國 立 臺 灣 師 範 大 學 教 育 心 理 與 輔 導 學 系 教育心理學報，民 98，40 卷，3 期，439－462 頁
工作壓力對工作滿足、職業倦怠影響
之研究：統合分析取向
黃 寶 園
中臺科技大學
幼兒保育系
本研究的目的在於檢驗「工作壓力—工作滿足、職業倦怠」模式之適切性。研究之初，透過 電腦檢索有關工作壓力、工作滿足、職業倦怠等變項過往的相關研究。接著以統合分析法分 析這些變項間的相關程度，最後將得到10 個觀察變項間的 45 個相關係數，形成相關矩陣。 結果顯示這些相關係數均達統計上的顯著水準。隨後再經結構方程模式的檢定後，發現「工 作壓力—工作滿足、職業倦怠」模式與觀察資料之間是相適配的。其中工作壓力會對職業倦 怠產生正向的直接影響，也會透過工作滿足間接影響職業倦怠；此外工作滿足也會直接對職 業倦怠產生負向的影響。這樣的結果顯示工作壓力對職業倦怠的影響將受到工作滿足的舒 緩，亦即工作滿足將扮演著二者之間的中介變項，這樣的結果支持了本研究的觀點與假設。關鍵詞：工作滿足、工作壓力、職業倦怠
工作壓力是現代社會的副產品，同時也是影響現代人日常生活作息以及工作效率的重要因素。 從過去已完成的相關研究（Brewer & McMahan, 2003; Norton, 2003; Rayle, 2006; Roberts & Levenson, 2001）均顯示，不論研究對象是諮商人員、老師或是警察，他們均面臨著各種壓力，且使得個人生 活產生諸多的改變，甚至心生職業倦怠（burnout）之感（Brewer & McMahan, 2003）。若個人持續承 接著過重的工作壓力，將進一步使個人產生各種生心理的不適狀況（Curtis, 2000; Stanford & Salmon, 1993; Taylor, 1999）。在工作情境中，工作壓力過重後對個人所產生的首要影響，就是產生職業倦怠， 在諸多的研究（王琡棻、張英鵬，民93；吳楦晴，民94；杜昌霖，民93；Brewer & McMahan, 2003; Ray, 1991; Ray & Miller, 1991）中均顯示，個人所承受的工作壓力越大，職業倦怠感就越高；相對的，個 人所承受的工作壓力較低時，職業倦怠感也較輕。一旦個人產生職業倦怠之後，後續的影響將接踵而至。最常見的情形是使得個人時常緊張、易 怒、疲倦、工作無成就感（黃寶園，民87），甚至產生情緒上的耗竭，進而產生退出職場的離職念 頭（Mearns & Cain, 2003）。當個人產生這些反應後，整個社會將因此付出極大的代價。因此，對於 職業倦怠問題的因應與處理便顯得格外重要。
理論中也顯示，工作壓力不必然全造成負向的影響；不同的個體面對相同的工作壓力時，所反應出 的結果也不見得相同。Lazarus 和 Folkman（1984）即曾定義壓力為「個人與環境之間的特別關係， 藉由個人的評價將其視為是重擔，或者是超過他所能負荷，並進而危及個人的健康」。在 Lazarus 和 Folkman 的觀點中，壓力是否對個人造成傷害，將視個人的主觀評估而定。因此，當個人面對工作壓 力時，是否能承擔工作壓力進而完成工作；或是無法負荷工作壓力，為壓力所折，個人的主觀感受 將是關鍵因素之一。此時，個人對於自己工作中各向度的滿足與否，將是更為重要。 張曉春（民72）在其研究中指出，工作滿足程度會影響職業倦怠的程度，亦即職業倦怠程度會 受到個人在工作上的滿足或不滿足而改變。何以工作滿足與否和職業倦怠之間有如此密切關係？若 從心理需求論來看，一旦個人的基本需求獲得滿足，便會進一步尋求高層次的心理需求，在此需求 的導引之下，個人自然不易產生職業倦怠之感（張春興，民85）；此外若從雙因子論（Herzberg, 1959） 來看，導引個人產生工作滿足的因素包括成就、認同、工作本身、職責與升職等等，一旦工作中有 此激勵因素存在，職業倦怠自是不易產生；另外再從需求滿足理論或是社會訊息處理模式理論加以 分析，也將獲得相同的發現，即一旦個人在工作中獲得滿足，便不易產生職業倦怠之感。 由上述的論述可見工作滿足的感受對個人職業倦怠的產生與否，有著相當程度的影響。同時， 職業倦怠感也受個人工作壓力的高低而改變（Carter, 1994; Farber, 1991; Hipps & Halpin, 1991）。因 此，工作壓力、工作滿足與職業倦怠三者是處於一種連動的關係中，彼此影響性如何，是值得加以 探究的，這也是引發本研究者從事此研究的最主要動機。 關於上述問題的研究方式，有二種不同的取向：第一種取向遵循一般性的研究方法，研究者必 須重新選取研究樣本，設計一個「新」的研究，以分析工作壓力、工作滿足與職業倦怠之間的關係。 在此過程中，研究者必須針對研究所需要的變項資料進行蒐集，若是變項數目較多，不僅研究者必 須耗費大量的時間與精神方能獲得所需資料，更重要的是，受試者可能因為過於冗長的資料填答， 而產生作答疲倦，甚至無法將真實的狀況反應出來，若是如此，將造成研究結果的嚴重失真，研究 者所得到的將是錯誤的結論；第二種研究取向，則是藉助過去已完成的相關研究，採用統合性（meta-） 的方式，整合相關的研究，以獲取研究者所欲的結果。此種研究方法，研究者並未重新產生「新」 的 研 究 ， 而 是 將 過 去 已 完 成 的 研 究 結 果 進 行 有 效 的 再 利 用 ， 這 樣 的 研 究 取 向 即 為 統 合 分 析 法 （Meta-Analysis）。不過當要實施統合分析法時，並非研究者隨時想要進行皆可，它必須是研究者所 要探究的主題，已累積了頗多的研究報告，才能符合條件。在此條件下，研究者將這些已完成的研 究報告，蒐集並彙整後，便可以使用統合分析的技術加以處理。 本研究所分析的變項（工作壓力、工作滿足、職業倦怠），符合上述第二種研究取向的條件， 因此得以採用統合分析法進行研究資料的蒐集。此外，過去幾十年來，國內的社會科學界累積了數 量龐大的研究報告，這些研究成果對學術界而言是相當珍貴的財產，若是能進行有系統的再利用、 再分析，相信對於社會科學界是有頗大的貢獻。基於上述原因，本研究將採用統合分析的取向，進 行相關變項關係資料的蒐集。
一、工作壓力與相關研究
所謂的工作壓力是指個人在工作中知覺到個人能力與環境不能配合，而影響到身心健康及健康 行為的一連串過程（張寶仁，民88）。工作壓力來源很多，Cooper（1983）曾提出六大工作壓力源， 其 後 更 與 其 同 事 發 展 出 一 套 完 整 的 工 作 壓 力 源 及 工 作 壓 力 後 果 的 評 鑑 工 具--「職業壓力指 標 」 （Occupational Stress Indicator, OSI）；國內也將「職業壓力指標」英文版加以編修，透過大型研究， 建立常模以期能適用於國內的各行業。另外，國內勞工工作壓力量表，其發展出來的工作壓力源是 考量國內勞工的實際工作所提出的，同樣也包括了六部分（引自張寶仁，民88）。除了上述研究所提出的工作壓力源之外，國內過去與壓力相關的研究所使用的壓力內涵相當 多，而本研究因為採用統合分析法進行變項關係的蒐集，因此對於工作壓力內涵的選擇，便需要採 用多數研究者已分析過的壓力源。根據黃寶園（民93）的研究指出，國內過去有關工作壓力的研究， 一共出現過139項壓力源，本研究將採用其中最常為研究者所探討的部分，分別是：工作負荷壓力、 人際壓力、角色壓力與專業壓力。因此，本節將就此四項壓力源予以探究： （一）工作負荷壓力 工作負荷壓力可分成「量的過多或過少」，以及「質的過多或過少」。前者如：在一定時間內給 予過多或過少的工作事項；後者如：個人覺得能力不足以勝任工作或被賦予的工作太難、工作不需 要運用工作人員的專業才能、大材小用，或安排的工作類型與興趣不和。然而不管工作負荷是過高 或過低，來自心理上或生理上的負荷，都是壓力的來源（Sutherland & Cooper, 1990）。在趙美雲（民 84）的研究中發現，農會家政指導員即認為工作負荷為其最大的工作壓力來源。而一般均認為過重 的工作負荷是產生壓力的最大因素（Taylor, 1999），當工作者覺得自己需要加長工作時間以及需要更 努力工作時便會覺得壓力上身，且有較差的健康生活習慣（Sorensen, et al., 1985），且與低工作負荷 者相較下，承擔了較多健康的危險因子（Repetti, 1993a）。 此外新的技術與產業的自動化會造成工作的簡單化及重複性的工作，這些都可能成為工作負 荷，雖然太具變化性的工作環境是有壓力的，但單調、重複性的工作亦可能是壓力的來源。此外缺 乏刺激、技術性專業難以施展及單調無趣的工作都是今日許多藍領階級工作者的主要工作型態 （Sutherland & Cooper, 1990），前述這些因素都將造成工作者的參與感低落，進而影響工作表現及工 作滿意度。 （二）角色壓力 現代很多人之所以感受到壓力，通常不在於其生活中的某一個角色，而在於他必須要扮演很多 個不同的角色（Taylor, 1999）。例如一位成年人，他必須是一位工作者、也是他人的工作伙伴、也是 孩子的父母親、也是父母的孩子，這些角色，每一個均伴隨著很重的義務與責任。而這樣的角色衝 突問題在女性身上更是嚴重，特別是有了小孩之後，各種角色扮演之間的衝突更是與日遽增，尤其 是工作與家庭之間的要求更是難以排解（Eckenrode & Gore, 1990; Repetti, Matthews, & Waldron, 1989）。
雖然如此，工作與家庭二種角色合一究竟產生正向或負向反應，仍依所能獲得的資源量而定 （Taylor, 1999）。如要兼顧工作，應考慮對於工作環境是否具控制感以及彈性（Lennon & Rosenfield, 1992）、所得高不高（Rosenfield, 1992）、是否有人可以協助處理家務（Krause & Markides, 1985）、孩 子是否有適當的照顧（Ross & Mirowsky, 1988）、先生是否能夠提供協助（Rosenfield, 1992）等等而 定。總之，當個人扮演的角色較多時，便承受較多的壓力及角色特定的壓力源。
（三）人際壓力
人際關係是另一項壓力源，但人際關係有正有負，負向的人際關係讓人感受到壓力，並導致身 心健康受損。但相對的，正向的人際壓力卻可緩衝壓力，有著社會支持的效用。針對工作中社會支 持的研究認為，有人際關係問題就會引起壓力，但有支持性的人際關係卻可對抗壓力，雖然這是在 工作情境中所得到的結果，但應用在其它情境仍然相同（Brannon & Feist, 2000）。
Ptaeck, Smith 和 Zanas（1992）曾對大學生做份調查，報告指出，人際關係是排名第三的壓力事 件，這種壓力來源的頻率並不令人驚訝，基於考慮到多種的人際關係，如工作伙伴、主管、朋友和 情人，以及與包括父母、孩子、配偶、姑姨、叔伯和兄弟姊妹的家庭關係，在Ptacek et al.的研究中， 發現在大學生所得的結果與家庭關係相較，非家庭的人際關係經常是壓力的來源（Brannon & Feist, 2000）。由這樣的論述可知人際關係壓力也是個人生活中一項頗值得探究的壓力來源。
（四）專業壓力 專業的擁有是現代人工作上的保障，同時也是現代人失業的主因。以行業而言，Abouserie 於1996 年表示專業程度較高者其壓力越大，因為受到專業領域發展的影響，隨時要保持跟得上腳步的水準 （引自曾慧如，民87）；此外像是對他人生命必須負起責任的行業，如醫護人員、社會工作者也是屬 於專業壓力較高的一群；而電腦資訊業受到高科技一日千里的影響，也較其它行業的壓力來得高（李 文銓，民80）；另外像是市場重複性高的行業（如便利商店）等，因競爭所產生的專業壓力相對地也 較高。 此外若以教育工作而言，美國教育學會（N.E.A.）及各學者專家曾舉出下列的參考標準：專門的 知識與技能、長期的專門訓練、強調服務精神、專業獨立自主性、自律的專業團體與倫理規條、不 斷在職進修。其中專門的知識與技能尤其重要，如目前資訊的日新月異，相關從業人員一旦未即時 進修，汲取相關知識，便可能遭到淘汰的命運，而這便是相當沈重的專業壓力。因此我們可說，隨 著時代社會的進步，工作上專業的壓力將是現代化的副產品。
二、工作滿足與相關研究
工作滿足（job satisfaction）的概念，首先由 Hoppock（1935）提出，當時乃意指個人對工作情 緒的態度或取向，隨後陸續有許多學者加入這個領域的研究，提出了整體性（overall）、差距性 （expectation discrepancy）及參考架構說（frame of reference）的定義（鄭文俊，民84）。在這些定義 中，其主要特徵有三點：第一，工作滿足是一種個人的主觀知覺，尤其會受到個人期望的影響。第 二，這個主觀的知覺亦會受到客觀環境的影響，例如組織的管理方式、薪資等的高低等等。第三， 一個人對其工作是否滿足，一方面可由個人對整體工作的感受來看，但這是較籠統的感受，另一方 面則可從與工作有關的因素，如領導方式、報酬等層面來分析。因此我們可說，工作滿足係指組織 成員從工作中滿足自己需求的程度。 而此等需求含括哪些向度？過去學者已有相當多的探究（黃國隆，民75；黃英忠，民86；Knoop, 1995; Riggs & Beus, 1993），至於何者是最佳分類方式，何者方為工作滿足的最佳構面分類，仍舊是 一個未獲共識的問題。
若從工作滿足的相關理論來看，有不少學者（Fournet, Distefano, & Pryer, 1966; Locke, 1976; Seashore & Taber, 1975; Wernimont, 1972）將影響工作滿足的因素分成內外（或個人與環境）二大因 素，其中在外在因素上，最常被提及的就屬工作本身滿足、薪資滿足與升遷滿足三項；其次，若從 過去的相關研究分析將發現，多數的研究均是採用「工作滿足量表」加以分析，在這個量表中，其 分量表有五個，分別是工作本身的滿足、升遷方面的滿足、薪資方面的滿足、人際關係方面的滿足、 上級態度的滿足。其中最常被引用的為前三項，因此本研究擬採用「工作本身的滿足、升遷方面的 滿足、薪資方面的滿足」等三項為工作滿足此一潛在變項的觀察變項。本研究之所以如此選擇是依 據過去的相關研究結果而定，例如趙必孝（民79）、Poulin（1995）的研究即指出，薪資與工作滿足 呈正相關，薪資愈高者工作滿足程度愈高；另外吳濟華和陳協勝（民90）的研究亦指出，職務較高， 升遷較佳者，其工作滿足感是較高的。 工作滿足除了影響個人工作的表現之外，本身也受其他因素所影響，Parasuraman 和 Alutto （1984）、Jamal（1990）的研究即指出，工作壓力是影響工作滿足相當重要的因素，且二者之間呈現 一種負向相關的關係。即工作壓力越大，個人的工作滿足感越低；工作壓力程度越低，個人的工作 滿足感越高。 另外，若從工作滿足的前因（antecedents）、後果（consequences）的研究分析中將發現，在前因 的部分有相當大的成分是屬於環境因素，而這些環境因素又有相當大的部分可歸屬於壓力層面。因
此，壓力可說是影響工作滿足一個相當重要的成分（方代青，民89；李進明，民92；鄭文俊，民84）。
三、職業倦怠與相關研究
職業倦怠（burnout）（或譯為工作倦怠、工作心厭、工作疲乏）一詞最早係由美國心理分析師 Freudenberger（1974）於其論文中所提出之概念，而 Freudenberger 在1980年將職業倦怠描述為個人 由於執著於某種生活的理想或方式，或者是因為無法得到預期的回報而產生的一種疲勞或挫折狀態 （Schaufeli, Maslach, & Marek, 1993）。
此外，Edelwich 和 Brodsky（1980）視職業倦怠為「由於工作的狀況導致助人的專業人員受到理 想、精力與目標的逐漸喪失」；Maslach 和 Jackson（1981）認為職業倦怠可以被界定為「生理或情緒 的耗竭症狀，它包括消極的自我觀念，消極的工作態度，及喪失對他人的情愛與關懷」；另外，職業 倦怠它可以區分成三種不同的等級：第一級為輕微的職業倦怠，此時會顯現出短暫的擔憂、易怒、 疲憊與挫折感。第二級為中度的職業倦怠，它與第一級的症狀相同，不過其症狀通常會持續兩星期 或兩星期以上。第三級為嚴重的職業倦怠，此時會有生理疾病的產生，如潰瘍、慢性背痛或偏頭痛 等等（Schaufeli, Maslach, & Marek, 1993）。
從上述學者對職業倦怠一詞之定義可知：職業倦怠之判斷乃從個體外顯行為或內心感受兩者綜 合而得。然而外顯行為與內心感受二者依當事人的主觀知覺與判斷將有相當的個別差異，因此所顯 現出的症狀也就因人而異。 此外，若從影響職業倦怠的因素分析將發現，職業倦怠可視為是工作壓力的延伸，二者關係密 切（Robbins, 1993）。因此會產生職業倦怠者，通常會從工作中感受到很大的壓力（陳世志，民91）， 以國內的研究為例，郭志純（民92）的研究即指出，職業倦怠是個人在工作與環境的互動中，長期 面對負向的工作壓力而未能有效的調適，以致於情緒耗竭，並對工作失去熱忱，因此表現出冷漠、 負向的工作態度與成就感低落；何郁玲（民88）的研究亦指出，職業倦怠是個人在工作環境的互動 過程中，由於無法有效因應壓力與挫折，所導致個人在身心方面的耗竭，此時個人會以退縮、冷漠、 嘲諷的態度對待周圍的人，且在工作成就感上將產生負向的改變。但從過去有關職業倦怠的研究卻 也發現，當面對工作壓力時，並未必會產生職業倦怠的現象（廖相如，民92；蘇伊文，民82）。之 所以如此，原因很多，其中牽涉及個人人格特質及其它的環境因素，特別是本文中所提及的「工作 滿足」將是重要的關鍵因素之一。 而職業倦怠的內涵為何？一如工作壓力內容的選擇一般，本研究因為採用統合分析法蒐集研究 資料，因此必須採用國內最多研究者採用的研究內涵為分析對象。經研究者檢視國內過去有關職業 倦怠的研究後發現，其研究內容有二大取向，第一個取向的研究內容包含情緒耗竭（emotional exhaustion）、去人性化（dehumanization）與個人成就感（personal accomplishment）等三項；第二個 取向的研究內容則包括工作情緒（working emotions）、工作價值（job value）、工作表現（work performance）與工作投入（work devotion）等四項。這二個取向的實質內容差異不大，最大的差別在 於二者所採用的研究工具不同，因此所呈現出的研究內容便有所差異，若以研究數量而言，則以第 一取向的研究較多，因此本研究在職業倦怠的內容選擇上，便以情緒耗竭、去人性化與個人成就感 三者為代表，做為職業倦怠的指標。
四、工作壓力、工作滿足與職業倦怠間之關係
根據 Weiten（1998）表示，當個人遭受各種壓力之後，其反應約可分成三個向度，分別是情緒 反應（emotional responses）、生理反應（physiological responses）與行為反應（behavioral responses）。在情緒反應方面，常見的現象有煩惱、生氣、焦慮、頹喪、悲傷，這樣的觀點獲Caspi, Bolger 和 Eckenrode （1987）、Affleck, Tennen, Urrows 和 Higgins（1994）、Repetti（1993b）等研究者的研究支持；另外 在行為反應方面，則容易產生諸如攻擊、放棄、自我放縱等現象，這些反應也出現在 Abramson, Seligman 和 Teasdale（1978）、Grunberg 和 Straub（1992）、Cohen 和 Lichtenstein（1990）等人的研究 中。因此，若從 Weiten（1998）的理論來看，一旦個人在工作情境中面臨壓力後，將可能產生情緒 上的耗竭、產生攻擊等較非理性的狀況，進而影響工作表現，以致於無法獲致成就感，而上述的狀 況，即為職業倦怠的現象。由此可見工作壓力將會影響個人的職業倦怠感。除此之外，工作壓力將 使個人產生職業倦怠的觀點也受到國內外相關研究者的支持（陳世志，民91；郭盈卿，民88；黃台 生、黃新福、張世杰，民83；Maslach & Leiter, 1997）。
但從實際的工作環境中顯示，並非每位承受工作壓力者，其職業倦怠感均相同。此現象意味著 在工作壓力與職業倦怠感之間，存在著某些影響二者關係的變項。Burman, Locker 和 Otchere（1990） 的研究即指出，工作滿足感較低者，將產生較快速的人事更迭，生活品質也較差；反之，工作滿足 感較高者，將較能安心於自己的工作上，生活品質也較佳；此外Lee 和 Ashforth（1993、1996）的研 究也發現職業倦怠與工作滿足有顯著相關。上述的觀點在國內的相關研究中亦獲得支持，例如林以 忠（民94）以警察機關資訊人員為例的研究即發現，工作壓力對職業倦怠有正向的影響，但若在工 作過程中擁有滿足感，則職業倦怠程度將會降低；類似的結果也在游文志（民96）、張元昌（民95） 的研究中呈現。由上述的研究可知，工作滿足是一項影響職業倦怠的重要因素，若個人對工作的滿 足感較高，則將較能承受來自工作上的壓力，否則個人將容易受到影響，進而產生職業倦怠等負向 的作用。 由前述國內外的相關研究結果歸納發現，當個人承受較高度的工作壓力時，將容易產生職業倦 怠感；但個人若在工作中能獲致滿足感，則能夠減緩職業倦怠感的產生。 綜合前述各節所言，本研究試圖分析工作壓力對工作滿足與職業倦怠的影響，並求取三者之間 的相關矩陣，以驗證「工作壓力與工作滿足、職業倦怠」（job Stress- job Satisfaction- Burnout，簡稱 SSB）之間的關係。因此，本研究的目的可歸納成下列三項：
一、廣泛的收集國內過去有關「工作壓力」、「工作滿足」、「職業倦怠」的研究，以瞭解「工作 壓力」、「工作滿足」、「職業倦怠」相關研究的內容與範疇。
二、透過相關變項之間的資料蒐集，並藉此探索各相關變項中的效果量大小，以瞭解變項間的 關係。
三、建立「工作壓力—職業倦怠」模式，並以「結構方程模式」（structureal equation modeling） 加以驗證，以探討模式與所蒐集資料間的適配程度。
方 法
一、模式建構的意義與模式說明
（一）模式建構 本研究的目的在於探討工作壓力對工作滿足與職業倦怠的影響，這三者的關係建基於相關的文 獻分析。此模式中，工作壓力是潛在自變項，其觀察變項包含工作負荷壓力、角色壓力、人際壓力 與專業壓力等四項；潛在依變項則有工作滿足與職業倦怠二項，工作滿足其觀察變項包含工作本身 滿足、薪資滿足與升遷滿足等三項；職業倦怠其觀察變項則包含情緒耗竭、缺乏人性與無成就感等 三項。在此模式中，工作壓力會直接影響工作滿足與職業倦怠，也會透過工作滿足間接影響職業倦怠，而工作滿足也會直接影響職業倦怠，因此，工作滿足在本模式中，有著中介變項的性質。 （二）模式的路徑關係 本模式的結構關係如上所述，依此建立如圖1的徑路圖： x 41
λ
ζ2 ζ1 δ1 δ2 δ3 γ21 β21 γ11 y 52λ
y 31λ
y 62λ
y 21λ
1 1 ε1 ε2 ε4 ε5 ε6 1 x 21λ
x 31λ
工作負荷 （X1） 角色壓力 （X2） 人際壓力 （X3） 工作本身 （Y1） 薪資滿足 （Y2） 情緒耗竭 （Y4） 無成就感 （Y6） 缺乏人性 （Y5） 升遷滿足 （Y3） ε3 專業壓力 （X4） δ4 工作壓力 (ξ1) 工作滿足 (η1) 職業倦怠 (η2) 圖1 工作壓力對工作滿足與職業倦怠的影響路徑 如圖1所顯示的概念，本研究試圖分析工作壓力對工作滿足與職業倦怠的影響，並探討工作壓力 經過工作滿足的調節之後，對職業倦怠的影響是否有所改變？圖1中各符號所代表的意義為：圓形符 號中的 ξ1表示無法觀察到的工作壓力，它是潛在自變項；η1與 η2則分別表示無法觀察到的工作滿足 與職業倦怠，它們均是潛在依變項。另外方形符號則表示觀察變項，是研究者可以實際獲得的資料， X1、X2、X3、X4為觀察自變項，Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6則為觀察依變項。λx21 與y 21 λ 則分別表示X 變項與Y 變項對 ξ 與 η 的估計值（這些 λ 值又稱為因素負荷量）。δ 和 ε 則表示 X 變項與 Y 變項對 ξ 與η 的估計殘差；γ 值代表潛在自變項對潛在依變項的影響；β 代表潛在依變項對潛在依變項的影響； ζ1與ζ2則分別代表潛在依變項η1與η2的殘差。 （三）模式的架構 本研究以「工作壓力」、「工作滿足」、「職業倦怠」的相關理論與研究為基礎，再檢視國內過去 已完成的個別研究報告後，建構此模式。其中潛在自變項有一個，為「工作壓力」；潛在依變項有二 個，分別是「工作滿足」與「職業倦怠」。 本研究假定，工作壓力對職業倦怠除了直接效果外，也會經由工作滿足的作用對職業倦怠產生 間接效果；此外工作滿足對職業倦怠也有直接的效果。 工作壓力的指標有四個，分別是工作負荷壓力、角色壓力、人際壓力、專業壓力。這四個指標 從過去的研究中發現，分數越高代表個人所遭遇的壓力越大。 工作滿足的指標有三個，分別是工作本身的滿足、薪資的滿足、升遷的滿足。這三個指標的分 數越高代表個人在此向度上的滿足感越高。 職業倦怠的指標有三個，分別是情緒耗竭、缺乏人性、無成就感。三個指標均是分數越高表示 程度越嚴重。 綜合前述，本研究所提出的模式共有三個潛在變項，十個觀察變項。這三個潛在變項，本研究 假定工作壓力是潛在自變項，以ξ 表示；工作滿足、職業倦怠是潛在依變項，以 η 表示。由於 LISREL
模式以X 代表潛在自變項的觀察變項，以 Y 代表潛在依變項的觀察變項，所以本研究的十個觀察變 項中，工作負荷壓力、人際壓力、角色壓力、專業壓力為X 變項，其餘六個為 Y 變項。
二、研究資料的蒐集與登錄
（一）研究資料的搜尋 本研究對於模式中各觀察變項資料的蒐集，並非如一般研究直接抽選受試者進行相關量表的施 測，藉此獲取研究所需訊息。相對的。本研究是利用統合分析法（Meta-Analysis），從過去已完成的 相關研究中，獲取研究所需的資料，並以此資料檢驗模式的適配性。因此，個別已完成的量化研究 結果，才是本研究的研究對象。這些已完成的個別研究報告以電腦檢索後，共有354篇，最後為本研 究所採用，並以統合分析法加以運算的研究共有70篇，其餘284篇研究則予以捨棄，結果如表1所示。 這些捨棄的研究報告，並非其研究品質較差而遭排除，主要的原因是這些個別研究的特質未符本研 究所需。本研究利用統合分析法蒐集模式中各觀察變項間的相關係數（此時所選擇的個別研究報告 必須呈現出各變項間的相關係數、研究樣本數、各變項的標準差等資料），因此，個別研究報告其研 究結果若非以相關係數呈現者，均無法為本研究所採用。所以，諸如質性研究、行動研究，以成對 平均數、標準差加以呈現的研究報告，均需捨棄。這也是為何本研究經檢索所得的資料很多，但實 際所採用的研究卻較少的原因所在。 表1 本研究統合分析階段研究報告來源分類表 資 料 來 源 篇數 選用篇數 博士論文 7 1 碩士論文 323 61 學報、期刊 24 8 合計 354 70 （二）研究資料的登錄 研究資料（有關「工作壓力」、「工作滿足」、「職業倦怠」的研究報告）蒐集完畢後，由研究者 將這些資料登錄在登錄表上。資料登錄時是以兩兩觀察變項為登錄單位，登錄二者之間的相關係數， 而這樣的登錄單位亦是統合分析時的單位。本研究計有10個觀察變項，因此便有45個登錄單位，最 後會得到45個相關係數，組成相關矩陣。 在研究者登錄完後，將再請研究助理覆核一次，以確認登錄的正確性。最後則是將這些經登錄 後的資料，依觀察變項之間的相關係數、樣本人數等順序輸入電腦成為資料檔，以待電腦程式 「Meta-HC for Win」的執行。三、研究工具
本階段所使用的工具為電腦運算程式：「Meta-HC for Win」以及 LISREL。
Meta-HC for Win 為本研究者所發展，本研究使用它的目的在於獲取各觀察變項間的相關係數， 執行時，它會先出現三個選項：
1.有方向性檢定。 2.無方向性檢定。 3.相關係數資料。
項3則專門處理相關係數的資料，這也是本研究所使用的部分。
LISREL 是由瑞典統計學家 Jöreskog 和 Sörbom（2001）所設計，它的最主要優點是提供非常豐 富的輸出，讓研究者可以將潛在變項間的關係釐清。本研究使用此程式的目的在於檢驗模式的適配 性。
四、模式適配度的檢定標準
結構方程模式適配度評鑑的目的，在於評鑑理論模式是否能夠解釋實際觀察所得的資料，或者 說理論模式與實際觀察所得資料間的差距程度有多大。本研究所使用之適配度指標的標準則採納Hair, Anderson, Tatham 和 Black（1998）、Diamantopoulos 和 Siguaw（2000）、Tanaka（1993）、黃芳銘 （民93）、黃芳銘和楊金寶（民91）的建議。
其中，絕對適配指標包含GFI、AGFI、CN、SRMR 四個。GFI、AFGI 數值愈高表示理論模式與 觀察資料愈適配，大於0.90以上表示模式與觀察資料之間適配；CN 指數應大於200以上，數值愈高 表示該模式愈適合用來解釋觀察資料；SRMR 應小於0.05，愈低表示該理論模式與觀察資料間愈適 配（Kline, 2004）。精簡適配指標包含 PNFI 與 PGFI，這兩個適配指數在0.50以上視為可接受的範圍， 而指標數值愈高者表示該模式愈適合用來解釋觀察資料。相對適配指標包含NFI、NNFI、CFI、IFI、 RFI，這五個指標是由理論模式和獨立模式相較之下而來，數值代表理論模式和獨立模式比起來能增 加多少的適配度，數值愈高表示理論模式與觀察資料愈適配，大於0.90 以上表示模式適配。除前述 指標之外，本研究亦參考RMSEA 指數（Root Mean Square Error of Approximation, F0與模式自由度比 值的平方根）、AIC 指數（判斷理論模式所要估計的參數數目是否精簡的指標）、CFI 指數（Comparative Fit Index）等等。
除了前述的整體模式適配度評鑑外，模式內在結構適配度主要在評量觀察變項與潛在變項的信 度、估計參數的顯著水準等等，這些相當於在檢驗模式的內在品質。根據 Bagozzi 和 Yi（1988）的 建議，本研究挑選五項比較常用的指標來評鑑模式的內在結構適配度。
（一）個別項目的信度（individual item reliability）都在0.5以上。 （二）潛在變項的組成信度（composite reliability）都在0.6以上。
（三）潛在變項的平均變異抽取量（average variance extracted）都在0.5以上。 （四）所有估計參數都達顯著水準。 （五）標準化殘差（standardized residual）的絕對值小於2.58。
結果與討論
一、各觀察變項之間的關係
本研究計分析工作壓力、工作滿足和職業倦怠等三個潛在變項，共有工作負荷壓力、角色壓力、 人際壓力、專業壓力、工作本身滿足、薪資滿足、升遷滿足、情緒耗竭、去人性化、無成就感等10 個觀察變項。而這些變項之間的關係則是藉由統合分析法的分析來完成，因此本研究一共進行45次 的統合分析運算，獲得45個相關係數，這些統合分析運算的相關結果如表2所示。 （一）工作壓力與工作滿足間觀察變項的關係 工作壓力與工作滿足各觀察變項間的相關係數均呈負值，且均達 .01的顯著水準，顯見工作壓力 越高，工作滿足就越低；相對的工作壓力越低，工作滿足感就越高。這樣的結果與陳鈞卿（民94） 以牙醫助理為對象所進行的研究結果相同，也與Maslach 和 Jackson（1979）、張曉春（民72）、郭盈卿（民88）、王時華（民90）、陳世志（民91）等人的研究結果相類似。不過這12個相關係數值均不 高，相關係數值的範圍從-.2045至-.3558，只達 Cohen（1977）所提參照標準的中等程度。 （二）工作壓力與職業倦怠各觀察變項間的關係 工作壓力與職業倦怠各觀察變項間的相關係數均呈正值，且均達 .01的顯著水準，範圍從 .2753 到 .5048，這樣的結果顯示，個人工作壓力越大，職業倦怠的程度就越高，工作壓力程度較輕，職業 倦怠感就較低。這樣的結果與Robbins（1993）、Clark（1980）的結果是相類似的，也與劉妙真（民 92）以幼稚園老師為對象所得的結果相同。本研究所得的這些相關數值，若參照 Cohen（1977）所提 標準而言，可達中高程度，顯見工作壓力與職業倦怠二者的關係除受到確認之外，其強度亦頗高。 在此部分的相關中，相關係數最高者為情緒耗竭與角色壓力間的相關，這情形可能與個人在工作中， 因為角色扮演所遭遇的問題較多，導致個人在情緒上受到的衝擊最大，因此二者間的相關係數最高。 表2 各變項統合分析相關數值彙整表 序 號 變 項 研究 篇數 效果量 r 值 效果量r 值 95%信賴區間 調和 平均數 1 「工作本身滿足」對「薪資滿足」 14 .3648 .3595 .3702 237 2 「工作本身滿足」對「升遷滿足」 14 .4237 .4192 .4281 895 3 「工作本身滿足」對「情緒耗竭」 2 -.5535 -.5542 -.5528 895 4 「工作本身滿足」對「缺乏人性」 3 -.4928 -.49988 -.4858 140 5 「工作本身滿足」對「無成就感」 1 -.4425 --- --- 158 6 「工作本身滿足」對「工作負荷壓力」 23 -.3372 -.3425 -.3320 207 7 「工作本身滿足」對「角色壓力」 15 -.3558 -.3623 -.3493 282 8 「工作本身滿足」對「人際壓力」 2 -.2820 -.2852 -.2786 282 9 「工作本身滿足」對「專業壓力」 10 -.3031 -.3097 -.2965 229 10 「薪資滿足」對「升遷滿足」 14 .3399 .3350 .3447 229 11 「薪資滿足」對「情緒耗竭」 2 -.3526 .3577 -.3476 228 12 「薪資滿足」對「缺乏人性」 3 -.2901 -.2959 -.2844 304 13 「薪資滿足」對「無成就感」 1 -.2187 --- --- 173 14 「薪資滿足」對「工作負荷壓力」 16 -.2066 -.2108 -.2024 158 15 「薪資滿足」對「角色壓力」 12 -.2205 -.2266 -.2143 188 16 「薪資滿足」對「人際壓力」 2 -.2045 -.2093 -.1997 188 17 「薪資滿足」對「專業壓力」 7 -.2602 -.2665 -.2539 227 18 「升遷滿足」對「情緒耗竭」 2 -.3828 -.3873 -.3782 183 19 「升遷滿足」對「缺乏人性」 3 -.2497 -.2549 -.2446 462 20 「升遷滿足」對「無成就感」 1 -.3442 --- --- 462 21 「升遷滿足」對「工作負荷壓力」 15 -.2731 -.2802 -.2659 187 22 「升遷滿足」對「角色壓力」 11 -.2546 -.2610 -.2481 226 23 「升遷滿足」對「人際壓力」 2 -.2103 -.2134 -.2071 226 24 「升遷滿足」對「專業壓力」 7 -.2263 -.2313 -.2214 320 25 「情緒耗竭」對「缺乏人性」 14 .6423 .6409 .6436 186 26 「情緒耗竭」對「無成就感」 13 .5590 .5569 .5611 186 27 「情緒耗竭」對「工作負荷壓力」 8 .4140 .4091 .4199 282 28 「情緒耗竭」對「角色壓力」 5 .4581 .4523 .4639 312 29 「情緒耗竭」對「人際壓力」 7 .5048 .5016 .5080 312 30 「情緒耗竭」對「專業壓力」 7 .4301 .4273 .4329 260 31 「缺乏人性」對「無成就感」 13 .5261 .5242 .5280 188 32 「缺乏人性」對「工作負荷壓力」 5 .3196 .3169 .3224 171 （續下頁）
表2（續） 33 「缺乏人性」對「角色壓力」 2 .3842 .3799 .3884 202 34 「缺乏人性」對「人際壓力」 7 .3836 .3801 .3871 277 35 「缺乏人性」對「專業壓力」 6 .3339 .3296 .3410 408 36 「無成就感」對「工作負荷壓力」 5 .2753 .2721 .2786 152 37 「無成就感」對「角色壓力」 2 .3755 .3699 .3811 184 38 「無成就感」對「人際壓力」 5 .3822 .3781 .3863 555 39 「無成就感」對「專業壓力」 6 .3096 .3069 .3124 326 40 「工作負荷壓力」對「角色壓力」 21 .5100 .5053 .5147 288 41 「工作負荷壓力」對「人際壓力」 20 .7386 .7312 .7460 305 42 「工作負荷壓力」對「專業壓力」 7 .5332 .5286 .5378 102 43 「角色壓力」對「人際壓力」 7 .6915 .6898 .6933 305 44 「角色壓力」對「專業壓力」 3 .4395 .4379 .4410 102 45 「人際壓力」對「專業壓力」 7 .5785 .5770 .5801 271 註：序號5、13、20 三項，本研究只蒐集到一筆資料，因此便以此筆資料為代表，因此在表 1 中便沒 有95%的信賴區間。 （三）工作滿足與職業倦怠間觀察變項的關係 本階段所獲得工作滿足與職業倦怠之間各觀察變項的相關係數均呈負值，且均達 .01的顯著水 準，其效果量的大小達中高程度，相關範圍從-.2187至-.5535，這樣的結果表示工作越滿足者，所產 生的職業倦怠程度越低；工作越不滿足者，其所產生的職業倦怠程度越高。這樣的結果與陳世志（民 91）以矯正機構基層戒護管理人員為對象所獲得的結果相一致；也與陳鈞卿（民94）以「高高屏澎」 地區牙醫助理為對象所進行工作滿足與職業倦怠的研究結果是一致的。前述諸研究的結果顯示本研 究所獲得的結果是頗為合理的。 表2中所獲得的45個相關係數，形成了表3的相關矩陣。 表3 各觀察變項間之相關矩陣 Y1 Y2 Y3 Y4 Y5 Y6 X1 X2 X3 X4 Y1 工作本身 1.0000 Y2 薪資滿足 .3648
**
1.0000 Y3 升遷滿足 .4237**
.3399**
1.0000 Y4 情緒耗竭 -.5535**
-.3526**
-.3828**
1.0000 Y5 缺乏人性 -.4928**
-.2901**
-.2497**
.6423**
1.0000 Y6 無成就感 -.4425**
-.2187**
-.3442**
.5590**
.5261**
1.0000 X1 工作負荷 -.3372**
-.2066**
-.2731**
.4140**
.3196**
.2753**
1.0000 X2 角色壓力 -.3558**
-.2205**
-.2546**
.4581**
.3842**
.3755**
.5100**
1.0000 X3 人際壓力 -.2820**
-.2045**
-.2103**
.5048**
.3836**
.3822**
.7386**
.6915**
1.0000 X4 專業壓力 -.3031**
-.2602**
-.2263**
.4301**
.3339**
.3096**
.5332**
.4395**
.5785**
1.0000 **p< .01 各觀察變項之間的相關矩陣，將作為隨後模式驗證之基本資料。在結構方程模式中，只能具有 一個樣本數，但在統合分析中，兩兩觀察變項間的樣本數均不相等，此時本研究將參考Viswesvaran 和 Ones（1995）的建議，以每一組相關係數的樣本數為基礎，求取整體的調和平均數，以作為結構 方程模式驗證理論時所使用的樣本數。表2最右一欄所呈現的即為各觀察變項間的調和平均數，最後 再以這45個調和平均數計算整體的調和平均數，所獲得的結果為 N =230。這個數字也是隨後以結構 方程模式進行模式驗證時所使用的樣本數。二、模式之適配度考驗
（一）模式的整體適配度考驗 表4是 SSB 模式的整體適配度考驗指數。結果顯示 2 = ) 32 ( χ 49.96，p= .02，達.05的顯著水準，這樣 的結果似乎顯示SSB 模式與所蒐集資料間無法相適配，不過卡方值容易受樣本人數大小所影響，像 本研究的樣本數 N=230，即屬於易使卡方值達顯著的樣本數。因此，本研究除從χ2 進行考驗外，也 參酌Jöreskog 和 Sörbom（2001）以及 Hair Jr., Anderson, Tatham 和 Black（1998）的建議來評鑑 SSB 模式與觀察資料間的適配度。其中GFI 與 AGFI 指數分別為0.96、0.93，均超過 Bagozzi 和 Yi（1988）所建議的標準0.90，意 味著理論模式對觀察資料的解釋力頗佳，二者之間相適配。CN 值為227，高過200 以上，表示 SSB 模式適合用來解釋觀察所得資料。另外在SRMR 上，結果為0.04，小於0.05的參考值，代表殘差小， 模式適配性佳；同時RMSEA 為0.04，表示誤差甚小，最後，模式的 ECVI 其理論值為0.42，比飽和 模式的0.48及獨立模式的4.38還小，表示模式適合。因此綜合上述絕對適配度的觀點而言，SSB 模式 除了在卡方值未符理想值外，其餘指標均顯示具有理想的適配度，因此從絕對適配指標而言，SSB 是一個理想的模式。 在精簡適配度指標上，PNFI 值為0.67、PGFI 值為0.56，皆超過0.50的適配標準，表示此模式不 錯（Mulaik, James, Van, Bennett & Stiwell, 1989）。理論模式的 AIC 值為95.95，比飽和模式的110.00 及獨立模式的1047.75來得小；同時卡方值除以自由度的值也小於2，均表示模式與資料間相適配。因 此從精簡適配度指標的觀點來看，SSB 模式也是一個理想的模式，可用以解釋工作壓力對工作滿足 與職業倦怠的影響。 表4 SSBT 模式的整體適配度考驗結果 比較種類 適配度指標 考驗結果 ) 32 ( 2 χ 49.96 df 32 GFI 0.96 AGFI 0.93 CN 227 SRMR 0.04 RMSEA 0.04 絕對適配度指標 ECVI 0.42 PNFI 0.67 PGFI 0.56 AIC 95.96 SAIC 110.00 IAIC 1047.75 df 32 精簡適配度指標 χ2/df 1.56 NFI 0.95 NNFI 0.97 CFI 0.98 IFI 0.98 相對適配度指標 RFI 0.92 在相對適配度方面，NFI、NNFI、CFI、IFI 與 RFI 等五個指標都是與獨立模式比較而得，數值 大於0.90表示可以接受。SSB 模式的這五個指標分別是0.95、0.97、0.98、0.98、0.92，都相當接近1， 也符合模式的整體適配標準，這些結果都顯示，SSB 模式與經由統合分析後所獲得的觀察資料間的
適配度相當理想。因此若就相對適配度指標而言，SSB 模式有著良好的適配度。 （二）模式的內在結構適配度考驗 圖2是模式的徑路係數圖，由圖中可以瞭解內在結構模式的適配程度，此外這些數值亦可從表5 中得知。從前述圖、表中可以發現，SSB 模式所估計的5個結構參數（γ、β 與 ζ 值）均達.05的顯著水 準，表示模式的內在品質甚佳。 表5 SSB 模式所有估計參數的顯著性考驗 參數 標準化估計值 t 值 參數 標準化估計值 t 值 λy11 .78** ---- ε3 .70** 9.33 λy21 .49** 6.37 ε4 .25** 5.55 λy31 .55** 7.04 ε5 .45** 8.53 λy42 .86** ---- ε6 .55** 9.29 λy52 .74** 11.82 δ1 .39** 8.74 λy62 .67** 10.49 δ2 .47** 9.35 λx11 .78** ---- δ3 .13** 3.50 λx21 .73** 11.56 δ4 .60** 9.96 λx31 .94** 11.43 γ11 -.47** -5.62 λx41 .63** 9.83 γ21 .31** 4.24 ε1 .39** 5.47 β21 -.67** -6.55 ε2 .76** 9.41 ζ1 .75** 3.49 ζ2 .22** 5.21 .63** .22** .75** .39** .47** .13** .31** -.67** -.47** .74** .55** .67** .49** .86** .78** .39** .76** .25** .45** .55** .78** .73** .94** 工作負荷 （X1） 角色壓力 （X2） 人際壓力 （X3） 工作本身 （Y1） 薪資滿足 （Y2） 情緒耗竭 （Y4） 無成就感 （Y6） 缺乏人性 （Y5） 升遷滿足 （Y3） .70** 專業壓力 （X4） .60** 工作壓力 (ξ1) 工作滿足 (η1) 職業倦怠 (η2) 圖2 SSB 模式之徑路係數圖 其次，從表6所顯示的 SSB 模式三個潛在變項的交互相關係數，其絕對值介於 .63 ~ .82之間，這 樣的結果顯示各潛在變項間的相關均低於 .90的評鑑標準。
表6 SSB 模式潛在變項間的交互相關矩陣 工作滿足 職業倦怠 工作壓力 工作滿足 1.00 職業倦怠 -.818** 1.00 工作壓力 -.465** .626** 1.00 **p <.01 在測量模式的適配度方面，表5的結果顯示，所有估計參數的因素負荷量（λ 值）都達 .01的顯 著水準，符合因素負荷量應達顯著的評鑑標準。 另外，表7是 SSB 模式10個觀察變項的個別項目信度，從表中發現，10個觀察變項中，共有4個 變項的個別項目信度低於 .50。此一結果顯示這4個觀察變項的測量誤差較大。除這4個變項之外，其 餘6個觀察變項的個別項目信度介於 .53 ~ .88之間，是理想的結果。 表7 SSB 模式十個觀察變項的個別項目信度 SSB 模式 變項 個別指標的信度 潛在變項的組成信度 潛在變項的平 均變異抽取量 工作滿足（η1） .64 .38 工作本身滿足（Y1） .61 薪資滿足（Y2） .24 升遷滿足（Y3） .30 職業倦怠（η2） .80 .58 情緒耗竭（Y4） .75 缺乏人性（Y5） .55 無成就感（Y6） .45 工作壓力（ξ1） .86 .61 工作負荷壓力（X1） .61 角色壓力（X2） .53 人際壓力（X1） .88 專業壓力（X2） .40 此外，SSB 模式的三個潛在變項：工作壓力（ξ1）、工作滿足（η1）、職業倦怠（η2）的組成信度 依序為 .86、.64、.80，均達 .60的標準以上。在平均變異抽取量方面，SSB 模式三個潛在變項的平 均變異抽取量依序為 .61、.38、.58，其中工作滿足在變項的平均變異抽取量稍低，未達 .50的標準， 其餘二者均超過 .50的標準。但若從工作滿足的個別觀察變項的因素負荷量來看，皆達 .05的顯著水 準，且其組成信度也達 .60 的標準，但是平均變異數抽取量卻未達要求的標準。上述情形依據提出 建構信度與平均變異抽取量學者Fornell 和 Larcker 於1981年的意見：「即使超過50%以上的變異是來 自測量誤差，然而若單獨以建構信度為基礎而言，研究者可以做出構念的聚合效度是適當的。」（引 自黃芳銘、楊金寶、許福生，民94）。因此，工作滿足的平均變異抽取量雖只有 .38，但根據 Fornell 和Larcker 於1981年的論點，研究者可以判定工作滿足這個潛在變項是具有建構效度，亦即這個潛在 變項所使用的觀察變項是可接受的。 綜合而言，在SSB 模式的適配度考驗方面：其整體適配度考驗所呈現的結果是相當理想，不論 是絕對適配度指標、精簡適配度指標，或是相對適配度指標均達適配標準，也就是說SSB 模式的外 在品質是相當理想的；另外在模式的內在結構適配度方面，各結構參數均達 .01的顯著水準，另外個 別觀察變項的因素負荷量皆達 .01的顯著水準，且其組成信度多數也達 .60 的標準，因此，整體而
言，SSB 模式是頗為適切的。 （三）SSB 模式各潛在變項間的直接、間接及全體效果 表8是 SSB 模式各潛在變項間的直接、間接及全體效果值。結果顯示：工作壓力對工作滿足的直 接效果達顯著水準，表示不同程度的工作壓力將影響個人對工作滿足的感受，而此效果值為負數， 表示工作壓力越大，個人所感受到的工作滿足感越低；同樣的，工作壓力對職業倦怠的直接效果也 達 .01的顯著水準，且效果值為正數，表示工作壓力越大個人的職業倦怠程度越高。 表8 SSB 模式各變項間的影響效果 工作壓力 工作滿足 工作滿足 直接效果 -.46** 間接效果 --- 全體效果 -.48** 職業倦怠 直接效果 .31** -.67** 間接效果 .31** --- 全體效果 .63** -.67** **p < .01 此外，工作滿足對職業倦怠的直接效果也達 .01的顯著水準，效果值為負數，此結果表示，工作 滿足程度越高者，其職業倦怠程度較低，反之，當個人工作滿足感較低時，個人的職業倦怠感就越 重。 另外從全體效果值來看，因為工作壓力對工作滿足只存在直接關係，因此其全體效果與直接效 果相同，意義亦同。而工作壓力對職業倦怠的全體效果值為 .63，達 .01的顯著水準，表示個人工作 壓力越大，職業倦怠程度就越高。值得特別注意的是，工作壓力對職業倦怠的直接效果與間接效果 各為 .31與 .32，這樣的結果顯示工作壓力對職業倦怠的影響，有二條不同的路徑，一條為直接影響， 另一條則是透過工作滿足而產生的間接影響，而二者所產生的效果幾乎相同，因此最後得到 .63的全 體效果值。這樣的結果意味著工作滿足在工作壓力與職業倦怠間，有著中介變項的效果，即工作滿 足可將工作壓力對職業倦怠所產生的負向影響，予以緩解，使原本達 .63的總效果，只顯現出 .31的 效果（直接效果），另外一半的效果已受到工作滿足影響，而改變了對職業倦怠的影響方向，此現象 顯現於徑路係數圖中只剩下工作滿足對職業倦怠的負向影響，亦即此時的工作滿足將使得職業倦怠 的程度趨緩。
三、討論
本研究根據相關的文獻與研究（林以忠，民94；張元昌，民95；游文志，民96；Affleck, Tennen, Urrows & Higgins, 1994; Burman, Locker & Otchere, 1990; Grunberg & Straub, 1992; Lee & Ashforth, 1996; Repetti, 1993b; Weiten, 1998），提出一個包含工作壓力、工作滿足與職業倦怠等成分的模式。在 該模式中，本研究假定工作壓力會直接影響工作滿足與職業倦怠、工作滿足也會直接影響職業倦怠， 此外工作壓力也會透過工作滿足間接影響職業倦怠。 在三個潛在變項方面，從LISREL 的分析中有幾項發現分述如下： 首先，三個潛在變項的各種效果均達 .05的顯著水準，顯見本研究所提出的各種變項間的關係都 獲得實際資料的支持。 其次，工作壓力對職業倦怠的直接效果、間接效果與全體效果均達 .05的顯著水準，表示本研究 此部分所提出變項之間的影響關係是確實存在的。其中工作壓力對職業倦怠全體效果的標準化係數值為 .62，直接效果的標準化係數值為 .31，這樣的結果意味著工作壓力透過工作滿足對職業倦怠的 間接影響，其標準化係數值有 .31之多。然而工作滿足對職業倦怠的直接影響係數為負值，這意味著 其對職業倦怠的影響方向，與工作壓力對職業倦怠的影響方向是相反的。因此我們可說，在工作壓 力對職業倦怠的全體效果中（.62），因為受到工作滿足的影響（舒緩），使得其直接呈現出的效果只 剩原來的一半（.31），而這減少的效果，即為工作滿足在工作壓力與職業倦怠間所發揮的舒緩作用。 本研究所獲得的結果，在1986年 Friesen 的研究中，即有類似的狀況，在 Friesen（1986）的研究中， 他同時分析工作壓力、工作滿足與職業倦怠間的關係，只不過他並沒有建立模型，只使用回歸分析， 以瞭解變項間的關係，其研究結果指出，工作壓力與工作滿足均是職業倦怠的有效預測變項，不過 二者的影響方向恰好相反。而這樣的結果實與本研究所建立模型中的關係是一樣的。 此外，McJunkin（2005）也曾以社區大學教師的退休情形為例加以分析，發現工作壓力是各種 離職與職業倦怠產生的原因之一，但此狀況將受到工作滿足與否的影響；Kirk-Brown 和 Wallace （2004）也曾以諮商人員為對象進行研究後發現，工作情境中的角色衝突壓力是職業倦怠的顯著預 測變項，但是個人內在的工作滿足將可以用來預測諮商人員對於工作挑戰的知覺。綜觀國外這些與 本研究模式相類似的單一研究而言，其研究所得實與本研究結果頗為類似，均一致指出工作壓力將 導致個人的職業倦怠，甚至將進一步使個人產生離職的想法；不過若個人能從工作場所中獲得滿足， 特別是內發（intrinsic）的工作滿足，將可使個人勇於接受挑戰，減緩工作壓力所產生的負面效果。 從上述的分析中明顯可見，本研究的結果是獲得國外相關研究結果的支持的。這樣的狀況在國 內的研究中也頗為類似，例如：陳世志（民91）曾蒐集526位監所基層戒護管理人員工作壓力與工作 滿足對職業倦怠的影響，結果發現工作壓力與工作滿足對職業倦怠皆有顯著影響，其中工作壓力對 職業倦怠有正向影響，工作滿足則對職業倦怠則有負向影響。這樣的結果與本研究及國外的研究結 果是相類似的，也因為工作壓力與工作滿足對職業倦怠同時具有影響性，且作用方向相反，因此， 矯正機構基層戒護管理人員在高工作壓力與高滿足的雙重影響下，其職業倦怠程度並不高（陳世志， 民91）。這樣的研究結果與陳鈞卿（民94）以710位牙醫助理為對象所獲得的研究結果也頗為類似。 這些研究的結果與本研究所亟欲建立的模型觀念（即工作滿足在「工作壓力對職業倦怠影響作用」 的過程中具有介變項的特質，扮演著壓力舒緩的角色）是不謀而合的，亦即藉由上述各研究的結果， 支持了本研究的觀點。 第三，工作滿足對職業倦怠的直接效果達 .05的顯著水準，其標準化係數值為 -.67，表示工作滿 足程度越高者，其職業倦怠程度越低；工作滿足程度較低者，其職業倦怠感較高。這樣的結果獲得 諸多國內外研究的支持，例如Brewer 和 Clippard（2002）以166為大學生為對象進行研究，發現工作 滿足與職業倦怠之間有顯著負相關存在；此外Locker（1996）、Craven, Blink 和 Roberts（1995）的研 究結果也有類似的現象。在國內，陳世志（民91）、陳鈞卿（民94）的研究結果，也與國外的研究結 果相類似，均顯示工作滿足對職業倦怠有顯著的負向影響。 上述討論中，最關鍵之處在於工作滿足於工作壓力與職業倦怠之間所扮演的調節（moderate）作 用，亦即工作滿足可做為個人承受工作壓力時的緩衝劑。這樣的觀點在本研究中已獲得支持，也與 國內外的相關研究結果相呼應。事實上Um 和 Harrison 在1998即提出一個與本研究相當類似的模式， 並獲得實徵資料的支持。在Um 和 Harrison （1998）的研究中，他們抽選165位受試者，採用結構方 程模式（structureal equation modeling）的方法，建立起「角色壓力—工作滿足—職業倦怠」的模式， 此模式與本研究所建構的模式相當類似，因此，本研究所獲得的結果，與過去相關研究的內容相互 參照後可說是相當合理，亦即獲得頗多研究的支持。
綜觀本研究的結果可知，本研究藉由台灣地區70篇研究報告所蒐集而得的資料，與經由相關文 獻所建構的包含工作壓力、工作滿足與職業倦怠等成分的模式，二者相適配，這樣的結果支持了本
研究的觀點。唯本研究採用統合分析取向的方法進行資料蒐集，因此有關研究的時間因素並未能進 行有效的控制，以致於在工作壓力、工作滿足及職業倦怠關係的推論上受到些許控制，這是未來從 事類似研究時可再強化之處。
結論與建議
一、結論
本研究的目的乃在探究工作壓力對工作滿足與職業倦怠的影響。綜觀本研究的結果，可以獲致 下列二項主要的結論： 其一，本研究利用統合分析技術分析各觀察變項間的關係，以瞭解各觀察變項間的效果量大小， 最後獲得10個觀察變項間的相關矩陣，並作為模式檢驗之用。在獲取各觀察變項間的相關矩陣時， 本研究發現，工作壓力與工作滿足之間各觀察變項間的相關均為負值，且均達 .01的顯著水準；工作 壓力與職業倦怠之間各觀察變項間的相關係數都為正數，且都達 .01的顯著水準；工作壓力與職業倦 怠之間各觀察變項間的相關係數也都為正數，且均達 .01的顯著水準。上述結果顯示本研究所選取的 各觀察變項之間，其關係是真正存在的。 其二，本研究建構之「工作壓力—職業倦怠」模式（SSB 模式），經研究結果顯示：SSB 模式中 各項適配度指數均頗為理想，顯示SSB 模式可以適切地解釋從統合分析技術所獲取之觀察資料。其 中工作壓力對工作滿足、職業倦怠都有直接且顯著的影響，其中對工作滿足的影響是負向；此外， 工作滿足對職業倦怠也有直接且顯著的負向影響，表示在工作上越滿足，職業倦怠程度越低，此時 的工作滿足具有工作壓力與職業倦怠間中介變項的特質，此即為本研究所設定的主要觀點之一。因 此，本研究結果支持了本研究所持的觀點與假設。二、建議
（一）減緩工作壓力有助於舒緩個人的職業倦怠感 由本研究的結果發現，工作壓力對職業倦怠有正向且顯著的影響，此結果意味著：工作壓力越 大，個人職業倦怠感就越高；反之，工作壓力越低則職業倦怠感較低。因此，若能舒緩個人工作壓 力，諸如工作負荷壓力、角色壓力、人際壓力、專業壓力等等，將能有效減緩個人的職業倦怠感。 （二）提升個人工作滿足能緩和個人職業倦怠感 工作滿足對職業倦怠有負向的顯著影響，因此，當個人在工作上的滿足感越高時，個人的職業 倦怠感將較低。所以，欲使個人的職業倦怠感較低時，提升個人在工作上的滿足感是一項相當有效 的措施，特別是在工作本身的滿足感、薪資滿足及升遷滿足上。 （三）未來再從事類似研究時可增加時間因素的探討 本研究採用統合分析法進行資料蒐集，因此有關各變項間關係的獲取，是從跨時間的各研究中 所得，因此，對於變項間因果關係的推論能力便顯得力有未逮。所以當未來再從事類似研究時，若 所蒐集的研究篇數數量夠大，則可以依照研究年代分別處理，如此將可從中探討變項間縱貫式的訊 息。參 考 文 獻
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