第四章 結果與討論
第三節 教師背景變項在教師情緒管理之差異分析
本節旨在探討教師不同背景變項在彰化縣國小教師情緒管理上之差異情形。
並將所得之結果進行分析與討論。教師背景變項包括性別、婚姻、年齡、學歷、
任教年資、現任職務、學校規模。教師情緒管理則以情緒的覺察、情緒的表達及 情緒的調適為指標。分述如下：
一、 不同性別教師情緒管理之差異情形
不同性別之教師情緒管理之t考驗統計分析如表4-11。不同性別的教師情緒管 理，其t值均達顯著水準（F＝2.679，P＜0.5），顯示不同性別之教師對情緒管理整 體有顯著差異。就各構面分析發現，不同性別之教師對情緒覺察、情緒表達、情 緒調適等情緒管理構面均達顯著水準，即有顯著差異；顯示女教師在情緒覺察、
情緒表達、情緒調適上皆顯著高於男教師。
本研究發現，女性教師的情緒管理高於男性教師，此與林約宏（2001）、周正 儀（1998）、劉郁梅（2000）、顏淑惠(2001)、李慧芬（2007）的研究結果有類似 的發現。推論原因在於情緒表達、非語言訊息的覺察、自我表露與同理心方面，
女性較男性更能覺察自己的情緒及他人的感受，對非語言訊息的傳達與接收也較 為熟練，且較能自我表露與較具同理心。
表4-11：不同性別之教師對情緒管理之差異分析
構面 性別 個數 平均值 標準差 t值 情緒覺察 男 196 3.419 .503 -11.811***
女 351 3.905 .435
情緒表達 男 196 3.352 .494 -12.943***
女 351 3.925 .497
情緒調適 男 196 3.434 .472 -12.707***
女 351 3.948 .443
情緒總分 男 196 3.408 .433 -14.391***
女 351 3.929 .389 註：*p＜.05、**p＜.01、***p＜.001
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二、 不同婚姻教師情緒管理之差異情形
不同婚姻關係之教師對情緒管理之t考驗統計分析如表4-12。不同婚姻關係的 教師情緒管理，其t值均未達顯著水準（F＝9.415，P＞0.5），顯示不同婚姻關係之 教師對情緒管理整體沒有顯著差異。就各構面進一步分析發現，不同婚姻關係之 教師對情緒覺察、情緒表達、情緒調適等情緒管理構面均未達顯著水準，即沒有 顯著差異。研究結果發現教師婚姻關係並不影響其情緒管理能力。
表4-12 不同婚姻之教師對情緒管理之差異分析
構面 婚姻 個數 平均值 標準差 t值 情緒覺察 已婚 353 3.718 .538 -.765
未婚 194 3.754 .472
情緒表達 已婚 353 3.715 .598 -.295 未婚 194 3.730 .506
情緒調適 已婚 353 3.755 .539 -.573 未婚 194 3.781 .472
情緒總分 已婚 353 3.733 .501 -.614 未婚 194 3.759 .428
註：*p＜.05、**p＜.01、***p＜.001
三、不同年齡教師情緒管理之差異情形
不同年齡之教師對情緒管理之單因子變異數分析摘要如表4-13。
(一)整體分析
不同年齡之教師對情緒管理整體傾向經單因子變異數分析檢定發現，其F 值 達顯著水準 (F＝2.452，p＜.05)，顯示不同年齡之教師對情緒管理整體傾向有顯著 差異，進一步事後比較發現，情緒管理整體各組間並無明顯差異。
(二)各構面分析
就各構面進一步分析發現，不同年齡教師在情緒覺察構面，其F值達顯著水 準，在情緒表達、情緒調適構面其F值未達顯著水準，繼以Scheffe事後比較，發現 年齡35以下的教師情緒覺察顯著大於年齡36-45的教師，與許多研究發現不同（黃 月秀，2009、黃景文，2005、李彥君，2002、周世娟，2004）。推論其原因可能因 為較資淺的教師自我意識較強，對自己的情緒覺察較敏感也較重視。
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表4-14 不同學歷教師情緒管理之單因子變異數分析摘要表
情緒管理 組別 學歷 人數 平均數 標準差 F 檢定 情緒覺察 1 師專或師院 256 3.733 .505 1.988
2 一般大學 122 3.799 .531 3 研究所以上 169 3.677 .517
情緒表達 1 師專或師院 256 3.728 .553 1.431 2 一般大學 122 3.778 .605
3 研究所以上 169 3.666 .557
情緒調適 1 師專或師院 256 3.764 .504 2.882 2 一般大學 122 3.849 .561
3 研究所以上 169 3.702 .494
情緒總分 1 師專或師院 256 3.745 .461 2.669 2 一般大學 122 3.815 .506
3 研究所以上 169 3.685 .471 註：*p＜.05、**p＜.01、***p＜.001
五、不同任教年資教師情緒管理之差異情形
不同任教年資之教師對情緒管理之單因子變異數分析如表4-15。
(一)整體分析
不同任教年資之教師對情緒管理整體傾向經單因子變異數分析檢定發現，其F 值未達顯著水準 (F＝5.822，p＜.05)，顯示不同任教年資之教師對情緒管理整體傾 向沒有顯著差異。
(二)各構面分析
就各構面進一步分析發現，不同任教年資教師對情緒覺察、情緒表達、情緒 調適等構面，其F 值均未達顯著水準，亦即沒有顯著差異。
此研究結果與鄭瑜銘（1998）、林約宏（2001）、薛秀宜（2001）、江明洲（2006）
的研究結果不同。但與顏淑惠（2000）、邱姮娟（2005）、李慧芬（2007）研究結 果一致，推論其原因，目前教師管教的部分較受爭議，所以教師不論任教年資的 長短，教師多能提醒自己做有效的情緒管理，避免不當管教的情發生，而影響教 學成效。
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等研究結果不同。推論原因可能是兼行政老師工作太過繁瑣，過多的行政業務造 成較大的壓力，讓教師在情緒管理上得分較差，而級任教師的工作較單純，多數 時間只要處理好班級上的事務即可，所以對情緒的控制上較好。
表4-16 不同現任職務教師情緒管理之單因子變異數分析摘要表 情緒管理 組
別
現任職務 人數 平均數 標準差 F 檢定 Scheffe 事後比較
情緒覺察 1 教師兼行政 217 3.642 .545 6.242** 2＞1 2 級任老師 254 3.809 .473
3 科任老師 76 3.723 .530
情緒表達 1 教師兼行政 217 3.592 .560 12.638*** 2＞1 2 級任老師 254 3.846 .545 2＞3 3 科任老師 76 3.664 .575
情緒調適 1 教師兼行政 217 3.679 .523 5.441** 2＞1 2 級任老師 254 3.835 .498
3 科任老師 76 3.769 .525
情緒總分 1 教師兼行政 217 3.645 .494 9.107*** 2＞1 2 級任老師 254 3.830 .439
3 科任老師 76 3.728 .494 註：*p＜.05、**p＜.01、***p＜.001
七、不同學校規模教師情緒管理之差異情形
不同學校規模之教師對情緒管理之單因子變異數分析如表4-17。
(一)整體分析
不同學校規模之教師對情緒管理整體傾向經單因子變異數分析檢定發現，其F 值未達顯著水準 (F＝.377，p＞.05)，顯示不同學校規模之教師對情緒管理整體傾 向沒有顯著差異。
(二)各構面分析
就各構面進一步分析發現，不同學校規模教師對情緒覺察、情緒表達、情緒 調適等構面，其F 值均未達顯著水準，亦即沒有顯著差異。
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表4-17 不同學校規模教師在教師情緒管理之單因子變異數分析摘要表 人格特質 組別 學校規模 人數 平均數 標準差 F 檢定 情緒覺察 1 12 班以下 182 3.7983 .57242 2.459
2 13-24 班 129 3.7176 .45543 3 25 班以上 236 3.6870 .49771
情緒表達 1 12 班以下 182 3.7537 .63500 .463 2 13-24 班 129 3.7054 .50411
3 25 班以上 236 3.7034 .54519
情緒調適 1 12 班以下 182 3.7522 .59022 .094 2 13-24 班 129 3.7775 .46305
3 25 班以上 236 3.7665 .48433
情緒總分 1 12 班以下 182 3.7666 .55241 .377 2 13-24 班 129 3.7405 .41475
3 25 班以上 236 3.7259 .44491 註：*p＜.05、**p＜.01、***p＜.001
第四節 教師背景變項在教師效能信念上 之差異比較
本節旨在探討教師不同背景變項在彰化縣國小教師效能信念上之差異情形。
並將所得之結果進行分析與討論。教師背景變項包括性別、婚姻、年齡、學歷、
任教年資、現任職務、學校規模。教師效能信念則以內控性教學效能、抗衡性教 學效能為指標。分述如下：
一、 不同性別教師效能信念之差異情形
不同性別的教師效能信念經t考驗統計分析，其t值未達顯著水準（F＝0.82，P
＞.05），顯示不同性別之教師對教師效能信念整體沒有顯著差異。就各構面進一 步分析發現，不同性別之教師對內控性教師效能信念構面其t值未達顯著水準，亦 即沒有顯著差異；不同性別之教師對抗衡性教師效能信念構面其t值達顯著水準，
男教師高於女教師，此與有些研究結果相同（邱和仁，2005；郭明德，1999；黃順 利，2000；鄭及宏，2004；鄭宏財，1997；簡佳珍，2003、黃月秀，2009）。但有
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些研究結果發現性別與教師效能信念無關（李欣慧，2006、鄭文實，2007）。推論 其原因可能是因為男教師大多以工作為優先，積極爭取表現的機會；女性教師除 了扮好教師角色還必須兼顧家庭，所面臨的困境及壓力與日俱增，因此減低其效 能。另一方面，近年來國小學生的行為與學習態度轉變很大，許多女教師有危機 感，對於抗衡外在環境的信念較低，而男教師較具挑戰外在條件的信心，對於影 響學生學習較有把握，因而形成差異。
表4-18 不同性別之教師效能信念差異分析
構面 性別 平均值 標準差 t值
內控性 男 3.618 .532 .158 女 3.603 .527
抗衡性 男 3.253 .604 2.754*
女 3.131 .672
效能總分 男 3.488 .473 1.384 女 3.434 .495
註：*p＜.05、**p＜.01、***p＜.001
二、不同婚姻關係教師效能信念之差異情形
不同婚姻關係的教師效能信念經t考驗統計分析，其t值達顯著水準（F＝1.995，
P＜.05），顯示不同婚姻關係之教師對教師效能信念整體有顯著差異，已婚教師顯 著高於未婚教師。就各構面進一步分析發現，不同婚姻關係之教師在內控性教師 效能信念構面其t值達顯著水準，已婚教師顯著高於未婚教師。此研究結果與孫志 麟（1991）、劉威德（1994）、馮莉雅(1998)、彭玉珍（2001）、林國瑞（2001）、李 慧芬（2007）的研究結果有相類似的發現。其研究結果均發現已婚教師之教師效能 信念高於未婚教師。孫志麟並進一步指出認為造成在教師效能信念已婚教師要高 於未婚教師的可能原因是未婚教師對自己的職業角色不確定，所以造成低教師效 能信念。
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表4-19 不同婚姻關係之教師效能信念差異分析
註：*p＜.05、**p＜.01、***p＜.001
三、不同年齡教師效能信念之差異情形
不同年齡之教師對教師效能信念之單因子變異數分析摘要如表4-20。
(一)整體分析
不同年齡之教師對教師效能信念整體傾向經單因子變異數分析檢定發現，其F 值達顯著水準 (F＝3.655，p＜.05)，顯示不同年齡之教師對教師效能信念整體傾向 有顯著差異，進一步事後比較發現，56歲以上教師顯著高於36-45歲的教師。
(二)各構面分析
就各構面進一步分析發現，不同年齡教師在在內控性、抗衡性教學效能上，F 值均達顯著水準，繼以Scheffe事後比較，發現56歲以上教師在內控性教師效能信 念上顯著高於35歲以下教師。
此研究結果與孫志麟（1991）、梁茂森（1992）、林國瑞（2001）、李慧芬（2007）、 黃月秀（2009）的研究結果有相類似的發現，年齡較高之教師其整體教師效能信念、
內控性教學效能及抗衡性教學效能表現較高；年齡較低之教師其整體教師效能信 念、內控性教學效能、抗衡性教學效能表現較低。推究其原因，可能是教師隨著 年齡的增長，教學經驗日漸豐富，提昇了教學上的自信心所致，普遍而言，教師 服務一段年資之後，其教師專業能力應會有提昇，其教師效能感受應會較佳，因 此，較資深者其教師效能感受應會較佳，也有可能因為屆於退休年齡，其教學經 驗豐富，且對自己的教學能力以「樂觀」的態度來看待所致。但也有些研究發現 年齡在教師效能信念上無顯著差異（陳馨蘭，1998）。
構面 婚姻 平均值 標準差 t值
內控性 已婚 3.670 .530 3.689***
未婚 3.496 .507
抗衡性 已婚 3.173 .657 .241 未婚 3.176 .640
效能總分 已婚 3.493 .496 2.653**
未婚 3.381 .464
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(1998)、黃順利（2000）、廖居治（2000）、 顏淑惠（2001）、李欣慧（2006）、
鄭文實（2007）的研究部分相似，推論其原因可能是我國國小教師接受相似之師資 教育過程，目前教師進修的情況普遍，進修是增進教師自己的能力，教師取得較
鄭文實（2007）的研究部分相似，推論其原因可能是我國國小教師接受相似之師資 教育過程，目前教師進修的情況普遍，進修是增進教師自己的能力，教師取得較