類的休閒參與程 度越高時，則在「專業知能」、「人際關係」、「工作負荷」、「工作的不確定性」、
「角色衝突」及「整體」工作壓力上的程度則越低；在「社交活動」類的休閒參與
方面，僅對「人際關係」構面的工作壓力有顯著預測力，即「社交活動」類的休閒 參與程度越高，則在「人際關係」構面的工作壓力上則越低；在「文化及其它嗜好 活動」類的休閒參與方面，對「專業知能」、「人際關係」、「工作負荷」、「工 作的不確定性」、「角色衝突」構面及「整體」工作壓力上則均無法有效預測。
第伍章 結論與建議
本研究以臺北市高中職軍訓教官為研究對象，瞭解不同的人口統計背景變項、
工作壓力與休閒參與現況，分析不同人口背景變項在工作壓力及休閒參與上的差異，
工作壓力與休閒參與現況，分析不同人口背景變項在工作壓力及休閒參與上的差異，