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教師工作壓力與工作心厭關係之研究

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國立臺灣師範大學教育心頭與輔導系 教育心理學報,民78 , 22期 131-146 頁 • 131 •

教師工作壓力與工作心厭關係之研究

郭生玉 本研究旨在探討教師工作壓力與教師工作心獻之關係。研究樣本共有 207名教師,其中 國小88位,園中 119位。資料收集係以教師工作壓力問卷與數師工作心厭兩種量表施測乏。 所得資料經由積差相關法、多元畫畫步姐歸法及典型相關法分析後,得到重要結果為: (1)六種 教師工作壓力綜合起來可以有教預測園小與國中教師的三項工作心厭。 (2)就園小教師而言, 「專業發展」的工作壓力,可以有教預測「情緒耗揭」與[缺乏人性」兩項工作心厭,而「 學生的學習」與「專業發展」兩項工作壓力,可以有效預測「個人成就感」的工作心厭。的 就園中教師而言, r 角色方面」與「工作負荷」兩項工作壓力,可以有效預測教師工作心厭 的「情緒耗竭 J r角色方面J 的工作壓力,可以有效預測教師工作心厭的「缺乏人性」 「學生問題行為」與「角色方面」兩項工作壓力,可以有教預測工作心厭的「個人成說感」 。(釗無論國小或園中教師,六種教師工作壓力均透過第斗國典型因素而影響教師的三項工作 心厭。唯園小教師在「角色方面」與「工作負荷」兩項的工作壓力,透過第三個典型因素而 影響「情緒耗竭」與「個人成就感 J 兩項工作心厭;園中教師在「人際陳係 J 與「工作負荷 」兩種工作1M力,透過第三個典型因素而影響「缺乏人性 J 與「個人成就感」兩項的工作心 厭。 在教育與心理學的研究文獻中,遠在 1933 年時就已經出現「教師焦慮J Cteacher anxiety)

、「教師土氣J Cteacher morale) 、「教師問題J Cteacher problems) 等概念,但是,

r

教師壓力 J Cteacher stress) 是這兩個領城中相當新穎的觀念,尤其,近年來才對「教師工作心

厭J Cteacher burnont) 進行研究。雖然這些觀念並沒有相同的意義,可是它們都顯示出一個共

闊的問題,那就是,在教學環境中存在著令教師苦惱與不安的情境和壓力。 Dunham (1976) 在英 國研究 658位中小學教師,結果指出:有愈來愈多的教師正經驗到工作壓力,而且,有更多的教師經 驗到嚴重的工作壓力。 Kyriacou

&

Sutdiffe (1977, 1978) 研究英國綜合中學教師曾獲得結論 是:大約有五分之一到三分之一的教師極驗到很大的職業壓力。和其他專業比較起來,教師所知覺到 的工作壓力遠大於其他專業人員。 Pratt (1 978) 的研究報告指出:有60.4侈的教師有些神經緊張,

其他專業人員則只有51. 1形,約雇職員的樣本僅 36.1%而已。另外一些學者 CCox, Mackay, Cox,

Watts, & Brockley, 1978) 的研究也有類般的發現。在以性別、年齡、婚姻傲配對後,他們發E也

有79%的教師認為其工作是壓力的主要來擻,而僅有38%的非教師人員認為如此。在瑞士的一篇研究 中曾指出:教師是所有白領職業中工作壓力最大的職業 CWahlund

&

Nerell, 1976) 。由上述研 究,顯然可知,教師感受到工作壓泊的存在是一個普遍的事實,值得教育當局重視此課題之研究。

所謂教師工作壓力 Cteacher stress) ,簡言之,就是指教師在遭遇到一些威脅其自尊或福祉 (Well-being) 的問題,而超過其解決這些問題能力時所知覺到的不愉快、消極情緒和苦惱不安的

經驗 (Kyriacou, 1980; Kyriacou & Sutcliffe, 1978; Lazarus, 1974; Turk, Meeks,

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CHargre-aves, 1978) 、工作不滿意、有計畫的缺動和有意離開教職 (Kais~ & Polczynski, 1982;

Simpson, 1976; Kyriacou & Sutcliffe, 1979) 。嚴重時可能導致,心因性的疾病,如頭疼、胃

不舒服、高血壓與心臟問題等 (Dunham, 1976; Needle et al, 1981) 。美國芝加哥教師聯盟於 1978年會調查其會員的工作壓力與焦慮的情形,結果顯示:在5助。位教師中,有56.6侈的教師曾經驗 到由壓力所直接導致的生理與心理的疾病。在調查超過的∞名教師健康的研究中, Landsmann (1977, 1978, 1979) 指出: 75%的教師表示在過去一年里,他們的請假缺席是由於教學有關的工作壓 力和緊張所導致的,而且,坦白承認一些生理的症候和焦慮有密切關連。 當由工作壓力所造成的挫折與焦慮或緊張持續不斷,或增加時,工作壓力就會變成工作心厭的症 候。因此,工作心厭 (burnont) 可以被視為是個人工作中所感受到的許多壓力的函數。更清楚言 之,工作心厭就是個人無法適當適應其工作或生活的壓力 (Cunningham , 1983) 0 Blase (1982) 在一篇研究中也指出:從病因論的觀點而言,和工作有關聯(j ob-rela ted) 的壓力是工作心厭的主 因,在長期壓力之下,個人可能開始從工作中退縮或不願投身於工作,終而導致身體方面、情緒方面

及態度方面的耗竭 (exhaustion) ,因而影響到對學生態度冷漠,工作晶質降低。 Gold (1984)

認為依據工作有關壓力的社會與情境層面,最能瞭解工作心厭的現象。因此可知,工作壓力和工作心 厭兩者的關係'十分密切。不過,這兩者之間關係的探討,尚停留在理論的構想階鹿,實誼的研究,

尚付關如。

工作壓力與工作心厭之間的關係究竟如何?有些研究者 CBlase, 1982; Kyriacou &

Sutcliffe, 1978; Tellenback, Brenner, & Lδfgren , 1983) 曾提出解釋的理論模式,其中

Kyriacou 和 Sutcliffe 所挂出的模式,最適合用來做為本研究探討兩者關係的理論基礎。其理 論模式如下園一所示: .可能非工作壓力源 教師特質 個人囑陸 人格 高層次需求 適應能力 信忿一態度一價值系統 團- 工作壓力與工作心厭關係的理論模式 消極情感 反應: 心理的 生涅的 行為的 c

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教師工作壓力與主作心厭關條、芝研究 • 133 •

在此模式中,可能的工作壓力源、 (potential occupational stressors) 是指教師工作的客 觀情視,如工作太多或太吵雜等,這些壓力源只有在教師知覺到對其自尊或福祉構成威脅時,方可能 導致教師工作壓力。教師對壓力源的評估 (appraisa l)有兩種情況:一是感到沒有能力適應環境所 加詣的要求;另一是環境加諸的要求與教師的高層次需求衝突。因此,可能的壓力源是否會發展成為 實際的工作壓力源 (actual occupational stressors) ,端視教師對環境加諸的要求之評估而定 。而教師的評估又說其個人特徵與對要求的知覺兩者間的交五作用而定。個人的特徵包括性別、年齡

、教學經驗、人格特質、高層次需求、適應要求的能力、信念一一態度一一價值觀等。然而,決定教 師許佑的因素,並不是他的實際能刃,而是他對適應環境要求、能力的知覺。有關控制l環境能力的知

覺,因人而異,此差異可用來說明何以適應環境要求能白相同的人,在評估方面有其個別差異。教師 的評估也可能受到一些工作以外因素的影響,如生病、生活危急等,這些因素稱為可能的非職業壓力

源 (potential non-occupational stressors) 。

可能的工作壓力源可分為兩種:一是心理的,如高工作品質的要求、人際關係不佳等,另一是物 理的,如高噪音、校園髒亂等。這兩種壓力源只有在數師知覺到對其自尊或福可11:有威脅時,方可產生 工作壓力,此時,可能的工作壓力源就轉變成所謂的實際工作壓力源。 因應、機制 (coping mechanisms) 旨在處理實際的工作壓}J源,以減少對自我的威脅。實際 上,教師工作壓力直接和國應機制無法處理實際的壓力源有關係'而且,與教師評估威脅的程度有關 。簡而言之,工作壓力是試圖減少威脅的適應歷程之結果,壓力的大小決定於威脅的程度,以及適應 歷程的品質。 教師工作壓力是一種消極情感的反應,如生氣或壓抑,這些反應通常會伴隨若干現象的出現:(1) 心理的,如不滿意工作; (2) 生理的,如高血壓; (3)行為的,如缺席。壓力長期累積的結果,不僅會引 起心因性的症狀 (psychosomatic symptoms) ,如胃潰勢,而且,會導致慢性症狀,如冠狀,心 驗病和心理疾病。 模式中有四條岡饋線,用以說明園中各部分之間的關係。為處理實際的壓力源,教師所採取的因 應機制會影響他對可能的壓力源的評估,如果成功的使用因應、機制,實際的壓 11 源、則會減輕至可能的 壓 1J 源之程度, (a)線是用來表示此種關係的。教師壓力本身可直接或間接影響到評估, (b)線I5P 表示此 意義。在直接影響方面,當教師極為不滿意自己工作時,其對威脅自尊的知覺就可能提高,而在間接 影響方面,教師壓力會引起身體健康問題,終而變成可能的非工作壓力棍, (c) 線郎代表此影響。如果 在過去無法適應環境的要求,則可能影響教師對他自己未來適應新要求的評估, (d)線即表示此種影響 的。 根據上述模式,可以看出幾個重要的意義:第一,影響教師壓力的來源,十分復雜,並非單一的 因素。唯這些因素是否產生影響作用,須視教師對其評估而定,而教師的諸種特徵是影響評估的主要 因素。第二,當教師所踩取的因應機制可以有按減少實際的壓力源對自我威脅時,說不會產生教師壓 白,否則,教師壓11就存在。第三,持續不斷的壓11 對生理與心理芳面會導致不良影響,這種由壓11

造成消極影響的接期階段,實際上是屬於工作心厭 (Holt , Fine, & Tollefson, 1987) 。因此可見

,工作心厭係長期教師工作壓力所形成的一種現象。

在教學情境中,究竟有那些因素是造成教師工作壓力的來源?歷年來有不少學者曾致力於此一問 題之研究 (Braineau, 1982; Beasley et al., 1983; Cichon & Koff\ 1978; Clark, 1981;

Crane, 1981: Ezlk恤, 1983; Feinstein, 1982; Fimian, 1982; Gorrell et al., 1985;

Harris et a1., 1985; Payne & Furnham, 1987; Raschke et al., 1985; Schwab &

Iwanicki, 1982; Shaw et al., 1985; Weiskopf, 1980; 蔡先口,民74) 。鯨合歸納各家研究結

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;(5)工作環境與設備; (6) 人際關係; (7)時間壓力; (8)教學專業的要求; (9)角色街突與曖昧;側學生學 習動機;個經濟安全感;個學校風氣。長期在上述壓力下的教學結果,就導致了工作心厭 (Russell,

Allmaier, & Van Velzen, 1987) 。然而,這些因素與工作心厭的關係如何?那些因素對

工作心厭最具有預測效力?鮮少研究者針對此一問題,加以研究。為了預助教師心厭的產生,並提供 設計有效輔導策略的方法,此一問題之研究,頗為重要和有價值。基於此,本研究擬驗置于列幾個假 設: 一、國小典國中教師所知覺到的六項工作壓力分數與情緒耗竭、缺乏人性、個人成就感等三項教 師工作,心厭分數,有顯著的相關存在。 二、國小與國中教師所知覺到的六項工作壓力分數,可以有效預測情緒耗娟、缺乏人性、個人成 就感等三項教師工作,心厭分數,唯預測力不同。 三、國小與園中教師所知覺到的六項工作壓力分數,和情緒耗喝、缺乏人性、個人成說感等三項 教師工作心厭間,有典型相關存在。 "jj法 一、研究對象 本研究對象為國小與國中教師,由於隨機抽樣較困難,園中樣本乃摘自國立師範大學教育研究所 進修班之教師,包括夜間班與週末班,夜間直教師多數服務於臺北縣與臺北市,而週末班教師則來自 全省各國中,分佈遍及全省各縣市。國小教師樣本係取自師範大學教育系、教育心理系與輔導學系的 夜間遞進修教師,他們多數服務於桃園縣、臺北縣、基隆市及畫北市。全部樣本為國小教師 119人, 國中教師88人,共計 207人,如表一所示。 要一本研究機本人數分備情形 k九三在",J1 明 校別 \\\\l 一 女 k,. 日 計 國 ', I 、 22 66 88 國 中 40 79 119 二、研究工具 1.教師工作E 力悶響 此問卷係蔡先口(民74) 依據調查教師壓力情境的資料,以及參考國內外教師壓力量表所緝製完 成。全量表共有42題,採用李克特 (Likert) 型式做答。每個題目均按程度分為「從未困擾」、「 很少困擾」、「有些困擾」、「相當困擾」、「非常困擾」五點,計分時分別給予 1 、 2 、 3 、 4 、 5 分。經過因素分析後,確定此量表測量六種教師工作壓力分數,它們分別是:與學控和行政人員 的關係、學生的學習方面、角色方面、工作負荷、學生的不良行為、教師專業發展。信度方面, Cronbachα 係數介於 .68...91 之間,分量表與總分的相關為.切"".80 ;再翻信度係數為 .56-.75 之間(間隔 5 週)。按度方面,此量表之編製過程注重內容教度,收集我國教育情境中,教師實 際工作壓力的事件為編擬眉目之依撮,並極因素分析法抽得特徵值大於 1 的六個因素。 2戰師工作心,眩暈要

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教師工作壓力與工作心厭關係之研究 • 135 •

此量表係筆者依據 Maslach 與 Iackson (981) 所緝的工作心厭量表修訂而成。原量表共有 22

題,經因素分析後保留 17題,可測量三項工作心厭分數,亦即情緒耗竭 (emotional exha ustion) 、缺乏人性 (depersonalization) 和個人成說廳 (personal accomplishment) 。修訂後的

量衰,僅揉用「強度」向度評定工作心程厭度,每個試題之後有入點量衰,從「從未有」到「非常強 J '計分時分別從 o 到 7 分計算。在情緒耗竭與缺乏人性兩項得分愈高者,表示愈有工作心厭傾向, 而在個人成就感得分低者,才表示有此傾向。三個量表的 α 係數分別為 .85 、 .76 、 .83 '這表示各分 量表的內部一致性頗高(郭生玉,民76) 三、實施程序 本研究對象包合國小典國中兩類教師,為便於資料的收集,分別徵求各進修班教師問意,自筆者 親赴各班級採用團體方式實施「教師工作壓力問卷」與「教師工作心厭量表」兩種量表。由於兩個量 表司在30分鐘內填答完成,故採用同時實施方式施測立。同時,為了鼓勵教師誠實填答,將兩個量表 合訂成一份,採不記名方式做答。全部資料的收集工作,大約歷時一個月完成。 四、資料分析 本研究資料收集完成後,請一名師大教育心理與輔導系夜間班三年級學生做初步的整理工作,並 將所有資料轍,入電腦,儲存於磁碟斤。為考驗上述三個假設,採用 SPSS (Statistical Package

for the Social Science) 程式輯,利用師大教育心理與輔導系的電腦設備,從事簡單相關、多元

逐步過歸及典型相關三種統計分析。茲將三個值設的考驗分析方法,說明如下: 1.假設一是在探討教師所知覺到的工作壓力與教師工作心厭的關係,故採用「皮爾遜積差相關法 」分析。 2. 但設二是在探討教師工作壓力對工作心厭的預測妓力,故揉用「多元逐步姐歸分析」方法統計 分析。 3.假設三是在探討教師工作壓力與工作心厭間的典型相關,故採用「典型相關方法」統計分析。 結果 -、教師Z作壓力與工作心,脹的簡單相聞分析 園小與園中教師所知覺到的六種工作壓力與工作心厭是否有相關存在?為瞭解此一問題,簡單相 關分析的結果,如表二、表三所示。 要三 國小教師 Z作壓力與工作ò厭兮,宜之祖闡矩陣 人際關係 學生的學習 角色方面 工作負荷 問題行為 專業發展 情緒耗揭 .4156** .5094** .5218** .5719** .4802** .5957** 缺乏人性 .3994** .4498** .3853** .3766** .4614** .5732** 個人成就感 一 .2306* 一 .5048料 一 .2307* 一 .3179料 一 .4878料 一 .4620輛 **1'< ,01 *1'<,。早

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費三 園中教師工作壓力與工作心厭分數之相關矩陣 人際關係 學生的學習 角色芳百 工作負荷 問題行為 專業發展 情緒耗喝 .5399** .4509** .6001** .5439** .5183** .3826** 缺乏人性 .2533* .2129 .4641** .2161 .3673** .3347*. 個人成就感 一 .2247 一 .3583料 一 .3823料 一 .1775 一 .4878料 一 .1834 **p< .01 *P<.05 就國小教師而言,表二相關分析結果顯示:國小教師所知覺到的六種工作壓力與情緒耗喝、缺乏 人性等兩項工作,心厭,有顯著的正相關存在,而與個人成就感的工作心厭,有顯著的負相關存在。這 表示教師在人際關係、學生的學習、角色方面、工作負荷、學生的問題行為與教師的專業發展等六種 工作壓刃愈高,其情緒耗蝠與缺乏人性的工作心厭傾向也愈強,而在這六種工作壓力愈高的教師,其 個人成就感則愈低。 就國小教師而言,表三相關分析結果顯示:園中歡師所知覺到的六種工作壓力與工作心厭的情緒 耗竭,有顯著的正相關存在;但只有人際關係、角色方面、問題行為、專業發展等四種工作壓力與工 作心厭的缺乏人性,有顯著的相關正存在,同時,也只有學生的學習、角色方面、問題行為等三種壓 力與工作心厭的個人成就感,有顯著的負相關存在。這表示表三中六種工作壓力愈高的教師,其情緒 耗姆的工作心厭傾向愈強;人際關係、角色方面、問題行為、專業發展等四項工作壓力愈高的教師, 其缺乏人性的工作心厭傾向愈高;學生的學習、角色方面、問題行為等三種工作壓力愈高的教師,其 個人成就感則愈低。 二、激師工作壓力與工作It>廠的多先遷步迴歸分析 國小與國中教師所知覺到的六種工作壓力是否能有按預測教師工作心厭的情緒耗竭傾向?為瞭解 此一問題,採用多元逐步姐歸分析的結果,如表四、表五所示。 褻圓 圓小教師大項工作壓力預測「情輯耗喝」定這步迴時分析 步擴 投入變項順序 .R RZ RZ 增加:最 β 係數 F 1. 專業發展 .5959 .3549 .3549 .33229 9.072** Z 工作負荷 .6496 .4220 .0671 .22110 3.688 3. 問題行為 .6592 .4346 .0126 .14106 2.053 4. 角色方面 .6669 .4448 .0102 .18030 2.838 5. 人際協係 .6708 .4499 .0052 一 .10813 1.064 6. 學生的學習 .6708 .4500 .0001 .01714 .022 **p< ,01 *p< ,05

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教師工作壓力與工作,心厭闕係之研究 • 137 • 費五回中教師大項工作壓力預測「情緒耗竭」立逐步迴歸分析 步激 投入變項順序 R R2 R2 增加量 β 係數 p L 角色方面 .6001 .3601 .3601 .36869 8.837** 2. 工作負椅 .6511 .4240 .0639 .26283 4.363* 3. 問題行為 .6725 .4523 .0283 .22842 3.528 4. 專業發展 .6776 .4591 .0068 一 .13074 1.231 5. 人際關係 .6787 .4606 .0015 .07491 .246 6. 學生的學習 .6789 .4609 .0003 一 .02694 .042 **p< .01* P<.05 就國小教師而言,表四逐步姐歸分析結果顯示:六種教師工作壓力可以有教預測教師工作心厭的 情緒耗竭傾向 (F=15.27, P<.Ol) ,其 R=.6708 '預測的總變異量為45% '其中以教師的專業發 展的預測力最大, {3值為 .33229 0 這表示教師在專業發展方面的工作壓克愈高,情緒耗竭的工作心 厭愈大。 就國中教師而言,表五逐步迴歸分析結果顯示:六種教師工作壓力可以有教預測教師工作心厭的 情緒耗竭傾向 (F=11. 40, P<.Ol) ,其 R=.6789 '預測的總變異量為 46.09% '其中以角色方面 的預測力最大, {3值為.插869 '其次為工作負荷, β 值為 .26283 。這表示教師在角色方面的工作壓 力愈大,情緒耗竭的工作心厭愈高,而工作負荷壓力愈大,情緒耗竭的工作,心厭也愈高。 費六 園小教師六項工作壓力預測「缺主人性」定還步迴歸分析 步聽 投入變項順序 R R2 R2 增加量 β 係數 F 1. 專業發展 .5732 .3286 .3286 .42899 13.228** 2. 間﹒通行為 .6022 .3627 .0341 .20171 3.672 3. 學生的學習 .6042 .3651 .0024 .11307 .840 也 工作負荷 .6079 .3695 .0014 一 .12641 1.055 5. 角色方面 .6089 .3708 .0013 .03967 .120 6. 人際關係 .6094 .3713 .0005 .03459 .095 **p< .01 *P<.05 費七 團中教師六項工作壓力預測「缺乏人性」之逐步姐鐸直至析 步朦 投入變項順序 R RI R2 增加量 β 係敏 F 1. 角色方面 .4641 .2154 .2154 .48798 11.684** 2. 問題行為 .4864 .2365 .0211 .25365 3.284 3. 人際關係 .5134 .2635 .0270 一 .30013 2.979 4. 專業發,展 .5306 .2815 ,.0180 .20059 2.187 5. 學生的學習 .5334 .2845 .0029 一 .06285 .172 6. 工作負荷 .5345 .2857 .0012 一 .05401 制139 **p< .01 *p< .05

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就國小教師而言,表六逐步姐歸分析結果顯示:六種教師工作壓力可以有放預測教師工作心厭的 缺乏人性傾向 (F=1 1. 03,

P<.0

1) ,其 R=.ω鈍,預測的總變量為 37.13弱。其中以激飾的專業 發展的預測力最大, [3值為 .42899 。這表示教師在專業發展方面的壓力愈高,工作心厭的缺乏人性 傾向愈強。 就圈中教師而言,表七遲步過歸分析結果顯示:六種數師工作壓力可以有放預測教師工作心厭的 缺乏人性傾向 (F=5.33, P<.∞1),其 R=.5345 ,預測的總變異量為 28.57% '其中以角色方面 的預測力最大, β 值為 .48798 。這表示教師在角色方面的工作壓力愈高,工作心厭的缺乏人性傾向愈 強。 要八圖小教師六項工作壓力預測「個人成就感」立運步迴歸分析 步自最 投入變項順序 R R2 R2 增加量 β 係數 F 1. 學生的學習 .5048 .2548 .2548 一 .37671 9.162** 2. 問題行為 .5443 .2963 .0415 一 .20622 3.770 3. 專業發展 .5673 .3219 .0255 一 .36858 9.591** 4. 工作負荷 .5874 .3450 .0232 .16370 1.737 5. 人際鵲係 .5964 .3558 .0107 .11390 1.014 6. 角色方面 .6000 .3599 .0042 .09891 .734 **p< .01 *p< .05 變九 函中教師六項工作壓力預測「個人成韓感」立還步迴歸分析 步團軍 投入變項順序 R R2 R3 增加量 β 係數 F 1: 問題行為 .4878 .2380 .2380 一 .39895 8.427** 2. 角色方面 .5099 .2600 .0220 一 .37257'" 7.066** 3. 人際關係 .5394 .2909 .0310 .20929 1.502 4. 工作負荷 .5460 .2981 .0071 .16587 1.361 5. 學生的學習 .5566 .3098 .0117 一 .17221 1.337 6. 專業發展 .5581 .3115 .0017 .05898 .196 就國小教師而言,表入達步迴歸分析結果顯示:六種教師工作壓力可以有按預測教師工作心厭的 個人成就感傾向 (F=10.駒, P<.01) ,其 R=.6仰0' 預測的總變異量為 35.99% '其中以學生學 習方面的預測力最大,[3值一 .37671 '其次為教師的專業發展壓力, [3值為一.描858 。這表示教師在 學生學習方面的工作壓力愈大,工作心厭的個人成就感傾向愈低,而在教師專業發展方面的工作壓力 愈高,工作心厭的個人成就感傾向愈低。 就園中教師而言,表九逐步姐歸分析結果顯示:六種教師工作壓力可以有被預測教師工作心厭的 個人成就感傾向 (F=6.03,

P<.01)

,其 R=. 自缸,預測的總變異量為31. 15% '其中以學生的問 題行為的預測力最大,。值為- .39895' 其次為教師的角色方面, [3值為一 .372570 這表示歡師在學 生問題行為與角色方面的工作壓力愈犬,工作心厭的個人成就感傾向愈低。 主、教師Z作單力興Z作心厭的典型相關分析 國小與圈中教師所知覺到的六種工作壓力係透過何種方式影響三項的工作心厭?為解答此一問題

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教師工作壓力與工作心厭閥係之研究 • 139 • ,本研究採用典型相關法分析結果。在這項分析中,以人際關係、學生的學習、角色方面、工作負荷 、問題行為與專業發展等六項教師工作壓力為 X 組變項,而以教師工作心厭的情緒耗喝、缺乏人性與 個人成就感做為 Y 組變項。表十是國小教師的分析結果,表十一是國中教師的分析結果。 要+ 國小教師工作,心厭的典型相關分析捕要重要

x

變 項 典 型 項 Y 變 項 典 ~ 變 項 :\:1 :\:2 :\:8 可Z 可Z 可s 人際關係 一 .5889 .2389 .5159 情緒耗揭 一 .9032 .4240 一 .0661 學生的學習 一 .8149 一 .1274 一 .3447 缺乏人性 一 .8305 一 .1326 .5410 角色方面 一 .6625 .5400 .1766 個人成就感 .7699 .5323 .3518 工作負荷 一 .7393 .5035 一 .2886 抽出變異數百分 .6995 .1602 .1403 問題行為 一 .7895 一 .1829 一 .1498 比 專業發展 一 .9091 .0691 .3009 重 登 .3585 .0282 .0070 抽比出變異數百分 .2743 .1094 .1021 p2 .5126 .1759 .0502 典型相關 .7159 .4194 .2241 重 登 .2944 .01125 .0051 P<.OI P<.OI 就園小教師而言,表十典型相關分析結果顯示:有兩個典型相關達到非常顯著水準'分別為 .7159(p~.01)

,

.4194(p~.01) X 組變項的第一個典型因素 (χ1) ,可以解釋 Y 組費項的第一個典型因素(可1) 總變異量的51.26% (ρ.= .5126) 而 Y 組變項的第一個典型因素(可1) ,可以解釋 Y 組變項總異量的69.95% 。因 X 組 變項興 Y 組變積在第一個典型因素的重量部分是 .3回5 '所以,六種教師工作壓力透過典型因素凡 與叭,可以解釋三項工作心厭總變異量的 35.85% 。更清楚言之,本研究中的六種教師工作壓力 透過第一個典型因素,可以說賜教師情緒耗喝、缺乏人性與個人成就感等三項工作心厭糖、變異量的 路 .85% 。 X 組變項的第二個典型因素 (X2) , 可以說現 Y 組變項第二個典型(可2) 總變異量的 17.59% (

p"=

.1759) 而 Y 組變項的第二個典型因素,河以說明 Y 組總變異量的 16.02% 。因 X 組變項與 Y 組 變項第二個典型因素的重重部分是 .0282' 故六種教師工作壓力透過典型因素凡與妒,可以解釋 三項工作心厭總變異量的 2.82% 。 就第一個典型相關而言,在 X 組變項中,六種教師工作壓力與第一個典型因素 (χ1) 的相關均高 ,而在 Y 組變項中,三項工作心厭也和第一個典型因素(可1) 相關均高。因此可見,本研究的第­ 個典型相闕,主要係由六種教師工作壓力,透過第一個典型因棄而影響情緒耗娟、缺乏人性和個人成 說感三項工作心厭。 就第三個典型相關而言,在 X 組變項中,角色方面和工作負荷兩項教師工作壓力和第二個典型因 素(也)的相較高,而在Y 組變項中,情緒耗揭與個人成就感兩項工作心厭和第三個典型因索(可.) 的相關較高 o 因此可見,本研究的第三個典型相關,主要係由角色方面與工作負荷兩種教師工作壓力 ,透過第二個典型因素而影響情緒耗揭和個人成就感兩項工作,心厭。 說園中教師而言,表十一典型相關分析結果顯示:有兩個典型相關連到非常顯著水傘,分別為

(10)

要十一 國中教師工作,心厭的典型相關分析攝要要 X 項 典 型 項 Y 變 項 典 型 X1 X2 Xa 可128 人際關係 一.7147 .4320 一 .1440 情緒耗揭 一 .9332 .3066 一 .1874 學生的學習 一 .6848 .1399 .3970 缺乏人性 一 .6403 一 .5107 一 .3738 角色方面 一 .8810 一 .0236 一 .3412 個人成就感 .6825 .5333 一.4998 工作負荷 一 .6909 .5692 一 .1689 抽比出變異數百分 .5822 .2131 .2047 問題行為 一 .8337 一 .1605 .2948 專業發展 一 .5346 一 .0087 一 .5265 重 登 .2940 .0407 .0180 抽出變異數百分 .5371 .0928 • .1146 p2 .5051 .1909 .0877 此 典型相關 .7107 .4369 .2962 重 登 .2713 .0177 .0101 P<.01 P< .01 .7107(p<.01)

,

.4369(p<.01) X 組變項的第一個典型因素 (X1) , 可以說明 Y 組變項的第一個典型因素(可 1) 總變異量的 50.5196 (ρ2= .5051) ;而 Y 組變項的第一個典型因素(可 1) ,可以解釋 Y 與組變項總變異量的 58.22% 。因 X 組 變項與 Y 組變項在第一個典型因素的重疊部分是 .2940 '故六種教師工作壓力透過典型因素訊與苟且 ,可以解釋三項工作心厭總變異量的 29.40% 。易言之,本研究中的六種教師工作壓力還第一個典型 因素,可以說興教師情緒耗揭、缺乏人性與個人成就感等三項工作心厭總變異量的29.40% 。 X 組變項的第三個典型因素 (Xz) ,可以解釋 Y 組變項的第二個典型。2) 糖、變異量的 19.09% (ρ2= .1909) 而 Y 組變項的第三個典型因素,可以說明 Y 組總變異量的21.31% 。因 X 組變項與Y 組 變項在第二個典型因素的重重部分是 .0407 '故六種教師工作壓力透典型因素 X2 與衍,可以解釋 三項工作心厭總變異量的 4.07佑。 就第一個典型相關而言,在 X 組變項中,六種教師工作壓力都與第一個典型因素有高相關存在, 因在 Y 組變項中,三項工作心厭也都與第一個典型因素(可 1) 有高相關存在。因此,本研究的第一個 典型相關,主要係由六種教師工作壓力,透過第一個典型因素而影響情緒耗喝、缺乏人性和個人成就 三項工作心厭。 就第三個典型相關而言,在 X 組變項中,人際關係與工作負荷兩項教師工作壓力和第二個典型因 素 (χ2) 的相關較高,而在 Y 組變項中,缺乏人性與個人成就感兩項工作心厭和第二個典型因素鳥。 的相關較高。因此,本研究的第二個典型相關,主要係由人際關係與工作負荷兩種教師工作壓力,透 過第二個典型因素而影響缺乏人性與個人成就感兩項工作,心厭。 -、教師工作壓力對工作心厭的預測力 討且 自闖 依據本研究的簡單相關分析發現:國小教師所知覺到的六種工作壓力,包括人際關係、學生的學 習、角色方面、工作負荷、學生的問題行為與教師的專業發展,和「情緒耗揭」、「缺乏人性」等兩 項工作心厭,有顯著的正相關,而和「個人成就感」的工作,心獻,則有顯著的負相關。然而,圈中教師

(11)

教師工作壓力與工作。厭關係之研究 • 141 所知覺到的六種工作壓力,僅和教師工作心厭的「情緒耗揭」有顯著的正相關,和「缺乏人性」及「 個人成就」兩項工作心厭的相關,則只有部分的工作壓力而巴,亦即人際關係、學生的問題行為、角 色方面、專業發展等四種壓力和「缺乏人性」有顯著的正相關;學生的學習、角色方面、學生的問題 行為等三種壓力,則和「個人成就感」有顯著的負相關。 再依據逐步姐歸分析結果發現:國小教師所知覺到的六種工作壓力 t 綜合起來均可有被預測其「 情緒耗總」、「缺乏人性」和「個人成就感」三項工作心厭,其預測的總變異量分別為 45% 、 37.13 仿和 35.99% '唯六種壓力的預測妓力不章相同。其中以「專業發展」這項壓力最能預測工作心厭的 「情緒耗喝」和「缺乏人性 J '而以「學生的學習」這項壓力最能預測工作心厭的rfI國人成就感J ' 其次是「專業發表」的壓力。園中教師所知覺到的六種工作壓力,綜合起來也均可有效預測「情緒耗 喝」、「缺乏人性」與「個人成就感」三項工作心厭,其預測的總變異量分別為 46.09形、 28.57% 和 31. 15% '唯預測教力不同。在六種壓力中,預測「情緒耗揭」最有預測力的是 F角色方面」的壓 力,其次是「工作負荷」的壓力;預測「缺乏人性」最有預測力的也是「角色方面」的壓力;預測「 個人成就感 J '最有預測力的是「學生的問題行為」壓力,其次是「角色方面」的壓力。 綜合上述結果,可以得到以下兩個結論:第一、國小與園中教師所知覺到的工作壓力,大多數和 三項工作心厭有顯著的相關;第二、國小與園中教師所知覺到的六種工作壓力,綜合起來均可有效預 測其三項工作心厭,唯六種壓力對三項工作心厭的預測力,並不相同。由此可知,本研究假設一與假 設二可獲得支持。多數研究教師工作心厭的學者均主張:工作心厭係長期處在工作壓力下,而無法者

按適應遺些工作壓力所導致的結果 (BeIc astro & Gold, 1983; Cuningham, 1983; Farber, 1984; Ho1t, Fine, & Tollefson, 1987; Kyriacou, 1987; Russel1, Allmaier, & Van

Velzen, 1987) 。依據此觀點,倒可推知,教師所知覺到的工作壓力和其工作心厭會有關係存在,本

研究結果符合此種推論。歷年來,有關教師工作壓力之研究,幾乎偏向於探求性別、年齡、任教年級 、任教年資、任教地區、教育程度等背景變項與教師工作心厭之關係 (Gold , 1985; Schwab &

Iwanichi, 1982) ,因此,不易獲得相關研究討論本研究結果。不過,最近曾有學者 (Huberty & Huebner, 1988) 研究學校心理學家工作,心厭的相關因素,在其研究的因素中包括:角色定義、 時間壓力、外在壓力、內在壓力等,結果發現:工作和角色的定義是影響工作心厭的主要因素,可見 角色方面的壓力和工作心厭有顯著的相關,本研究結果與此相符合一致。 本研究所使用的六種教師工作壓力,無論對國小教師或圈中教師,均能有效預測其「情緒耗喝」 、「缺乏人性」興「個人成就感」三種工作心厭,其預測的總變異量最大者為46% 以上,最小者亦接 近 29筋。而且,以預測「情緒耗總」的變異量最大,國小為 45% '國中為46% 。由此可見,這六種 壓力應厲於預測園中、小教師工作,心厭的重要壓力來源,尤其是預測「情緒耗揭J 的工作心厭。此項 發現對教師工作心厭的輔導具有應用的意義,亦 ßp 輔導策略的設計宜先強調減輕壓力的適應方法。從 六種壓力的個別預測教力來看, r專業發展」與「學生的學習」兩項工作壓力,對國小教師的預測力 較大,而對園中教師則以「角色方面」、「工作負荷」輿「學生的問題行為」三項壓力的預測力較大 。何以預測園小與國中教師工作心厭的壓力不同?還可能和工作情境、工作對象與社會期望不同有關 。一般而言,小學教師的社會地位較低、進修升遷的情況也不甚理想,故易知覺到「專業發展」的壓 力,同時,由於見童學習較被動、動機較低,家長對兒童之期望也高,教師可能感受到「學生的學習 」壓力較大。而園中教師的角色較不明確、角色間的街突較易產生,角色方面的壓力可能感受較大; 由於國中生面臨升學壓力,教學負荷比較繁重,且學生的行為問題常困擾教師,因而這兩方面的壓力 可能易感受到。 Schwab 和 1wanicki (1 982) 研究指出:在控制個人背景變項後,角色衝突和角 色曖昧 (role ambiguity) 和教師工作心厭有顯著關係。 Crane 和 Iwanicki (1 986) 以特殊教

(12)

=、教師Z作壓力與工作,心厭的典型相關 依攘本研究的典型相關分析發現:國小教師方面有兩個典型相關,達到非常顯著水車。第一個典 型相關,主要係由六種教師工作壓力,透過第一個典型因素而影響情緒耗喝、缺乏人性與個人成就聽 三項教師工作心厭,其解釋變異量為36佑左右;第二個典型相關,主要係由「角色方面」輿「工作負 椅」兩種教師工作壓力,通過第二個典型因素而影響「情緒耗喝」和「個人成就感J 兩項教師工作心 厭,其解釋變異量約為 3 佑。 國中教師方面也有兩個典型相關,達到非常顯著水準。第一個典型相關,主要係由六種教師工作 壓力,透過第一個典型因素而影響情緒耗竭、缺乏人性與個人成就感三項教師工作心厭,其解釋變異 量約為29% ;第三個典型因素相關,主要係由「人際關係」典「工作負荷」兩種教師工作壓力,遁過 第三個典型因素而影響「缺乏人性」與「個人就聽」兩項工作心厭,其解釋變異量約為 4 佑。 綜合上述結果,河以得到兩項結論:第一、六種教師工作壓力與三項工作心厭間,無論是園小教 師或園中歡師,均有兩個典型相關存在。第二、在兩個典型相關中,僅第一個典型相關所解釋的變異 量,較具有應用的意義。因此,本研究蝦設三可獲得資料的支持。 根據 Kyriacou 和 Sutcliffe (1978) 所提出的壓力模式觀之,影響壓力的因素,錯鯨復雜 ,並非單純的因素。因此,本研究發現教師所知覺到的六種工作壓力,透過第一個典型因素而影響教 師三項工作心厭的變異量國小為36彩,園中為29侈,已足以表示這六種工作壓力對預測教師工作心厭 的重要性,值得重視。由於解釋的總變異量約僅及三分之一而己,這顯示尚有其他的教師工作壓力, 有待進一步研究。教師工作壓力自然可以有教預測教師工作心厭,那窟,為了預肪工作心厭的發生, 在教育情攬中,應盡量減少或避兔工作壓力的來8頁。不過,由於事實上的限制,許多教學工作的壓力 是難以改變的,即使可以改變,也相當緩慢。基於此,培養所有教師具有適應工作壓白的技巧與方法 ,或提供社會的支持 (social support) 系統,顯得十分重要。唯何種適應壓力的技巧或社會支持 是應付工作壓力的最有教方法,今後廳通過實驗研究,以接供此方面的重要知識。 參考文獻 蔡先口(民74) 圖昆中學教師工作壓力和專黨態度的關係及其相關因棄之研究。師範大學輔導研究 所碩士論丈。 郭生玉(民76) 國中教師工作心厭與背景因素闢係之研究。師大教育心理學報,第20期 '37-540

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THE RELATIONSHIP BETWEEN TEACHER STRESS

AND TEACHER BURNOUT

SHENG-

Yu Kuo

ABSTRACT

The present study was designed to investigate the relationship between teacher stress and teacher burnout. The subjects sampled were 88 elemen-tary school teachers and 119 junior high school teachers. They were ad-ministered a Tachere Burnout Inventory and a Teacher Stress

Questionn-aire. The data was analyzed by person product-moment correlation, the

stepwise multiple regression, and canonical correlation analysis. The main

findings were as fellows:

1. Six teacher stresses could be combined as powerful predictors for

teacher burnout of elementary school and junior high school teach-ers.

2. In the case of elementary school teachers, stress of professional

development could predict effectively twd burnout factors: emotion-al exhaustion and depersonemotion-alization. The stress of student learning and professional development were the most powerful predictors for personaI accomplishment.

3. In the case of junior hign school teachers, stress of role strain and work overload were found to be the most powerful predictors for

emotional exhaustion, but the best predictor for depersonalization

was role strain. The stress of student discipline problems and role strain could predict effectively personal accomplishment.

4. Three burnout factors, emotional exhaustion, personaI

accomplish-me肘, and depersonalization, were influenced by six sources of

teach-er stress through one canonical factor for both teachteach-ers in eleme-ntary school and junior high school.

參考文獻

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