超額教師在學校新還境適應困擾的影響因素：階層線性模式分析

超額教師在學校新環境適應困擾

的影響因素：階層線性模式分析

曾明基

*

_、張德勝

**

摘

要

「超額教師現象」近來成為教育領域工作者相當重視的一項議題，綜觀國內有 關超額教師的研究成果大多僅在探討超額教師個人背景變項對適應困擾的差異之 影響，然而哪些因素可能影響這樣的機制並不清楚。因此，本研究以 Lazarus 理論 為基礎，使用階層線性模式進行資料分析，探討個體層次及總體層次對超額教師適 應困擾的影響。 研究對象為全臺灣地區的超額教師，從 79 間學校回收有效問卷 465 份。研究 結果顯示，在個體層次上超額教師的背景變項及因應方式對於適應困擾有顯著的影 響，而總體層次的超額介聘意願對於適應困擾的影響顯著，但無調節效果。針對上 述結果，本研究提出相關的討論與建議。 關鍵詞：超額教師、適應困擾、階層線性模式 * _{本文第一作者為東華大學課程設計與潛能開發學系博士生} ** _{本文第二作者為東華大學多元文化教育研究所教授}

超額教師在學校新環境適應困擾

的影響因素：階層線性模式分析

曾明基、張德勝

壹、緒

論

超額教師現象已存在多年，教育部及教育局僅著重於處理超額教師介聘，此舉 僅能解決超額教師介聘前的問題（王瑞壎，2008；曾明基、張德勝，2010a），然而 超額教師介聘至學校後，首先要面對的卻是適應新學校的環境，其適應良好與否， 將影響到對於教學的投入和行政工作，間接影響學生、學校（李麗日等人，2008）。 關於超額教師的適應困擾，從李麗日等人（2008）及曾明基、張德勝（2010b） 的研究中得知，不同背景的超額教師在新學校的適應困擾確實有差異存在，且超額 教師的因應方式與適應困擾有負向的關係，至於其差異的原因為何，並沒有很清楚 的說明。 此外，現有的教師適應研究（李建彥、張德勝，2003；許朝信，2000；楊銀興， 1993；盧富美，1992）幾乎都是採用單一層次的分析邏輯，且專注於個體層次的分 析，而忽視整體因素的重要性。然而，教育研究本身即存在階層的特性（溫福星、 邱皓政，2009），教師嵌套於學校，而以跨層級研究設計為實證策略的研究仍為少 數，形成理論與實證研究間的缺口。 當教師適應的研究專注於個體層次的分析，而忽視整體層次的重要性，可能產 生幾個問題。將影響教師適應的總體層次因素打散分配於教師個人層次，會因未考 慮到同一學校內教師的反應具有同質性（homogeneity）及相互依存的關係，可能導 致標準誤的低估。而另一個問題是忽略迴歸的異質性（heterogeneity of regression）， 由於是以教師個體作為分析的單位，研究者通常不易察覺學校間在迴歸係數上的差 異。此外，將教師個人層次合併成學校層次進行探討時 ，將產生合計的偏差 （aggregation bias），在合併的過程中，可能會忽略了各學校內教師內部的差異， 以致於變數間的關聯性在合併後比合併前強，且將教師個體層次合併成總體層次會

減少樣本數進而降低統計力，也浪費了學校內教師的資訊（溫福星、邱皓政，2009； Raudenbush & Bryk, 2002）。

因此，本研究以Lazarus and Folkman（1984）的理論模式為基礎並參酌階層線 性模式，除了重新檢證並釐清個體層次與總體層次影響超額教師在新學校適應困擾 的因素外，也試圖透過跨層級的研究改進過往單一層次研究（李麗日等人，2008； 曾明基、張德勝，2010b）的缺失。

貳、文獻探討

一、適應困擾的理論基礎及實證研究

Lazarus and Folkman（1984）認為因應方式為個體與環境互動過程中，面對壓 力時的反應，透過調整認知和行為，來處理事件及消除壓力狀態，個人依評估來採 取因應方式，透過評估與因應方式進而影響適應結果。其所提出的理論模式主要包 含五個階段： 1. 可能發生的壓力事件：包含影響個人重大的壓力事件、生活困擾。 2. 初級評估：評估壓力情境對個人的意義及威脅，經初級評估，會產生認知預期， 以影響情緒及行為。 3. 次級評估：初級評估後，個體考慮如何面對此一壓力情境，包含可利用的資源及 選擇因應方式。 4. 因應方式的使用：統合成問題焦點的解決方式及情緒焦點的情緒抒解方式。 5. 適應結果：因應結果可能造成社會功能、士氣和生理健康方面的問題。 將此一理論模式對照超額教師的處境，當教師超額後，面臨劇烈的環境轉變， 教師介聘至新學校後甚易產生壓力，而透過不同的因應方式使用將影響超額教師在 新學校的適應困擾。 超額教師的現象在國內已經 10 餘年，且隨著少子化的加劇，超額教師現象將 漸進至國高中，但是關於超額教師的實證研究仍不多見。王瑞壎（2008）及蕭佳純、 董旭英、黃宗顯（2009）的研究僅概略指出，超額介聘制度導致教師人心惶惶而影 響工作穩定度。李麗日等人（2008）透過半結構式的深度訪談訪問 10 位臺中縣市 的超額教師，其結果指出超額介聘制度確實對教師產生困擾，當教師成為超額教師

後，透過不同的因應方式使用，將影響其在新學校的適應結果，也連帶影響到教師 的教學效能及學生學習，然而，不同超額教師間差異的原因為何，介聘制度及超額 教師的因應方式是如何影響超額教師的適應困擾，並沒有很清楚的說明。 另外，曾明基、張德勝（2010b）針對超額教師所進行的探索性研究指出，不 同背景的超額教師在因應方式及適應困擾確實有差異存在，且超額教師的因應方式 與適應困擾具有負向的關係，換言之，當因應方式程度高時，超額教師在新學校的 適應困擾程度越低。但其將總體層次的制度影響打散分配於個體層次的超額教師， 忽略了介聘至同一學校的超額教師在因應方式及適應困擾層面上所具有的同質性 及相互依存的關係，可能導致標準誤的誤估，其結果有待商榷。 從目前針對超額教師的實證研究中並無法釐清真正影響超額教師適應困擾的 因素為何，僅能概略得知超額教師介聘至新學校後確實產生許多困擾，而超額介聘 制度、超額教師的不同背景變項及因應方式，將影響到超額教師的適應困擾，至於 其影響的途徑為何，有待進一步加以釐清。然而，對照Lazarus and Folkman （1984） 的理論模式可清楚得知，當超額教師受超額制度影響介聘至新學校後，不同背景的 超額教師使用不同的因應方式，將影響到其適應結果。

雖然因應方式及適應困擾會影響到教師的心理健康（David, 1998；Cameron & André, 2005），然而過往國內針對一般教師、初任教師及實習教師的適應困擾所進 行的研究（李建彥、張德勝，2003；許朝信，2000；楊銀興，1993；盧富美，1992）， 所探討的層面僅集中於教師在學校的適應困擾，並未深入探究適應困擾對教師的身 體及心理所產生的影響。此外，為了避免產生社會期許效應及超額教師在心理困擾 層面的內容回答偏高，可能會與不適任教師做連結，因此本研究所探討的層面仍集 中於超額教師在學校的適應困擾（包含適應班級、適應行政、適應同事及適應家 長），此為本研究限制。 本研究關注超額教師的適應困擾主要集中於學校層面（曾明基、張德勝， 2010a），並未探究其對超額教師身心狀況所產生的影響，層面意涵說明如下： 1. 適應班級：指超額教師介聘至新學校後，因任教班級或年級與科目的改變而感到 困擾的問題。 2. 適應行政：指超額教師介聘至新學校後，因新舊學校行政差異而覺得困擾的問題。 3. 適應同事：指超額教師介聘至新學校後，與新同事互動的過程中感到困擾的問題。 4. 適應家長：指超額教師介聘至新學校後，與家長的互動過程中感到困擾的問題。

二、個體層次的推論：超額教師背景變項與因應方式

Lazarus and Folkman（1984）認為個人遭遇困擾時，依評估來採取因應方式， 透過評估與因應方式進而影響適應結果，而關於超額教師（李麗日等人，2008；曾 明基、張德勝，2010b）及一般教師（李坤崇，1995；林純文，1997；洪文昌，2006； 黃義良，2000）的實證研究皆支持此一論點。 然而不同背景的超額教師在因應方式的使用上有所差異。李麗日等人（2008） 透過深度訪談歸納 10 位超額教師的研究指出，不同背景的超額教師在超額介聘制 度、與家長的互動、班級經營及學校的人際關係上有所差別，而超額教師主要採取 主動積極面對和被動消極看待的因應方式。然而訪談對象僅有 10 位臺中縣市的超 額教師，此一歸納結果是否可推論至全體超額教師，仍有待近一步加以說明。 曾明基、張德勝（2010b）針對全臺灣地區超額教師所進行的探索性研究指出， 不同性別、婚姻狀況、服務年資及超額介聘意願的超額教師在因應方式的使用上有 所差別。其中女性超額教師善於使用尋求他人支持的因應方式，而已婚有子女的超 額教師在解決問題及尋求他人支持的因應方式高於未婚及已婚無子女的超額教 師。另外，教學服務年資越高的超額教師善於使用自我調適的因應方式，而自願超 額教師在解決問題、尋求他人支持及自我調適的因應方式皆高於非自願超額教師。 然而，不同背景變項的超額教師因應方式的差異原因為何，仍有待後續加以釐清。 而關於一般教師的因應方式研究（吳宗立，1996；林純文，1997；洪文昌，2006； 黃義良，2000）也指出，不同性別、教學服務年資、婚姻狀況的教師，其在學校遭 遇困擾時所展現的因應方式有所差異，此一結果與李麗日等人（2008）及曾明基、 張德勝（2010b）針對超額教師所進行的研究相似。 然而，有別於一般教師（李坤崇，1995；林純文，1997；洪文昌，2006；黃義 良，2000）及學生（李坤崇、歐慧敏，1996；林淑惠，黃韞臻，2008；歐慧敏，2002； 蔣秀清、吳淑琬、黃財尉，2007；Erica & Ramon, 2000；Inge, Kaisa & Jari, 2009） 長時間待在同一環境下的因應方式，超額教師面臨劇烈的環境變動，超額教師的因 應方式有其特殊性（曾明基、張德勝，2009，10 月），而超額教師能否調適良好則 視其所採用的因應方式適切性而定。

因此本研究在超額教師因應方式構念的探討，主要使用曾明基、張德勝（2009， 10 月）針對超額教師所編製的因應方式量表，該量表編製以 Lazarus 理論為基礎，

層面包含解決問題、尋求支持及自我調適。藉以釐清超額介聘制度及不同背景變項 的超額教師在因應方式上的差異，及如何透過因應方式的使用，進而影響到適應困 擾。其內容定義說明如下： 1. 解決問題：在新學校遭遇困擾時，採取直接面對並以行動克服困難、解決問題的 方式。 2. 尋求支持：在新學校遭遇困擾時，會向同事商談，多方面尋求支持的力量或情感 上的慰藉，以減低困擾。 3. 自我調適：在新學校遭遇困擾時，會以不同方式讓自己在心理或心態上得到紓解 與調整，或者讓情緒得以宣洩。 而有關超額教師因應方式與適應困擾關聯性的探討，目前僅曾明基、張德勝 （2010b）指出超額教師的因應方式（解決問題、尋求他人支持及自我調適）與適 應困擾（同事互動、家長互動、班級互動及學校氣氛）有負向的關聯性。此外，相 關的研究也指出（張劭勳，1996；歐慧敏，2002；David, 1998）正向的因應方式與 適應困擾具有負向的關聯性。然而，超額教師的因應方式是否會影響到其在新學校 的適應困擾，則有待後續加以釐清。

三、總體層次的推論：共構與共通變數

所謂共通單位變數（global variable），是指客觀、描述性且易觀察的組織層次 構念，它並非來自於個人層次的知覺、行為和態度，而純為單位層次的特徵 （Kozlowski & Klein, 2000）。國內超額教師的相關研究皆指出（王瑞壎，2008；李 麗日等人，2008；曾明基、張德勝，2010b），超額介聘制度確實對超額教師產生 困擾。然而，當教師成為超額教師需超額介聘至他校時，超額介聘制度才會對超額 教師產生影響，此一制度由各縣市的教育局及學校共同決定，並非由超額教師個人 產生，因此將超額介聘制度納入總體層次的共通單位變數，而非打散分配於個體層 次，如此可避免參數估計值標準誤的低估及忽略迴歸的異質性。 而共構單位變數（configural variable），是指由個人層次的特質組合而成為組 織層次的特質，因此可用於描述組織程度在某一特性上的模式、分佈狀況或是變異 程度（Kozlowski & Klein, 2000）。當教師經過超額介聘制度而成為超額教師時，其 對於整體超額介聘制度的意願存在自願與非自願的差別，因此以整體分佈的角度說 明超額介聘意願的特性。

綜上所述，本研究在探究影響超額教師適應困擾的因素及途徑，參酌Lazarus and Folkman （1984）的理論並使用階層線性模式進行資料分析。在個體層次的分析上， 納入超額教師不同的背景變項及因應方式，而背景變項主要作為控制變項，在總體 層次的分析上，納入超額介聘制度及整體超額介聘意願，透過階層線性模式跨層級 分析不同背景變項及因應方式的超額教師對適應困擾各層面的直接效果，以及超額 介聘制度及整體超額介聘意願對適應困擾各層面的直接效果及調節效果。

參、研究設計

一、研究對象

本研究以全臺灣地區超額教師為研究對象，研究對象為經各縣市教育局確認之 公立國民小學超額教師，抽樣方式依各縣市為分層單位，再依各縣市內的學校數進 行比例隨機抽樣。共寄發142 所學校，問卷 986 份，回收問卷 805 份，然而因超額 教師在各學校的樣本數過於稀少，為了顧及統計分析合理性，所以在樣本選取上以 每校至少3 人以上為原則（林鉦棽，2005；Carron & Spink, 1995），每一學校的超 額教師總人數最大者為16 人，最小者為 3 人，扣除資料不全者（學校樣本數不足 3 人即列為廢卷），實際可用學校數79 所，超額教師 465 人。 就樣本結構而言，女性樣本占 67.7%，男性為 32.3%。以婚姻狀況而言，單身 的超額教師占 24.5%，已婚無子女的超額教師為 10.3%，而已婚有子女的超額教師 占多數為65.2%。此外，教學服務年資依序為 5 年以下占 9.2%、6~10 年占 44.7%、 11~15 年占 24.3%、16~20 年占 15.5%及 21 年以上占 6.2%，超額教師教學服務年資 主要集中於6~10 年。而在超額介聘方式上，超額教師依積分排序介聘的占 46.9%、 依在校年資介聘的占 41.1%、依鄰近地區介聘的占 7.7%、自行介聘的占 4.3%。自 願超額的占56.6%，非自願超額的占 43.4%。

二、個體層次與總體層次變項

超額教師個體層次變項，主要為性別、婚姻狀況及教學服務年資，總體層次變 項為超額介聘制度及整體超額介聘意願。

（一）個體層次

1. 性別：進行階層線性分析時做虛擬變項，以男生為 1，女生為 0（對照組）。 2. 婚姻狀況：主要分為單身、已婚無子女及已婚有子女，進行階層線性分析時做虛 擬變項，以已婚有子女為對照組。 3. 服務年資：主要分為五種層面，5 年以下、6~10 年、11~15 年、16~20 年及 21 年 以上，分別給與1 至 5 分，分數越高，代表教學服務年資越高。

（二）總體層次

1. 超額介聘制度確實對超額教師產生困擾，然而造成困擾的原因究竟是超額介聘制 度，或是其他原因，研究結果並不明確，因此將超額介聘制度作為共通單位變數 納入分析，主要分為依積分排序、依在校年資、依鄰近地區及自行介聘，進行階 層線性分析時做虛擬變項，以依積分排序為對照組。 2. 教師經過超額介聘制度而成為超額教師，但其對於介聘制度的意願存在自願與非 自願的差別，因此研究者以整體分佈的角度說明介聘意願的特性。進行階層線性 分析時做虛擬變項，以非自願超額為1，自願超額為 0（對照組）。

三、研究工具

本研究主要使用「超額教師因應方式量表（曾明基、張德勝，2009，10 月）」 及「超額教師適應困擾量表（曾明基、張德勝，2010b）」為研究工具。以下分別 就各研究變項的操作定義與信、效度考驗加以說明。

（一）因應方式

指超額教師介聘至新學校後，為了解除或緩衝加諸在個體上的負荷，在內在認 知、情緒及行動上所做的努力。此量表共 12 題，包含解決問題、尋求支持及自我 調適三個構面，採Likert 式五點量表，分別依「從未如此」、「很少如此」、「有 時如此」、「經常如此」、「總是如此」，給予1、2、3、4、5 分，所得總分越高， 代表超額教師介聘至新學校後因應方式程度越高，反之則越低。實證後採用AMOS 進行驗證性因素分析、聚斂與區別效度考驗，三構面的因素負荷量在解決問題 為 .74~.82、尋求支持為 .73~.88、自我調適為 .67~.92，此外，GFI＝ .95、NFI＝ .96、 CFI＝ .97、RMSEA＝ .07、SRMR＝ .03，組合信度為 .88、.88、.90，平均變異數 抽取量為 .65、.65、.70，構念的信、效度良好，且依陳順宇（2007）的檢定標準，

各構念具備量好的聚斂及區別效度，詳如附錄。此外，由二階驗證性因素分析的適 配指標可以看出（χ2（₅₁）=159.29，RMSEA= .07，GFI= .95，CFI= .97），二階驗證

性因素分析獲得支持，顯示解決問題、尋求支持及自我調適三個潛在因素可共同測 量因應方式這個潛在構念。

（二）適應困擾

指超額教師介聘至新學校後，其內在與外在層面適應上所遭遇的問題。此量表 共 16 題，包含適應班級、適應行政、適應同事及適應家長四個構面，採 Likert 式 五點量表，分別依「非常不同意」、「不同意」、「無意見」、「同意」、「非常 同意」，給予1、2、3、4、5 分，所得總分越高，代表超額教師介聘至新學校後適 應困擾程度越高。實證後採用AMOS 進行驗證性因素分析、聚斂與區別效度考驗， 四 構面 的因 素負 荷量在 適應 班級 為 .72~.89、適應行政為 .78~.83、適應同事 為 .77~.91、適應家長為 .74~.93，此外，GFI＝.89、NFI＝.92、CFI＝.94、RMSEA ＝.08 、 SRMR ＝ .06 ， 組 合 信 度 為 .90 、 .88 、 .91 、 .91 ， 平 均 變 異 數 抽 取 量 為 .69、.65、.71、.71，構念的信、效度良好，且依陳順宇（2007）的檢定標準， 各構念具備量好的聚斂及區別效度，詳如附錄。此外，由二階驗證性因素分析的適 配指標可以看出（χ2

（₁₀₀）=459.92，RMSEA= .08，GFI= .89，CFI= .94），二階驗證

性因素分析獲得支持，顯示適應班級、適應行政、適應同事及適應家長四個潛在因 素可共同測量適應困擾這個潛在構念。

四、資料分析

傳統分析方法將個體層次與總體層次變項置於單一迴歸模式中，資料獨立性與 同質性假設可能違反，所估計的迴歸係數標準誤將被低估，導致容易拒絕虛無假設 的型I 錯誤膨脹結果（溫福星、邱皓政，2009；Raudenbush & Bryk, 2002）。因此 本研究採階層線性模式（hierarchical linear modeling, HLM）對資料進行分析，HLM 可同時考量不同層次變項對個體層次依變項的影響，其與傳統迴歸分析差異處在於 對不同層次變項的處理。

肆、結果與討論

一、敘述性統計

表1 列出變數的平均數、標準差與相關係數等敘述性統計資料。由表 1 發現， 超額教師的性別、婚姻狀況、服務年資與適應困擾有關連。此外，解決問題、尋求 支持與自我調適等因應方式與適應困擾有負向相關，此一結果與曾明基、張德勝 （2010b）的研究結果相似。 表1 敘述統計及相關矩陣（N=465） 變項 平均 數 標準 差 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1.性別a _{.32 .47} 2.單身b _{.25 .43 .002} 3.已婚 無子女 .10 .30 .008 -.193** 4.服務年資 2.65 1.05 .127** -.252** -.176** 5.解決問題 16.22 2.20 .041 -.081 -.117* .125** 6.尋求支持 16.06 2.33 -.033 -.091 -.061 .092* .693** 7.自我調適 16.47 2.34 .020 -.007 -.050 .117* .686** .717** 8.適應班級 7.88 2.80 .166** .069 -.026 -.048 -.281** -.373** -.352** 9.適應行政 10.09 3.73 .071 .075 .010 -.126** -.332** -.376** -.357** .574** 10.適應同事 8.45 3.27 .133** .095* .004 -.087 -.235** -.382** -.322** .651** .608** 11.適應家長 8.43 3.19 .144** .108* -.046 -.082 -.200** -.295** -.315** .715** .571** .658** 註：a性別以虛擬變數來代表，以女性為對照組。 b_{婚姻狀況以虛擬變數來代表，以已婚有子女為對照組。} *p < .05；** p < .01

二、HLM 分析結果

有關超額教師（個體）與學校（總體）跨層級研究的步驟，主要參照Hofmann （1997）及 Raudenbush and Bryk（2002）階層線性子模式的分析。此外，變異數的 削減比例，或稱「解釋變異數」，將隨著顯著的預測變數納入模型而增加，而引入 不顯著的預測變數至方程式中，殘差變異數的最大概似估計的細微增加將導致納入 變數得到較小負值的解釋變異數（Raudenbush & Bryk, 2002），因已婚無子女的超 額教師在表1 適應困擾各層面皆未達到顯著相關，故不投入模式當中。

（一）零模式

在跨層級研究的分析過程中，必須先檢視跨層級效果的存在，即依變數間的群 間與群內變異成分必須顯著。因此，首先進行零模型的分析，根據表 2，組內變異 成份（within group component, σ2_{）分別為7.349、11.218、9.277、9.238。組間變異}

成份（between group component, τ00）分別為 .492（χ2=107.466，p< .05），2.505

（χ2_{=186.610，p< .001），1.318（χ}2_{=140.518，p< .001）， .938（χ}2_{=122.879，p< .01）。} 在適應班級、適應行政、適應同事及適應家長四構面，組間變異成份顯著不等於0。 換言之，各學校的超額教師適應困擾有顯著的變異。 組內相關係數（ICC）分別為 .063、.183、.124、.092，都在中度關連以上程度 （Cohen,1988），表示適應班級、適應行政、適應同事及適應家長在不同學校的組 間差異實不可忽略，有進行跨層次分析的必要性（溫福星、邱皓政，2009；Raudenbush & Bryk, 2002）。而這些數值顯示的意義，表示適應班級、適應行政、適應同事及 適應家長的總變異量中，分別有6.3%、18.3%、12.4%、9.2%是學校所造成的。 表2 零模式分析結果摘要表 適應班級 適應行政 適應同事 適應家長 固定效果 適應困擾（γ00） 7.886*** 10.082*** 8.423*** 8.436*** 隨機效果 第二層（τ00） 0.492** 02.505*** 1.318*** 0.938** 第一層（σ2_{） 7.349 11.218 9.277 9.238} 註：ICC=τ00/（τ00+σ2_） *p< .05；**p< .01；***p< .001

（二）隨機係數迴歸模式

在檢驗完群間與群內變異成份後，接著檢驗不同群體（學校）間，是否存在著 不同的截距與斜率。隨機係數迴歸模式（random-coefficients-regression model）只有 第一層有自變項，第二層為零模式，將第一層的迴歸係數包含截距與斜率項在第二 層的迴歸模式都設定為隨機效果，此一分析模式旨在檢驗第一層次迴歸模式的截距 與斜率是否存在，相關分析模式如下所述。 在模式設定上，超額教師基本背景變項（包含性別、婚姻狀況及服務年資）不

平減且皆不設定隨機效果，而超額教師因應方式（包含解決問題、尋求支持及自我 調適）變項都予以總平減，以提高截距的解釋性（Hofmann & Gavin, 1998；Mathieu & Taylor, 2007）。一般說來，根據個人背景進行統計調整很重要，由於超額教師常 常並不是被隨機分配到學校之中，因此如果對個人背景不加以控制就會使學校效果 的估計產生偏差。此外，層1 的預測變數（或稱共變數）與結果變數有關聯性存在 （詳如表 1），那麼對他們加以控制，將會因為減少層 1 未解釋的殘差變異數而增 加學校效果估計的精確度和假設考驗的檢定力（Raudenbush & Bryk, 2002）。

由表 3 可知，在適應班級方面，男性超額教師困擾程度較高（γ10= .981， SE= .255，p< .01），且善用尋求支持（γ50= -.297，SE= .080，p< .001）及自我調適 （γ60= -.217，SE= .079，p< .01）的超額教師，困擾程度較低；在適應行政方面，善 用尋求支持（γ50= -.267，SE= .109，p< .05）及自我調適（γ60= -.247，SE= .101，p< .05） 的超額教師，困擾程度較低；在適應同事方面 ，男性超額教師困擾程度較高 （γ10= .723，SE= .292，p< .05），且善用尋求支持（γ50= -.415，SE= .100，p< .001） 及自我調適（γ60= -.241，SE= .089，p< .01）的超額教師，困擾程度較低；在適應家 長方面，男性（γ10= .886，SE= .292，p< .01）及單身（γ10= .653，SE= .324，p< .05） 的超額教師困擾程度較高，且善用自我調適（γ60= -.380，SE= .091，p< .001）的超 額教師，困擾程度較低。整體而言，男性且單身的超額教師，困擾程度較高，而善 用尋求支持及自我調適的超額教師，困擾程度較低。換言之，對各學校而言，超額 教師的個人背景及因應方式是有效預測適應困擾的變項，此一結果與李麗日等人 （2008）針對超額教師的深度訪談及曾明基、張德勝（2010b）的探索性研究相似。 就個體層次而言，將隨機係數迴歸模式與零模式變異數相減，超額教師個體層 次變項可以解釋適應困擾的百分比，分別為適應班級 17.7%、適應行政 23.8%、適 應同事22.4%、適應家長 19.1%。 另外，在隨機效果的變異成份檢定方面，截距項的變異成份在各層面皆顯著， （適應班級τ00= .294，χ2=74.745，p< .01；適應行政 τ00=2.130，χ2=120.546，p< .001； 適應同事τ00=1.161，χ2=96.574，p< .001；適應家長 τ00= .711，χ2=72.669，p< .01）， 表示不同學校間確實存在不同的截距，總體層次的直接效果可能存在，研究結果滿 足不同學校間存在截距變異的要求，是以進行截距預測模式的檢定。 另外，斜率變項的變異成份除了在適應家長層面達顯著（τ44= .240，χ2=72.547， p< .01），不同學校的超額教師在適應班級、適應行政及適應同事的斜率皆無變異 存在，因此，除了適應家長層面外，無須再進行斜率預測模式的檢定。

表3 隨機係數迴歸模式分析結果摘要表 適應班級 適應行政 適應同事 適應家長 固定效果 適應困擾（γ00） 7.664*** 10.553*** 8.204*** 8.186*** 男（γ10） .981** .357 .723* .886** 單身（γ20） .266 .041 .477 .653* 服務年資（γ30） -.053 -.229 -.048 -.083 解決問題（γ40） .013 -.173 .134 .127 尋求支持（γ50） -.297*** -.267* -.415*** -.192 自我調適（γ60） -.217** -.247* -.241** -.380*** 隨機效果 第二層（τ00） .294** 2.130*** 1.161*** .711** 第二層（τ44） .032 .131 .154 .240** 第二層（τ55） .002 .088 .086 .081 第二層（τ66） .009 .034 .011 .015 第一層（σ2_{） 6.045 8.547 7.202 7.477} *p<.05；**p<.01；***p<.001

（三）截距預測模式

進一步檢定截距預測（intercepts-as-outcomes model）模式，分析結果如表 4 所 示。非自願超額教師在適應班級（γ04＝1.841，SE= .562，p< .01）、適應行政（γ04 ＝2.490，SE= .826，p< .001）、適應同事（γ04＝2.437，SE=.713，p<.01）及適應家 長（γ04＝2.265，SE= .611，p< .01）皆達顯著水準，顯示非自願超額會直接影響其 在學校各層面的適應困擾。而超額介聘制度在各層面皆未達顯著水準，顯示超額介 聘制度並非影響超額教師在新學校適應的主要原因，此與過往的研究結果不同（王 瑞壎，2008；李麗日等人，2008；曾明基、張德勝，2010b；蕭佳純、董旭英、黃 宗顯，2009），可見真正影響超額教師在新學校的適應困擾並非超額介聘制度，而 是超額教師是否被迫超額介聘。 在適應班級相對應的變異成份值由 .294 降到 .137、在適應行政相對應的變異 成份值由2.13 降到 1.82、在適應同事相對應的變異成份值由 1.161 降到 .718、在適 應家長相對應的變異成份值由 .711 降到 .398。意味著引進總體層次變項可減少總 體層次截距項的變異程度在適應班級為 53.4%、適應行政為 14.6%、適應同事為 38.2%、適應家長為 44.0%。

此外，檢視隨機效果變異成份，τ00在適應班級（χ2=64.629，p< .05）、適應行 政（χ2=104.980，p< .001）、適應同事（χ2=76.750，p< .01）及適應家長（χ2=58.713， p< .05）仍達顯著水準，表示截距項尚有第二層的變數未被本研究所考量。 表4 截距預測模式分析結果摘要表 適應班級 適應行政 適應同事 適應家長 固定效果 適應困擾（γ00） 6.668*** 9.321*** 6.952*** 6.947*** 依在校年資（γ01） -.295 -.420 .025 .451 依鄰近地區（γ02） .382 1.614 .053 .208 自行介聘（γ03） -.330 -.866 -.618 -.205 非自願超額（γ04） 1.841*** 2.490** 2.437** 2.265** 男（γ10） .903** .281 .673* .779** 單身（γ20） .318 .075 .531 .716* 服務年資（γ30） .019 -.185 .017 .009 解決問題（γ40） .017 -.179 .136 .123 尋求支持（γ50） -.282** -.260* -.408*** -.177 自我調適（γ60） -.228** -.243* -.246** -.387*** 隨機效果 第二層（τ00） .137* 1.820*** .718** .398* 第二層（τ44） .021 .149 .169 .264** 第二層（τ55） .003 .075 .076 .084 第二層（τ66） .005 .065 .013 .039 第一層（σ2_{） 6.035 8.456 .725 7.445} *p< .05；**p< .01；***p< .001

（四）斜率預測模式

循上所述，根據隨機係數迴歸模式的斜率項在適應家長層面存在顯著差異，為 了進一步瞭解此斜率變異成份是否由總體層次的超額介聘制度及整體介聘意願所 解釋，因此進行斜率預測模式（slope-as-outcomes model）分析，分析結果如表 5 所 示。根據表 5，總體層次的超額介聘制度及介聘意願對超額教師在適應家長的調節 效果並不存在，顯示在適應家長層面，仍然有其他具有調節效果的可能變項存在。 總結上述，超額教師在新學校的適應困擾各層面有顯著差異，在適應班級、適 應行政、適應同事、適應家長四大構面的總變異量中，分別有6.3%、18.3%、12.4%、 9.2%是學校所造成的。以超額教師個體層次而言，背景變項及因應方式可以解釋超 額教師適應困擾變異的百分比，分別為適應班級 17.7%、適應行政 23.8%、適應同 事 22.4%、適應家長 19.1%。在總體層次上，僅整體超額介聘意願對超額教師在各 層面的適應困擾有顯著的直接影響效果，超額介聘制度及整體超額介聘意願可以解 釋超額教師總體層次截距項變異的百分比，在適應班級為 53.4%、適應行政為

14.6%、適應同事為 38.2%、適應家長為 44.0%。而在調節效果部分，超額介聘制度 及整體超額介聘意願對超額教師在各層面的調節效果並不存在。但值得注意的是， 由於總體層次的直接影響效果以及在適應家長層面調節效果的變異數成份都達顯 著水準，顯示仍有總體層次的影響變項存在，有待未來研究加以釐清。 表5 斜率預測模式分析結果摘要表 適應家長 固定效果 適應困擾（γ00） 6.923*** 依在校年資（γ01） .407 依鄰近地區（γ02） .098 自行介聘（γ03） -.113 非自願超額（γ04） 2.227** 男（γ10） .784** 單身（γ20） .715* 服務年資（γ30） .018 解決問題（γ40） .192 依在校年資（γ41） -.329 依鄰近地區（γ42） .024 自行介聘（γ43） -.597 非自願超額（γ44） -.130 尋求支持（γ50） -.170 自我調適（γ60） -.403*** 隨機效果 第二層（τ00） .386* 第二層（τ44） .279** 第二層（τ55） .082 第二層（τ66） .044 第一層（σ2_{） 7.470} *p< .05；**p< .01；***p< .001

從實證研究的角度來看，參酌Lazarus and Folkman（1984）的理論所進行的研 究中（李麗日等人，2008；李坤崇，1995；李坤崇、歐慧敏，1996；李建彥、張德 勝，2003；林純文，1997；林淑惠，黃韞臻，2008；洪文昌，2006；許朝信，2000； 黃義良，2000；楊銀興，1993；盧富美，1992；曾明基、張德勝，2010b；歐慧敏， 2002；蔣秀清、吳淑琬、黃財尉，2007；Cameron & André, 2005；David, 1998；Erica & Ramon, 2000；Inge, Kaisa & Jari, 2009），同時考量不同層次變項的研究闕如，形 成理論與實證研究間的缺口。在個體層次的研究中，當研究者發現結果不符假設 時，往往會將原因歸於研究樣本的特殊性（如超額教師），雖然，這樣的見解並非 錯誤，但是在多層次分析的角度下，極可能是因為研究者忽略了其他分析層次因素

的影響。本研究同時考量個體層次與總體層次變項，並透過 HLM 方法進行分析， 將有助於後續研究者進一步瞭解不同層次變項對教師或是學生適應困擾的影響。

就理論的角度而言，本研究值基於Lazarus and Folkman（1984）的理論模式， 該模式主要從認知心理學的角度出發，認為個人對於環境的適應結果主要受外在因 素、個人因素及因應方式的影響，進而影響到生理及心理的健康。本研究檢視外在 環境因素、個人因素及因應方式與適應困擾的關係，在個人因素的變項部分，本研 究發現超額教師的性別、婚姻況狀對於適應困擾有顯著的影響效果，而服務年資的 影響則不顯著。其中，男性且單身的超額教師適應困擾程度較高，此與曾明基、張 德勝（2010b）的研究結果一致，表示不同背景變項的超額教師，在新學校的困擾 程度有所差別。而回顧過往文獻，多數研究都支持因應方式會負向影響個體的適應 結果（曾明基、張德勝，2010b；張劭勳，1996；歐慧敏，2002；David, 1998），本 研究發現亦支持此一論點。 文獻上有關外在因素（超額介聘制度）對於超額教師的適應困擾影響（王瑞壎， 2008；李麗日等人，2008；曾明基、張德勝，2010b；蕭佳純、董旭英、黃宗顯， 2009）與本研究較為分歧，本研究發現超額介聘制度並非影響超額教師適應困擾的 主要因素，而是整體的超額介聘意願才會對超額教師的適應困擾產生影響。在總體 層次對適應困擾的影響中，整體超額介聘意願對超額教師適應困擾的主要效果顯 著，但是整體超額介聘意願對個人因素、因應方式與適應困擾的關係卻不會產生調 節效果。 為了釐清不同層級因素對超額教師適應困擾的影響情形，本研究透過 HLM 的 分析方法探究變數之間的關係，雖然提供關於超額教師的研究主題不同的探索角 度，然而仍有一些不足與限制的地方，茲說明如下。關於總體層次變數的問題，本 研究將超額介聘意願彙整成總體層次的變數，誠然在超額教師研究中，整體超額介 聘意願是一項共構變數，將其整合至群體特質是一正確的處理方式。然而，群體變 數仍有其他的特質構念如共享（脈絡）變數、共塑變數等（Kozlowski & Klein, 2000）， 不同特質的總體層次所對應的分析方法有所差別，此點應是進行 HLM 分析所應考 量的重點。此外，將變數往上彙整時，該變數在原資料來源的層級上是否仍具有構 念上的理論意涵，仍值得加以深入探討。尤其本研究發現仍有其他總體層次的變數 可能會影響超額教師的適應困擾，因此後續研究或許可增加其他總體層次的自變數 （如整體學校氣氛），亦可從不同的依變數加以討論（如超額教師的身心況狀）， 相信更能瞭解超額教師在學校的適應現況。

此外，研究者依據Lazarus and Folkman （1984）所提出的理論模式，以超額教 師的因應方式為中介變項進行中介模式（Baron & Kenny, 1986）及多層次中介模式 的（Mathieu & Taylor ,2006）嚴格驗證，發現以適應困擾為依變項時，因應方式在 個體層次的中介模式達到完全中介及部分中介效果，可見因應方式可顯著的解釋超 額教師在新學校的適應困擾，然而進行多層次中介時，總體層次對因應方式的隨機 效果影響不顯著，究其原因在於本研究在總體層次及個體層次的樣本數過少（溫福 興、邱皓政，2009），因此建議後續研究者可再收集更多的超額教師樣本，進行更 嚴謹的跨層次中介模式探究。

伍、建議

相對於理論層次的意涵，本研究於實務上有其不可忽略的價值。當教育局與各 學校為了處理超額教師而訂定超額介聘制度時，僅著重於行政層次的角度思考如何 處理超額教師介聘的問題，然而，當我們進一步考慮超額介聘制度對於超額教師的 影響時發現，超額介聘制度僅解決了教師超額的問題，當教師超額至新的學校後， 面臨新環境的適應困擾時，真正影響超額教師的是其超額介聘意願，而如何減緩或 是降低非自願超額教師的產生，進而減輕超額教師的適應困擾，則有待行政單位加 以補強。此外，學校因素、超額教師不同背景及因應方式也確實影響超額教師適應 困擾，因此研究者依據實證研究結果，提出下列具體建議，以供教育行政單位、學 校及超額教師之參考。

（一）對教育行政單位的建議

超額教師介聘至新學校後，確實有適應困擾存在，且總體層次的困擾主要來自 於超額介聘意願而非超額介聘制度，因此建議教育相關單位應建立一套可行且公平 合理的超額介聘制度，減少非自願超額教師的產生，以降低超額介聘意願對超額教 師產生的困擾。

（二）對學校的建議

超額教師的適應困擾，除了受本身背景差異及因應方式的影響外，學校層級的 影響也不容忽視，新學校如何協助及接納面臨劇烈環境變動的超額教師，使其儘快 適應，則需要超額教師與學校互相配合，讓超額教師儘快的縮短適應期，避免學生 學習權益的損失。因此建議學校除了適時關心新進超額教師在學校的適應狀況，並

提供相關的協助及輔導，避免超額教師降低對學校的認同感及歸屬感，影響學校整 體氣氛。

（三）對超額教師的建議

適應困擾與因應方式具有負向的關係，在解決問題、尋求支持及自我調適三層 面的因應方式程度越高，在適應班級、適應行政、適應同事及適應家長四層面的適 應困擾程度越低。教師超額介聘至新學校後，問題千頭萬緒，因此建議超額教師可 透過正向積極的因應方式，降低適應困擾所帶來的負面影響，減少學生學習權益的 損失。

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Raudenbush, S. W., & Bryk, A. S. (2002). Hierarchical Linear Models：Applications and

附錄一

「超額教師因應方式量表」驗證性因素分析結果摘要表（N=465） 層面 觀 察 指 標 題目內容 因素 負荷 量 組合 信度 平均 變異 數抽 取量 c01 我懂得蒐集新學校的資訊，瞭解周遭情況 .74 .88 .65 c02 我能理性分析事情，並尋求可行解決之道 .84 c03 我能仔細思考問題的不同面向，並進行分析比較 .83 解決 問題 c04 我在新學校能權衡輕重，排定處理事情先後順序 .82 c05 我會與新同事共同參與討論，進而解決問題 .77 .88 .65 c06 我會尋求新同事的支持，使自己更快融入新學校 .88 c07 我能與新同事之間建立良善的互動關係 .83 尋求 支持 c08 我會主動找新同事聊天，互相分享心路歷程 .73 c09 我能調整個人心態，重新適應新學校的環境 .88 .90 .70 c10 我能自我肯定，樂觀面對新學校的環境 .92 c11 我能調整好自己的情緒，避免低落沮喪 .84 自我 調適 c12 我能透過不同方式（例如：運動、看電影等）抒解工作 壓力 .67

附錄二

解決

問題

.55

c01

e1 .74 _.70

c02

e2 .84 .68

c03

e3 .83 .67

c04

e4 .82

尋求

支持

.59

c05

e5 .77

c06

e6 .70

c07

e7 .53

c08

e8 .77 .88 .83 .73

自我

調適

.77

c09

e9 .85

c10

e10 .70

c11

e11 .45

c12

e12 .88 .92 .84 .67 .78 .77 .79 「超額教師因應方式量表」驗證性因素分析標準化解

附錄三

「超額教師因應方式量表」不同因素間區別效度檢定（N=465）

Model Δ df Δ χ2 _{Δ NFI Δ IFI Δ RFI Δ TLI} 解決問題－尋求支持 1 231.82*** .10 .10 .14 .14 解決問題－自我調適 1 317.53*** .12 .13 .17 .17 尋求支持－自我調適 1 267.19*** .10 .10 .14 .14 註：「解決問題－尋求支持」為限制模式與未限制模式的卡方差異值比較，其餘相同。 ***p＜.001

附錄四

「超額教師適應困擾量表」驗證性因素分析結果摘要表（N=465） 層面 觀 察 指 標 題目內容 因素 負荷 量 組合 信度 平均 變異 數抽 取量 m01 我對新班級的任教課程，感到不適應 .89 .90 .69 m02 我不習慣且不熟悉現在帶的新班級 .85 m03 我在新學校的任教科目轉變過大而難以調適 .86 適應 班級 m04 個人的專長不符合新班級學生的發展方向 .72 m05 我對新學校的行政工作分配不均，感到不舒服 .81 .88 .65 m06 我為了配合新學校的行政工作而影響教學 .83 m07 我不熟悉在新學校的行政職務 .78 適應 行政 m08 我覺得新、舊學校行政風格差異很大，適應困難 .81 m09 因為超額教師的身份而使新同事對我較冷漠 .91 .91 .71 m10 新同事對超額教師有異樣的眼光，使我感到不舒服 .87 m11 超額介聘至新學校後，我覺得與新同事之間有無形的隔閡 .80 適應 同事 m12 我與新同事之間對人際關係的認知差異過大，互動困難 .77 m13 因為超額教師的身份，新學校的家長對我的教學能力有所 懷疑 .86 .91 .71 m14 因為超額教師的身份，新學校的家長對我期許過多使我產 生壓力 .83 m15 因為超額教師的身份，新學校的家長對我會有不合理的要 求 .93 適應 家長 m16 新學校的家長與我文化認知差異過大，不容易溝通 .74

附錄五

適應 班級 .80 m01 e1 .89 _.71 m02 e2 .84 .73 m03 e3 .86 .52 m04 e4 .72 適應 行政 .66 m05 e5 .70 m06 e6 .61 m07 e7 .66 m08 e8 .81 .83 .78 .81 適應 同事 .82 m09 e9 .76 m10 e10 .65 m11 e11 .59 m12 e12 .91 .87 .80 .77 適應 家長 .74 m13 e13 .69 m14 e14 .87 m15 e15 .55 m16 e16 .86 .83 .93 .74 .62 .70 .76 .64 .60 .70 「超額教師適應困擾量表」驗證性因素分析標準化解

附錄六

「超額教師適應困擾量表」不同因素間區別效度檢定（N=465）

Model Δ df Δ χ2 _{Δ NFI Δ IFI Δ RFI Δ TLI}

適應班級－適應行政 1 510.92*** .21 .21 .29 .29 適應班級－適應同事 1 490.83*** .18 .18 .25 .25 適應班級－適應家長 1 375.41*** .13 .13 .18 .19 適應行政－適應同事 1 466.81*** .18 .18 .25 .25 適應行政－適應家長 1 565.19*** .22 .22 .31 .31 適應同事－適應家長 1 531.82*** .19 .19 .26 .26 註：「適應班級－適應行政」為限制模式與未限制模式的卡方差異值比較。 ***p＜.001

The Factors Influencing Surplus Teachers’

Maladjustment in the New Schools: An

Analysis of Hierarchical Linear Modeling

Ming-Chi Tseng

*

, Te-Sheng Chang

**

Abstract

The phenomenon of surplus teachers is a crucial issue in education. In Taiwan, studies on surplus teachers mostly focused on how personal background variables influenced their possible maladjustment. However, the mechanisms behind the differences in maladjustment are not yet clear. This study is based on the theory of Lazarus, using hierarchical linear models for data analysis to explore the individual and overall level of surplus teachers’adjustment.

The subjects came from 79 schools, 465 usable questionnaires were collected. The results showed that on an individual level, surplus teacher’s background variables and coping strategies for maladjustment have a significant impact, while the overall level of willingness in employment causes significant distress, but was no moderation effect. In response to these findings, the study puts forward some discussions and recommendations.

Key words: Surplus Teacher, Maladjustment, HLM

* _{Doctoral Student , Department Curriculum Design and Human Potentials Development, National} Dong Hwa University