過量教育對工作滿意度、學術活動參與、健康及轉換工作意願分析153

健康以及轉換工作意願之相關分析

本節透過「過量教育對教學生產力之問卷調查」之身心狀況與進修情形 所得研究資料，並依據教學生產力不同的變項，採用不同的統計方式加以分析。

本節共分四個部分來說明。分別為工作滿意度、學術活動參、健康與以及轉換 工作意願四個變項，分述如下：

一、 工作滿意度

工作滿意度應變數設定之排序量度以 5（非常好）、4（良好）、3（尚可）

2（不好）至 1（非常不好）的順序來呈現，也就是採用 ordered logit 模式來 進行分析。實證結果由工作滿意度與各自變數的關係由表 4-3-1 呈現之，迴歸 式呈現顯著水準的線性現象，在工作滿意度的各解釋變數中，教學年資、受教 年數、任教學校、養育子女、婚姻狀況、導師與否、兼任行政、師範學歷、不 足教育虛擬值均與工作滿意度無顯著相關。

5％的顯著水準下，可以發現學校規模變項係數對工作滿意度方面是呈現 正相關，顯示教師在規模較大的學校在工作滿意度上較高於中、小型學校，意 味著大型學校教師可能因為教師較多，遇有問題或困難時可尋求資深教師幫 忙，而且每一位教師工作職務單純不像小型學校教師身兼四、五個職務，因而 工作滿意度較高於中、小型學校教師。恰與教學效能呈現相同的結果，在學校 規模變數對教學計畫與準備、多元教學技巧、良好學習氣氛方面與班級經營管 理四個面向都呈現正的顯著相關。

1％的顯著水準下發現，教學效能總值與工作滿意度成正相關，教學效能 相對較高的教師對於教學工作越感覺滿意。與張建成（1976）、魏碧鳳（2003）、

Smith（1992）、Gara（1998）研究相似，教學效能越高者，其教學滿意度越高。

但與國內學者鐘一先（1992）、李素芬（2003）研究相反。

-2Log Likelihood 679.591 Pseduo R² (Cox&Snell) 16.5%

註：**P<.01，*P<.05，⁺P<.1

10％顯著水準下，可以發現過量教育虛擬值變項係數對工作滿意度方面 是呈現正相關，顯示教師在自己覺得受教育程度高於擔任本職的適量教育時，

他會對於當前職務的滿意度呈現上升趨勢。研究結果與文獻大致相同，Buchel

（2002）則發現過量教育者與學歷配置恰當的同事比較，有較高的工作滿意度，

變項係數為正且顯著。但是也有其他學者有不同的看法，Tsang（1987）發現過 量教育是顯著的且與工作滿意度呈現負相關，工作滿意度與產出是顯著的正相 關，因此過量教育有較低的生產力。Rumberger（1981）、Tsang（1987）、Levin

（1991）以及 Hersch（1991）發現過量教育的男性工作者有較低的工作滿意度 與職業企圖，Verhaest＆Omey（2003）亦獲致相同結果。

二、 學術活動參與

人力資本理論認為，人力資本可以透過多種方式取得，如正式教育、經驗、

工作年限、工作訓練等，工作者雖然教育年數低，但是可以擁有其他形式的人 力資本，以獲取相同的工作，產生所謂的可替代假設（Sloane,Battu＆

Seaman,1999）這部分內容學理上爭議較小。學術活動參與這部分是採用複迴歸 的方式來探討教師在學術活動參與的意願，應變數為教師年度參與工作有關學 術活動的時間。

迴歸結果詳如表 4-3-2。表 4-3-2 呈現學術活動參與和過量教育等變數相 關性，調整之 R²＝2.70％、F值＝2.165，達到顯著水準，本迴歸式線性配適度 良好。性別、任教學校、學校規模、教學年資、養育子女、受教年數、兼任行 政等均呈現不顯著狀態，顯示教師的教育年數、師範學歷、過量教育虛擬值與 學術活動參與無顯著相關。

在 5％的顯著水準下發現，導師與否變項係數對學術活動參與方面是呈 現顯著的負相關，顯示擔任導師的教師似乎較無時間去參加學術活動的研習或 進修，亦有可能學生所發生的突發事件較多，必須要班級導師當面處理，導致 教師無法完全放下心來參與學術活動。

1％的顯著水準下，可以發現教學效能總值變數項與學術活動參與成正 的顯著相關，意味著教學效能較高的老師比較願意參與各種學術活動。

學術活動參與研究結果顯示與國外文獻並不相同，Hersch（1991）發現 過量教育的工作者有較低的職業企圖，較不願意參加工作訓練。Sicherman

（1991）亦發現過量教育者的工作訓練量較適量教育者低。Groot（1993）指出 過量教育與訓練參與間既不是替代財亦非互補財，且不足教育者參與訓練後報 酬將增加。Verhaest＆Omey（2004）亦發現過量教育者較無參與訓練的意願。

但是 Buchel（2002）的研究結果與前述學者卻不相同，其結果係數卻是顯著的 正相關，研究發現過量教育工作者參與工作訓練機會較多，因而提高參與時數。

表 4-3-2 學術活動參與迴歸結果

自變數 係數 B 標準差 t 值

性別 -.356 1.865 -.191

任教學校 2.074E-02 1.696 .012

學校規模 .793 1.229 .645

教學年資 -1.885E-02 .126 -.150

養育子女 -3.217 2.708 -1.188

婚姻狀況 3.349 2.794 1.199

導師與否 -5.514* 1.786 -3.087

兼任行政 -1.546 2.484 -.622

師範學歷 -1.659 1.841 -.901

受教年數 .164 .753 .218

過量虛擬 -1.899 2.478 -.766

不足虛擬 2.084 2.441 .854

教學效能 .196** .056 3.476

Constant 2.113 13.713 .154

R² 2.70%

F 2.165**

註：**P<.01，*P<.05

三、 健康狀況

健康狀況採用 binary logit model 進行分析，本法較 binary Probit model 佳，因為後者可能出現係數大於 1 或負數（機率應該介於 0 與 1 間），無法合理 解釋之窘境。以 binary logit model 分析原因主要是，原來問卷之 5 等份量表 中，次序量度由 5（從不生病）、4（極少生病）、3（少生病）、2（易生病）至 1

（極易生病）排列，但考量教師可能不願意填寫 1 或 5，真實表現其身體狀況，

因此本研究乃將 5 至 3 合併，2 與 1 合併，亦即前 3 項從不生病、極少生病、少 生病三個部分合併為事件 y=1，易生病、極易生病二個部分合併為事件 y=0，因 此健康與否各以 1 與 0 表現之。

研究結果詳如表 4-3-3。在 5％的顯著水準下發現，自變數性別項具有顯著 之差異，本研究設定男生＝1，女生＝0，因此女老師健康狀況優於男老師。這 種合併量度的作法，如 McCullagh（1980）所述，可能失去使用樣本的效率性

（efficieny），但是為避免教師不願意填寫「從不生病」、「極易生病」兩個極 端值，合併作法有其實質價值。

本研究結果過量教育不是國中教師們健康狀況之良好解釋變數，與國外文 獻並不相同。國外學者 Grossman（1972）認為隨者教育投資的增加，有助於國 民身體健康提升，兩者產生正向的影響。Hammand（2003）整理多人文獻得出，

有好的教育程度則有較佳的學習能力，可以反覆練習好的健身運動，而且教育 可以提高素質，使人愉快。另外一些學者如 Johnson＆Johnson（1999）與 Wirz

＆Atukeren（2005）則認為是負相關，過量教育容易導致健康情況變差。

表 4-3-3 健康狀況 binary logit 模式實證結果

自變數 係數 B 標準差 Wald Exp(B) 性別 -.639* .263 5.915 .528 任教學校 -.207 .221 .878 .813 學校規模 .020 .159 .016 1.020 教學年資 .017 .017 1.050 1.017 養育子女 -.051 .353 .021 .950 婚姻狀況 .200 .358 .313 1.222 導師與否 -.312 .233 1.798 .732 兼任行政 -.195 .333 .343 .823 師範學歷 .106 .233 .208 1.112 受教年數 -.070 .095 .551 .932 過量虛擬 .130 .316 .169 1.139 不足虛擬 -.042 .324 .017 .959 教學效能 -.0047 .007 .289 .996 Constant 3.105 1.743 3.173 22.311

-2Log Likelihood 583.007 Pseduo R² (Cox&Snell) 2.40%

註：**P<.01，*P<.05 四、轉換工作意願

配合理論或職業移動理論（occupation mobility theory）認為過量教育 將造成工作者於短期內尋找更高職務的工作，轉換工作有助於改善工作的不匹 配情形，Sicherman（1991）是主要的支持者。工作競爭模式則認為過量教育不 會造成工作者轉換工作情形。因此本研究先將答「是」者以 1 表示，合併回答

「否、不確定者」為 0，採用 binary logit 模式來分析。

研究結果詳如表 4-3-4。表 4-3-4 呈現轉換工作意願與和過量教育等變數 相關性，養育子女、婚姻狀況、導師與否、師範學歷、過量教育與不足教育虛

擬值等均呈現不顯著狀態，顯示教師養育子女、婚姻狀況、導師與否、師範學 Constant -1.916 2.717 1.587 1.896 1.458 2.053 .147 15.128

有換工作意願 304 163

註：**P<.01，*P<.05，⁺P<.1

由表 4-3-4 之Ⅰ式發現，1％的顯著水準下，教學年資較淺經驗較少的教 師有較高轉換工作機率。在 5％的顯著水準下發現，女教師比男教師更有意願想 轉換工作場所。在 10％的顯著水準下發現，兼任行政職務似乎亦有怠倦的現象 產生，意味者兼任行政職務壓力大，事務繁瑣，而行政加給或福利又無法滿足 兼任行政職務者的需求，因而導致兼任行政者有較高意願想轉換職務。另外在

10％的顯著水準下發現，教育程度越高者越想轉換工作環境，這部分實證結果 與國內、外學者看法一致，國內學者王培瑾（1996）研究結果發現影響教師生 涯選擇的因素與學歷的提昇有正相關；國外學者 Johnson（1978）和 Javanovie

（1979）認為受僱者的能力與該工作之性質有所差異的時候，因受僱者的高學 歷無法充分獲得利用，因而與其他同等學歷者相較，薪資報酬較低，因此員工 會離職以選擇更適合的工作機會。

Buchel（2002）認為分析生涯職業變動時，應該同時考慮明顯的轉換意 願與潛在可能更換誘因，因此本研究再以教師問卷中回答「是」者，視為明顯 的轉換意願，回答「不確定」視作潛在更換誘因，這兩部分合併為 1，回答「否」

的教師其值為 0。仍以 binary logit 模式來再次實證分析。表 4-3-4 之Ⅱ式為 實證研究結果。

由表 4-3-4 之Ⅱ式發現，1％的顯著水準下，教學年資較淺經驗較少的教 師也有較高轉換工作意願，與Ⅰ式相同。另外發現在 1％的顯著水準下，任教學 校呈現負的機率值，意味著臺北縣的教師似乎比臺北市教師更有轉換工作的意 願。在 5％的顯著水準下發現，兼任行政者亦有較高意願想轉換職務，與與Ⅰ式 相同。另外在 10％的顯著水準下發現，可以發現學校規模變項係數對轉換工作 意願方面是呈現負相關，顯示教師在學校規模較小的學校越想轉換工作環境，

意味著小型學校教師近年來因為少子化及減班的影響下，因而想轉換工作的教 師比中、大型學校的機率還要高。

綜合以上表 4-3-4 研究結果可以發現，雖然過量教育虛擬值為不顯著的 負值，但由於教育年數具正向機率，可以推論有較高教育程度者較有轉換職場 意願。研究結果與國外學者相同，國外實證研究中，Hersch（1991）、Sicherman

（1991）、Tsang,et.al（1991）、Alba-Ramirez（1993）、Robst（1995）發現過 量教育者有較高的遷移率，他們在理論上是支持職業移動理論的

（1991）、Tsang,et.al（1991）、Alba-Ramirez（1993）、Robst（1995）發現過 量教育者有較高的遷移率，他們在理論上是支持職業移動理論的