研究假設之驗證

五、情緒勞務與工作倦怠之關聯性

本研究假設 1 探討教師情緒勞務與工作倦怠之關係，故以迴歸分析法檢視假 設 1。首先，以教師的性別、年齡、任教職務、學歷作為控制變項，以情緒勞務負 荷作為自變項，並分別依序以控制變項、自變項分階段加入迴歸模式進行分析，

分析結果如表 4-5。

由表 4-5 可知，在模式一當中(F=2.734，p<0.05)人口統計變數中僅性別對於工 作倦怠有顯著的影響。檢驗假設 1 的模式二當中(F=3.114，p<0.05)情緒勞務對於工 作倦怠有顯著正相關，支持假設 1，同時也表示教師之情緒勞務對工作倦怠有一定 之預測能力。

表 4-5 情緒勞務預測工作倦怠之迴歸分析結果 依變數：工作倦怠

模式一 模式二

步驟一：

性別 .187* .177*

年齡 -.154 -.140

任教職務 .020 -.006

學歷 .107 .101

步驟二：

情緒勞務 .167*

R² .069 .096

ΔR² .069* .027*

調整後 R² .044 .065

F 2.734* 3.114*

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001 六、教師自我效能之調節現象

(一) 教學策略效能之調節現象

本研究假設 2-1 欲探討教學策略效能對情緒勞務預測工作倦怠之調節效果，故

採取將調節變項平均中心(mean-center)的方式，以消除迴歸式中交互作用的高共線 性。首先，以教師之人口統計變數作為控制變項，以情緒勞務負荷作為自變項，

教學策略效能為調節變項，並分別依序以控制變項、自變項、調節變項、自變項 與調節變項之相乘項分階段加入迴歸模式進行分析，分析結果如表 4-6。

由表 4-6 可知，在模式三中(F=7.172，p<0.001)，教師的教學策略效能對於工 作倦怠感有顯著的負向影響(β=-0.393，p<0.001)，表示教學策略效能越高，工作倦 怠感會越低。另外，檢驗假設 2-1 的模式四中(F=7.076，p<0.001)，教學策略效能 對於情緒勞務預測工作倦怠有顯著的調節效果(β=0.181，p<0.05)。而在圖 4-1 中，

高教學策略效能與低教學策略效能之圖形線段並未平行，顯示教學策略效能有調

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

圖 4-1 教學策略效能之調節效果

由表 4-7 可知，在模式三中(F=9.391，p<0.001)，教師的班級經營效能對於工 作倦怠感有顯著的負向影響(β=-0.444，p<0.001)，表示班級經營效能越高，工作倦 怠感會越低。另外，檢驗假設 2-2 的模式四中(F=9.454，p<0.001)，班級經營效能 對於情緒勞務預測工作倦怠有顯著的調節效果(β=0.205，p<0.01)。而在圖 4-2 中，

高班級經營效能與低班級經營效能之圖形線段並未平行，顯示班級經營效能有調

表 4-7 班級經營效能調節效果之迴歸分析

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

圖 4-2 班級經營效能之調節效果

(三) 學生參與效能之調節現象

由表 4-8 可知，在模式三中(F=11.070，p<0.001)，教師的學生參與效能對於工 作倦怠感有顯著的負向影響(β=-0.483，p<0.001)，表示學生參與效能越高，工作倦 怠感會越低。另外，檢驗假設 2-3 的模式四中(F=10.772，p<0.001)，學生參與效能 對於情緒勞務預測工作倦怠有顯著的調節效果(β=0.181，p<0.05)。而在圖 4-3 中，

高學生參與效能與低學生參與效能之圖形線段並未平行，顯示學生參與效能有調

調整後 R² .044 .065 .286 .312 F 2.734* 3.114* 11.070*** 10.772***

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

圖 4-3 學生參與效能之調節效果

由表 4-9 可知，在模式三中(F=9.187，p<0.001)，教師的外向性對於工作倦怠 感有顯著的負向影響(β=-0.427，p<0.001)，表示外向性越高，工作倦怠感會越低。

另外，檢驗假設 3-1 的模式四中(F=8.346，p<0.001)，外向性對於情緒勞務預測工 作倦怠並未有顯著的調節效果(β=-0.124，p=0.105)，顯示外向性未有調節情緒勞務

對工作倦怠的影響之作用，即於外向性較高時，情緒勞務預測工作倦怠之作用並

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

(二) 親和性之調節現象

由表 4-10 可知，在模式三中(F=16.202，p<0.001)，教師的親和性對於工作倦 怠感有顯著的負向影響(β=-0.559，p<0.001)，表示親和性越高，工作倦怠感會越低。

另外，檢驗假設 3-2 的模式四中(F=14.938，p<0.001)，親和性對於情緒勞務預測工 作倦怠有顯著的調節效果(β=0.143，p<0.05)。而在圖 4-4 中，高親和性與低親和性 之圖形線段並未平行，顯示親和性有調節情緒勞務對工作倦怠的影響之作用，且 於親和性較高時，情緒勞務預測工作倦怠之作用更加明顯，顯示親和性有正向的 調節效果，支持假設 3-2。

表 4-10 親和性調節效果之迴歸分析

依變數：工作倦怠

模式一 模式二 模式三 模式四 步驟一：

性別 .187* .177* .160* .167**

年齡 -.154 -.140 -.058 -.038 任教職務 .020 -.006 -.020 -.017

學歷 .107 .101 .091 .091

步驟二：

情緒勞務 .167* .206** .227***

步驟三：

親和性 -.559*** -.551***

步驟四：

情緒勞務*親和性 .143*

R² .069 .096 .401 .421

ΔR² .069* .027* .305*** .019*

調整後 R² .044 .065 .377 .393 F 2.734* 3.114* 16.202*** 14.938***

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

圖 4-4 親和性之調節效果

由表 4-11 可知，在模式三中(F=7.013，p<0.001)，教師的責任感對於工作倦怠 感有顯著的負向影響(β=-0.366，p<0.001)，表示責任感越高，工作倦怠感會越低。

另外，檢驗假設 3-3 的模式四中(F=6.534，p<0.001)，責任感對於情緒勞務預測工 作倦怠並未有顯著的調節效果(β=0.131，p=0.082)，顯示責任感未有調節情緒勞務

表 4-11 責任感調節效果之迴歸分析

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

(四) 神經質傾向之調節現象

由表 4-12 可知，在模式三中(F=14.116，p<0.001)，教師的神經質傾向對於工 作倦怠感有顯著的正向影響(β=0.549，p<0.001)，表示神經質傾向越高，工作倦怠 感會越高。另外，檢驗假設 3-4 的模式四中(F=13.136，p<0.001)，神經質傾向對於 情緒勞務預測工作倦怠有顯著的調節效果(β=-0.163，p<0.05)。而在圖 4-5 中，高

神經質傾向與低神經質傾向之圖形線段並未平行，顯示神經質傾向有調節情緒勞 務對工作倦怠的影響之作用，且於神經質傾向較高時，情緒勞務預測工作倦怠之 作用更加不明顯，顯示神經質傾向有負向的調節效果，支持假設 3-4。

表 4-12 神經質傾向調節效果之迴歸分析 依變數：工作倦怠

模式一 模式二 模式三 模式四 步驟一：

性別 .187* .177* .129 .113 年齡 -.154 -.140 -.067 -.074 任教職務 .020 -.006 .003 -.005

學歷 .107 .101 .066 .071

步驟二：

情緒勞務 .167* .034 .104

步驟三：

神經質傾向 .549*** .558***

步驟四：

情緒勞務*神經質傾向 -.163*

R² .069 .096 .369 .390

ΔR² .069* .027* .272*** .021*

調整後 R² .044 .065 .343 .360 F 2.734* 3.114* 14.116*** 13.136***

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

圖 4-5 神經質傾向之調節效果

由表 4-13 可知，在模式三中(F=6.355，p<0.001)，教師的經驗開放度對於工作 倦怠感有顯著的負向影響(β=-0.782，p<0.001)，表示經驗開放度越高，工作倦怠感 會越低。另外，檢驗假設 3-5 的模式四中(F=5.481，p<0.001)，對經驗的開放度對 於情緒勞務預測工作倦怠並未有顯著的調節效果(β=0.048，p=0.529)，顯示對經驗

表 4-13 對經驗的開放度調節效果之迴歸分析

註 1：*表 p<0.05，**表 p<0.01，***表 p<0.001

綜合以上，將本研究之假設驗證結果整理如表 4-14：

果。

3-4 教師之神經質傾向對情緒勞務與工作倦怠之關係有負向的調

節效果。 成立

3-5 教師之對經驗的開放度對情緒勞務與工作倦怠之關係有正向

的調節效果。 不成立