情緒勞務策略組型及其與相關
因素之關係：質、量觀點的
個人中心分析
*
張映芬
台中市上安國民小學 學務處 過去情緒勞務策略研究多採變項中心，甚少採個人中心，然有學者認為採個人中心分析能更貼近 真實狀況，並依情緒勞務策略組型的適應性提出實務建議，具較佳生態效度與實務價值，以補變 項中心研究不足。其次，學者主張與過去研究顯示個人中心分析可以質、量觀點分類與比較組型， 能更有意義、系統的了解不同組型之差異，有助進一步釐清組型差異的關鍵。故本研究採個人中 心分析，並以質（基於情緒勞務策略為多向度，有適應性與不適應性情緒勞務策略品質的考量）、 量（基於情緒勞務策略理論、資源保存理論）觀點，抽取970 名台灣國中教師（男生 347 人，女 生623 人）為樣本，採用情緒勞務策略、教師工作認同、教師工作情緒、工作滿意度、工作倦怠 量表，並進行集群分析、區別分析、多變量變異數分析，來探討教師情緒勞務策略組型及其與組 織認同、角色認同、工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之關係。研究結果顯示：（1）情緒勞務策 略組型有高量、低量、高質、低質四種組型；（2）組織、角色認同能預測情緒勞務策略組型；（3） 整體而言，情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠的差異顯示：高質組最適應性； 低質組最不適應性；低量、高量組適應性介於高質、低質組之間，支持「質」的觀點，即以質（重 視情緒勞務策略組型品質）較量（重視情緒勞務策略組型的量）之觀點能解釋情緒勞務策略組型 在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠的適應情形。本研究首度採個人中心分析國內教師情緒勞務 策略組型及其與相關變項之關係，學術研究上，不僅突破過去變項中心分析的限制，並依結果提 供實務建議：教師需留意情緒勞務策略組型品質，更勝情緒勞務策略組型的量，增加適應性情緒 勞務策略的同時，亦應減少不適應性情緒勞務策略，藉此提升工作正向情緒、工作滿意度，並降 低負向情緒、工作倦怠。其次，教育單位可透過課程，引導教師重視情緒勞務策略組型的品質， 及如何使用高品質情緒勞務策略組型，以適應工作。 關鍵詞：工作倦怠、角色認同、個人中心分析、情緒勞務策略組型、組織 認同 https://doi.org/10.6251/BEP.202103_52(3).0005 ＊ 作者通訊方式：[email protected]。情緒勞務策略（emotional labor strategies）是在工作中致力於調整情緒以符合工作要求時使用
的策略（Hochschild, 1983），可包含表層展現（surface acting，偽裝、壓抑外在情緒展現，無調整
內在情緒感受）、深層展現（deep acting，調整內在情緒感受，使內在情緒感受與工作要求的外在
情緒展現一致）、真情流露（expression of naturally felt emotion，內在情緒感受真實展現至外在，
無加修飾）（Hochschild, 1983; Diefendorff et al., 2005）。其在工作歷程中扮演重要角色，會影響其
工作滿意度（job satisfaction）、工作倦怠（job burnout）、創新行為（侯勝宗等人，2015；Tuxford
& Bradley, 2015; Yin, 2015）。故過去研究（侯勝宗等人，2015；Yin, 2015; Yin et al., 2013; Raman et al., 2016）相當關注此議題，並多採「變項中心」（variable-centered）分析「單一情緒勞務策略變 項」與相關變項之關係，顯示表層展現與不適應性變項（如，工作倦怠）正相關，為不適應性情緒 勞務策略；真情流露、深層展現與適應性變項（如，工作滿意度、創新行為）正相關，為適應性情 緒勞務策略，即可知「單一情緒勞務策略變項」的適應性，但其結果難以應用於真實情境。因真實 情境中，工作者非僅使用單一而是多種情緒勞務策略來進行情緒勞務，工作者可能在某些場合使用
表層展現，某些情境使用深層展現（Cheung et al., 2018），且後設分析研究（Hülsheger & Schewe,
2011）亦發現工作者可同時使用不同的情緒勞務策略。
情緒勞務策略的「個人中心」（person-centered）分析即是以不同情緒勞務策略變項區分成的「情
緒勞務策略組型」為單位，來探討不同情緒勞務策略組型之適應性，不僅符合生態效度，了解真實 情境中情緒勞務策略組合的情形，補變項中心研究之不足；亦可了解不同情緒勞務策略組型在職場
適應性之優劣，並依此提供職涯輔導方針，具實務應用的價值（Cossette & Hess, 2015），如，發現
相較其他組型，高表層展現 低深層展現 低真情流露組型的工作倦怠最嚴重，則可建議與引導此 組型工作者調整其使用的情緒勞務策略，以緩解工作倦怠，凸顯出採個人中心分析情緒勞務策略組 型之必要。其次，有些學者（Gabriel et al., 2015）指出大多研究顯示為適應性的深層展現應與適應 性變項正相關，卻在少數研究中與適應性變項負相關、或關係不顯著的不一致現象，可能是未考慮 深層展現與表層展現同時使用的情形，即深層展現是較適應的，但如果搭配表層展現，其適應性可 能不能顯現，即個人中心的情緒勞務策略組型分析可能釐清過去變項中心研究發現的不一致。然過 去情緒勞務策略的個人中心分析甚少，本研究即採個人中心探討情緒勞務策略組型，以補研究缺口。 再者，變項中心研究非常重視「變項」的質、量，如，單一向度組織認同變項而言，組織認同 越高，工作越適應；組織認同越低，工作越不適應，即以「量」的觀點來看組織認同「變項」之適 應性；如，多向度情緒勞務策略變項而言，其中的表層展現向度為不適應性；深層展現、真情流露 向度為適應性，即以「質」的觀點來看情緒勞務策略「變項」之適應性。不讓變項中心研究重視「變
項」的質、量專美於前，學者（張映芬，2018；Vansteenkiste et al., 2009; Wang & Hanges, 2011）提
出個人中心研究可透過以質、量觀點分類、比較組型來關切「組型」的質、量，凸顯有別於變項中 心研究著墨「變項」的質、量，個人中心研究著重「組型」的質、量，並有以下好處：以質、量觀 點分類組型（如，高質、高量、低質、低量組）能精簡組型的命名，反應組型特色，利於讀者閱讀 時的記憶與速度；更重要的是以質、量觀點比較組型（如，依重視組型量的觀點，即以組型的量最 能區辨出組型之適應，表示高量組、低量組會是最適應或最不適應組型，高質組、低質組的適應程 度介於高量組、低量組間；依重視組型質的觀點，即以組型的質最能區辨出組型之適應，表示高質 組、低質組會是最適應或最不適應組型，高量組、低量組的適應程度介於高質組、低質組間），能 更有意義、系統的了解不同組型之差異，有助進一步釐清組型差異的關鍵。然目前情緒勞務策略組 型研究甚少，更遑論以質、量觀點來分類與比較組型，僅Gabriel 等人（2015）提出情緒勞務策略 組型有質、量之分，但其研究仍未以質、量觀點分類與比較組型。最後，教師在工作中需高度人際 （如，學生、家長、學校行政人員）互動，需利用情緒營造教學情境，且受到文化期待、專業規範， 教師須表現得體，符合情緒勞動工作者特徵（江文慈，2009；Hochschild, 1983; Yin, 2015），且情 緒展現需隨不同人、事、物改變亦多，可能會同時使用不同情緒勞務策略。而且，教師是教育中重 要人力資源，情緒勞務除影響教師自身，亦會間接影響教育品質，即了解教師的情緒勞務有其重要 性。故本研究以質、量觀點分析教師情緒勞務策略組型及其與相關前置、效果變項之關係。
（一）情緒勞務策略組型
過去甚少研究探討「情緒勞務策略組型」，直至近期才開始有少數研究分析之，Gabriel 等人
（2015）採潛在剖面分析（latent profile analysis），以表層展現、深層展現區分組型成非情緒勞務、
低表層展現 低深層展現、高表層展現 低深層展現、低表層展現 高深層展現、高表層展現 高 深層展現五組；Cheung 與 Lun（2015）採潛在剖面分析，以表層展現、深層展現、真情流露區分組 型成高表層展現 高深層展現 高真情流露、高表層展現 高深層展現、高深層展現 高真情流露； Cossette 與 Hess（2015）採潛在剖面分析，以壓抑（類似表層展現）、重新評估（深層展現內涵）、 真情流露區分組型成高壓抑 高重新評估 高真情流露、高重新評估 高真情流露、壓抑、非情緒 勞務四組；Cheung 等人（2018）採潛在剖面分析，以表層展現、深層展現、真情流露區分組型成 高深層展現 高真情流露、高表層展現 高深層展現、高表層展現 高深層展現 高真情流露三組； Fouquereau 等人（2019）以隱藏情緒、假裝情緒、深層展現區分組型成低表層展現 中深層展現、 中表層展現 高深層展現、高表層展現 高深層展現三組。 過去雖有上述少數研究採個人中心分析「情緒勞務策略組型」，然相較情緒勞務策略變項中 心研究，情緒勞務策略組型研究仍甚少，且至近期國外研究才陸續開始探究，需累積更多研究成 果，而國內研究似乎仍停留於情緒勞務策略變項中心分析，「情緒勞務策略組型」之個人中心研 究有待探討。其次，上述研究對於情緒勞務策略組型的前置、效果變項探討不多，過去變項中
心研究顯示組織認同（organizational identification）（Demir, 2015; Uzun, 2018）、角色認同（role
identification）（侯勝宗等人，2015；Brotheridge & Lee, 2002）可能預測情緒勞務策略；情緒勞
務可能預測工作情緒（working emotions）（Lee et al., 2016）、工作滿意度（Yin, 2015; Yin et al.,
2013）、工作倦怠（Tuxford & Bradley, 2015; Raman et al., 2016），然「情緒勞務策略組型」與此些
變項之關係仍不得而知。最後，上述情緒勞務策略組型研究非以質、量觀點分類（Wang & Hanges,
2011）與比較（張映芬，2018；Vansteenkiste et al., 2009）組型，且對象大多非為教師，國內教師情 緒勞務策略組型可進一步探討。故本研究採個人中心，以不適應性（表層展現）與適應性（真情流 露、深層展現）情緒勞務策略作為區分國內教師情緒勞務策略組型之指標，並以質、量觀點分類與 比較其組型與前置變項（組織、角色認同）、效果變項（工作情緒、工作滿意度、工作倦怠）之關係。 （二）以質、量觀點分類情緒勞務策略組型 個人中心的組型研究中，組型可依受試者在區分組型指標上分數的高、低不同，有不同質、量 的組型，「量」分類上，若組型中受試者在所有區分組型指標上的分數皆高，為高量組；若組型中 受試者在所有區分組型指標上的分數皆低，為低量組；「質」分類上，若組型中受試者在區分組型 的適應性指標上的分數高、區分組型的不適應性指標上的分數低，為高質組；若組型中受試者在區 分組型的適應性指標上的分數低、區分組型的不適應性指標上的分數高，為低質組。即以「量」 觀點分類組型時，所有區分組型指標需皆高於平均或皆低於平均；以「質」觀點分類組型時，區
分組型指標可以有的高於平均，有的低於平均（Marsh et al., 2009; Vansteenkiste et al., 2009; Wang &
Hanges, 2011）。 過去雖甚少研究以質、量觀點分類情緒勞務策略組型，但其他議題的組型研究中可見以質、量 觀點分類組型，如，Marsh 等人（2009）以質、量觀點分類學業自我概念組型；Vansteenkiste 等人 （2009）以質、量觀點分類自我決定動機組型，可分高量（高不適應性自我決定動機 高適應性自 我決定動機）、低量（低不適應性自我決定動機 低適應性自我決定動機）、高質（低不適應性自 我決定動機 高適應性自我決定動機）、低質（高不適應性自我決定動機 低適應性自我決定動機） 四組；張映芬（2018）以質、量觀點分類目標組型，可分高量（高不適應性目標 高適應性目標）、 低量（低不適應性目標 低適應性目標）、高質（低不適應性目標 高適應性目標）、低質（高不 適應性目標 低適應性目標）四組；以質、量觀點分類課室目標結構組型，亦可分高量（高不適應 性課室目標結構 高適應性課室目標結構）、低量（低不適應性課室目標結構 低適應性課室目標 結構）、高質（低不適應性課室目標結構 高適應性課室目標結構）、低質（高不適應性課室目標 結構 低適應性課室目標結構）四組。情緒勞務策略組型研究中，Gabriel 等人（2015）亦認為情緒
勞務策略組型有上述質、量差異之組型，雖其結果中的組型分類結果未以質、量觀點命名，但其區 分出的五種組型其實可以質、量觀點分類、命名：以「量」觀點分類的有三組：非情緒勞務組、低 表層展現 低深層展現組（低量組）、高表層展現 高深層展現（高量組）；以「質」觀點分類的 有二組：低表層展現 高深層展現（低質組）、高表層展現 低深層展現（高質組）。 據上述，本研究以質、量觀點分類情緒勞務策略組型，認為其可能分為不同質、量之四種組型： 不適應性（表層展現）情緒勞務策略與適應性（深層展現、真情流露）皆高的高量組（高表層展現 高深層展現 高真情流露組）；不適應性與適應性情緒勞務策略皆低的低量組（低表層展現 低 深層展現 低真情流露組）；不適應性情緒勞務策略低、適應性情緒勞務策略高的高質組（低表層 展現 高深層展現 高真情流露組）；不適應性情緒勞務策略高、適應性情緒勞務策略低的低質組 （高表層展現 低深層展現 低真情流露組）。 （三）以質、量觀點比較情緒勞務策略組型
依情緒勞務策略理論（Diefendorff et al., 2005; Hochschild, 1983），表層展現是調整外在情緒展
現，內在情緒感受無調整，形成表裡不一之困境，可能造成心理的不適應；深層展現雖需耗費心理 資源調整情緒，但因是使內在情緒感受與外在情緒展現調整一致，會有較高的內、外情緒一致的真 實感；真情流露是無耗費心理資源調整情緒，直接將內在情緒感受展現，情緒勞務最小。研究上， 依前述大多研究顯示，表層展現與不適應性變項正相關，為不適應性；真情流露、深層展現與適應 性變項正相關，為適應性。即理論與許多研究可說明變項中心研究中「單一情緒勞務策略變項」之 適應情形，然難以直接從現有文獻中看到以個人中心研究焦點的「情緒勞務策略組型」之適應情形。 本研究從相關理論與過去研究來推論，並以質、量觀點比較情緒勞務策略組型之適應情形。依
「量」的觀點，基於情緒勞務策略理論（Diefendorff et al., 2005; Hochschild, 1983）、資源保存理論
（conservation of resource theory）（Hobfoll, 1989），情緒勞務策略是工作者耗費心力調整情緒以符
合工作要求時使用的策略，當情緒勞務策略使用的量越大，表示工作者耗費心力調整情緒的量越大， 導致內在資源喪失越多，越可能造成工作不適，即情緒勞務策略組型量越高，組型適應越低。高質 組的適應性情緒勞務策略高、不適應性情緒勞務策略低；高量組的適應性、不適應性情緒勞務策略 皆高，高質組情緒勞務策略組型的量小於高量組，故在適應性工作上，高質組>（大於）高量組。 低質組的適應性情緒勞務策略低、不適應性情緒勞務策略高；低量組的適應性、不適應性情緒勞務 策略皆低，低質組情緒勞務策略組型的量大於低量組，故在適應性工作上，低質組<（小於）低量組。 高質組的適應性情緒勞務策略高、不適應性情緒勞務策略低；低質組的適應性情緒勞務策略低、不 適應性情緒勞務策略高，故未知二者組型的量差異，即未知二者組型之適應性差異，為檢視其差異， 以虛無假設方式，設定為高質組=（無顯著差異）低質組。以下以此類推，在適應性工作上，高質 組< 低量組、低質組 > 高量組、高量組 < 低量組；在不適應性工作上，則反之。即依「量」的觀點， 低量組最適應性；高量組最不適應性；高質、低質組適應性介於低量、高量組之間。 依「質」的觀點，基於前述及情緒勞務策略為多向度的觀點，表層展現為不適應性（劣質）； 真情流露、深層展現為適應性（優質），故適應性真情流露、深層展現增加組型之適應；不適應性 表層展現減少組型之適應。高質組的適應性情緒勞務策略高、不適應性情緒勞務策略低；高量組的 適應性、不適應性情緒勞務策略皆高，高質組情緒勞務策略組型的質大於高量組，故在適應性工作 上，高質組> 高量組。低質組的適應性情緒勞務策略低、不適應性情緒勞務策略高；低量組的適應 性、不適應性情緒勞務策略皆低，低質組情緒勞務策略組型的質小於低量組，故在適應性工作上， 低質組< 低量組。高量組的適應性、不適應性情緒勞務策略皆高；低量組的適應性、不適應性情緒 勞務策略皆低。高質組中高適應性情緒勞務策略增加組型之適應，高不適應性情緒勞務策略減少組 型之適應；低質組中低適應性情緒勞務策略不會增加組型之適應，低不適應性情緒勞務策略亦不會 減少組型之適應，故未知二者組型的質差異，即未知二者組型之適應性差異，為檢視其差異，以虛 無假設方式，設定為高量組= 低量組。以下以此類推，在適應性工作上，高質組 > 低質組、高質組 > 低量組、低質組 < 高量組；在不適應性工作上，則反之。即依「質」的觀點，高質組最適應性； 低質組最不適應性；低量、高量組適應性介於高質、低質組之間。綜言之，上述高質組與高量組、 低質組與低量組比較的預測在質、量觀點相同，屬一致預測；其餘四組比較的預測在質、量觀點不
同，屬衝突預測。 過去雖似乎無研究以質、量觀點比較情緒勞務策略組型，但其他議題的組型研究中可見以質、 量觀點比較組型，如，Vansteenkiste 等人（2009）以質、量觀點的比較自我決定動機組型，其結果 較支持「質」的觀點，即以質（重視自我決定動機組型品質）較量（重視自我決定動機組型的量） 之觀點能解釋自我決定動機組型的適應情形；Mouratidis 與 Michou（2011）、張映芬（2018）以質、 量觀點的比較目標組型、課室目標結構組型，其結果亦較支持「質」的觀點，即以質（重視目標、 課室目標結構組型品質）較量（重視目標、課室目標結構組型的量）之觀點能解釋目標組型、課室
目標結構組型的適應情形。上述Vansteenkiste 等人、Mouratidis 與 Michou、張映芬探討的組型皆與
動機相關，教師情緒勞務策略組型亦攸關其動機（工作動機），故情緒勞務策略組型的適應情形亦
可能相似Vansteenkiste 等人、Mouratidis 與 Michou、張映芬支持「質」的觀點，即以質（重視情緒
勞務策略組型品質）較量（重視情緒勞務策略組型的量）之觀點能解釋情緒勞務策略組型的適應情 形。然過去似乎無實徵研究佐證，故本研究試圖探討以上述量的觀點（基於情緒勞務策略理論、資 源保存理論），或是以上述質的觀點（基於情緒勞務策略為多向度，有適應性與不適應性情緒勞務 策略品質的考量），何者較能解釋情緒勞務策略組型在工作情緒、工作倦怠、工作滿意度的適應情 形，並認為情緒勞務策略組型在工作情緒、工作倦怠、工作滿意度的適應情形可能較支持「質」的 觀點。 （四）組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之情形 組織認同是個人願意將組織成員的身分列入自我概念的一部份，並與組織產生關聯性（王豫萱、
胡昌亞，2013）。依社會認定理論（social identity theory）（Ashforth & Mael, 1989），組織認同能
使個人願意將組織成員的身分列入自我概念，進而產生適應性工作行為；依社會交換理論（social
exchange theory）（Blau, 1964），人會交換有價值的資源以維持人際互動，而個人的組織認同會
使其認為自己為組織付出是值得的，進而促發適應性行為。西方研究（Demir, 2015; Newman et al.,
2016; Uzun, 2018）聚焦於組織認同與工作行為之關係，並發現組織認同能預測工作行為。使用情緒 勞務策略亦為工作行為之一，故組織認同可能預測情緒勞務策略組型。 角色認同是個人對於所扮演角色之義務認同的程度（陳舜文、魏嘉瑩，2013）。許多本土學者 （許詩淇、黃囇莉，2009；黃光國，2004；顏綵思、黃光國，2011）基於東方文化對社會期許、文 化規範的重視，強調角色義務在中華文化中扮演引起個人行為的關鍵動機角色，認為角色認同為個 人行為背後的重要適應性動機。使用情緒勞務策略為工作行為之一，故個人對工作的角色認同應 攸關其使用的情緒勞務策略。Brotheridge 與 Lee（2002）、林少龍與邵詩茹（2009）、侯勝宗等人 （2015）認為展現合宜的情緒勞務是個人表達對自我角色認同的機會，當個人角色認同高，會感到 更真實的自我，並服從組織對個人的要求，使用適應性情緒勞務策略，進行情緒勞務；當個人角色 認同低，其會覺得目前扮演的角色不是自己，此角色跟自己內心疏遠，因而反抗組織規定，不願進 行情緒勞務，或使用不適應性策略進行情緒勞務，其研究亦發現角色認同負向預測表面展現；正向 預測深層展現。即角色認同與情緒勞務策略緊密相關，故角色認同可能預測情緒勞務策略組型。 據上述，組織認同、角色認同皆是適應性動機信念，皆能預測情緒勞動策略組型。相較東方文 化，西方研究著重組織認同，除了因組織認同研究的理論基礎－社會認定理論、社會交換理論皆萌 於西方，也可能由於西方社會講求個人主義，個人將自己利益置於組織目標前，與組織的關係較疏 離，故個人的組織認同為影響個人工作行為重要因素，而東方文化講求集體主義，個人將自己與組 織榮辱與共，與組織的關係較緊密，個人的組織認同皆高，變異不大，似乎影響力相對較小。相較 西方研究，東方文化著重角色認同，如，黃光國（2004）、顏綵思與黃光國（2011）發現學生角色 義務對其學習之重要；許詩淇與黃囇莉（2009）顯示父母角色義務對親子關係之重要，尤其中華文 化對教師有獨特的社會期許、文化規範，如，韓愈《師說》中「師者，所以傳道、授業、解惑也」 的闡述；袁宏《後漢記．靈帝紀上》中「經師易遇，人師難遭」的觀點，皆說明中華文化對教師角 色義務之重視。 在 台 灣 邁 入 國 際 化 的 歷 程 中， 東、 西 方 價 值 觀 並 存 的 現 象 是 必 越 明 顯（ 高 旭 繁，2013； Brindley, 1990），對於台灣工作者而言，組織、角色認同應同時扮演重要的工作動機角色，而同時
分析東、西文化重視的元素亦將成為研究趨勢，然目前僅有少數研究（高旭繁，2013；陳怡昌、陳 玲英，2018；陳舜文、魏嘉瑩，2013）同時融入東、西文化重視的議題，故本研究同時以組織、角 色認同預測情緒勞務策略組型，並認為組織、角色認同能預測情緒勞務策略組型。 （五）情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之差異 工作情緒是教師從事教學工作時的情緒（張映芬、程炳林，2017；Frenzel et al., 2009）。本 研究依張映芬與程炳林（2017）研究將其分為正向情緒（包含愉悅、希望、自豪）與負向情緒 （包含生氣、焦慮、羞愧、無望、無趣）。工作滿意度是個人對目前工作滿意的程度（Ho & Au, 2006; Yin, 2015）。工作倦怠是個人長期受到過度工作需求，導致身體、心理資源耗盡（Maslach & Jackson, 1986）。本研究依 Maslach 與 Jackson（1986）的三因子倦怠理論將其分為情緒耗竭
（emotional exhaustion）、 去 人 性 化（depersonalization）、 個 人 成 就 感 低 落（reduced personal
accomplishment），情緒耗竭是情緒資源耗盡；去人性化是對人漠不關心與人疏離；個人成就感低 落是對工作表現感到不滿、沮喪、無助，產生低落自尊心、負面自我評價。 過去研究多採變項中心分析情緒勞務策略與工作情緒之關係，如，Lee 等人（2016）顯示表層 展現正向預測負向情緒，負向預測正向情緒；深層展現正向預測正向情緒，負向預測負向情緒；過 去研究多採變項中心分析情緒勞務策略與工作滿意度之關係，如，Yin 等人（2013）、Yin（2015） 發現真情流露正向預測工作滿意度；過去研究多採變項中心分析情緒勞務策略與工作倦怠之關係，
如，Tuxford 與 Bradley（2015）、Ghanizadeh 與 Royaei（2015）顯示情緒勞務策略能預測工作倦怠；
Raman 等人（2016）發現表層展現、深層展現分別正、負向預測工作倦怠。過去研究甚少採個人中 心分析「情緒勞務策略組型」，更遑論探討情緒勞務策略組型與工作情緒、工作滿意度、工作倦怠 之關係，故本研究依上述「以質、量觀點比較情緒勞務策略組型」的論述來假定情緒勞務策略組型 在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之差異，認為以質、量觀點比較情緒勞務策略組型會產生一致 預測、衝突預測（見表1）。一致預測上，依量、質觀點，在正向情緒、工作滿意度（適應性）方面， 高質組（高適應性情緒勞務策略 低不適應性情緒勞務策略）> 高量組（高適應性情緒勞務策略 高不適應性情緒勞務策略）、低質組（低適應性情緒勞務策略 高不適應性情緒勞務策略）< 低量 組（低適應性情緒勞務策略 低不適應性情緒勞務策略）；在負向情緒、工作倦怠（不適應性）方面， 則反之。衝突預測上，依量觀點，在正向情緒、工作滿意度方面，高質組= 低質組、高質組 < 低量 組、低質組> 高量組、高量組 < 低量組，在負向情緒、工作倦怠方面，則反之；依質觀點，在正向 情緒、工作滿意度方面，高質組> 低質組、高質組 > 低量組、低質組 < 高量組、高量組 = 低量組， 在負向情緒、工作倦怠方面，則反之。 表1 情緒勞務策略組型之質、量觀點比較 比較組別 量的觀點 質的觀點 一致預測 高質組對高量組 高質組 > < 高量組 高質組 > < 高量組 低質組對低量組 低質組 < > 低量組 低質組 < > 低量組 衝突預測 高質組對低質組 高質組 = = 低質組 高質組 > < 低質組 高質組對低量組 高質組 < > 低量組 高質組 > < 低量組 低質組對高量組 低質組 > < 高量組 低質組 < > 高量組 高量組對低量組 高量組 < > 低量組 高量組 = = 低量組 註： 左邊為情緒勞務策略組型在正向情緒、工作滿意度的比較； 右邊為情緒勞務策略組型在負向情緒、工作倦怠 的比較；“ > ” 為大於；“ < ” 為小於；“ = ” 為無顯著差異。
（六）本研究之目的與假設 本研究架構如圖1 所示，目的有三項：（一）探討教師的情緒勞務策略組型。（二）分析教師 組織、角色認同對其情緒勞務策略組型的預測情形。（三）比較教師情緒勞務策略組型在其工作情 緒、工作滿意度、工作倦怠上的差異。就研究目的一，本研究認為以表層展現、深層展現、真情流 露能區分出不同質、量的情緒勞務策略組型（H1）。在研究目的二上，本研究假設組織認、角色認 同能預測情緒勞務策略組型（H2）。針對研究目的三，本研究假設情緒勞務策略組型在工作情緒 （H3）、工作滿意度上（H4）、工作倦怠（H5）有差異，如表1 所示，整體結果支持質的觀點（H6）， 即以質（重視情緒勞務策略組型品質）較量（重視情緒勞務策略組型的量）之觀點能解釋情緒勞務 策略組型在工作情緒、工作滿意度上、工作倦怠的適應情形。 圖1 研究架構
方法
（一）研究對象 本研究隨機抽取台灣國中教師，抽取二批樣本。第一批樣本用以分析自編工具的信、效度，第 二批樣本用以考驗假設。第一批樣本人數上，依探索式因素分析原理，量表題數和樣本數的比例最 好達1：5 以上（陳正昌等人，2011；Hair et al., 1998）。本研究考驗的測量工具為情緒勞務策略（12 題）、教師工作認同（16 題）、工作滿意度（4 題）、工作倦怠（9 題）量表，預估樣本至少 80 人。 故隨機抽取台灣北部、中部、南部各5 所學校，共 15 所學校，共 325 名樣本，其中男生 115 人， 女生210 人。第二批樣本人數上，本研究隨機抽取台灣北部、中部、南部各 14 所學校，共 42 所學 校，在刪除填答不完整和答案呈明顯規則形態的受試者後，保留970 名樣本，其中男生 347 人，女 生623 人。 （二）研究變項的測量 1. 情緒勞務策略 本研究以研究者自編的「情緒勞務策略量表」（12 題）來測量教師的情緒勞務策略。此量表是 本研究依情緒勞務策略定義與參考李安明等人（2012）、Diefendorff 等人（2005）量表自編而成。 此量表在項目分析上（N = 325），各題與刪除該題後分量表總分的相關係數介於 .56 ~ .85。因素分 析上（以主軸法抽取因素、最小斜交法進行斜交轉軸），可抽取三個因素，為表層展現（例，工作 中與他人不合，我忍耐以維持表面和諧，內心仍不悅）、深層展現（例，工作要求不合理時，我會 努力說服自己誠心去接受）、真情流露（例，我不太需調整工作情緒，能真情流露傳達內心感受）。 全量表題目在其所屬因素上轉軸後的組型負荷量絕對值介於 .45 ~ .92；共同性介於 .34 ~ .83；三個 因素可解釋全量表總變異量的69.16%。信度分析上表層展現、深層展現、真情流露的 Cronbach’s α 係數依序為 .91、.84、.91。本研究以970 位教師進行此量表的驗證性因素分析，結果顯示：χ2(51, N = 970) = 406.59，p <
.05；RMSEA = .086、GFI = .93、AGFI = .90、NFI = .95、NNFI = .94、CFI = .95、IFI = .95；量表所
有測量指標的個別項目信度在 .32 ~ .84，平均為 .72；表層展現、深層展現、真情流露的組成信度依 序是 .91、.86、.91，平均變異抽取量為 .73、.61、.71。 2. 組織認同、角色認同 本研究以研究者自編的「教師工作認同量表」（16 題）來測量教師的組織認同、角色認同。此 量表是本研究依組織認同定義與參考Mael 與 Ashforth（1992）、Johnson 等人（2012）量表；以及 依角色認同定義與參考Chien 與 Huang（2010）、陳舜文與魏嘉瑩（2013）研究自編而成。此量表 在項目分析上（N = 325），各題與刪除該題後分量表總分的相關係數介於 .55 ~ .94。因素分析上（以 主軸法抽取因素、最小斜交法進行斜交轉軸），可抽取四個因素，為情感性組織認同（例，我很驕 傲成為這學校的老師）、認知性組織認同（例，我認為自己是這學校的一員）、情感性角色認同（例， 我沒盡到老師的責任，我會感到慚愧）、認知性角色認同（例，我應盡力做好老師該做的工作）。 全量表題目在其所屬因素上轉軸後的組型負荷量絕對值介於 .48 ~ .99；共同性介於 .55 ~ .95；四個 因素可解釋全量表總變異量的73.68%。信度分析上，情感性組織認同、認知性組織認同、情感性 角色認同、認知性角色認同的α 係數為 .93、.83、.84、.97。 本研究以970 位教師進行此量表的二階驗證性因素分析，結果顯示：χ2(99, N = 970) = 1037.63，
p < .05；RMSEA = .087、GFI = .92、AGFI = .88、NFI = .95、NNFI = .95、CFI = .96、IFI = .96；
量表所有測量指標的個別項目信度在 .49 ~ .90，平均為 .72；情感性組織認同、認知性組織認 同、情感性角色認同、認知性角色認同的組成信度依序是 .94、.83、.86、.95，平均變異抽取量為 .79、.63、.61、.87。 3. 教師工作情緒 本研究修改張映芬與程炳林（2017）學生知覺的「教師工作情緒量表」為教師自評的量表，採 其中之愉悅、希望、自豪、生氣、焦慮、羞愧、無望、無趣分量表中各選取因素負荷量較大的3 題， 共24 題來測量教師工作情緒。依張映芬和程炳林的研究結果，此量表在項目分析上，各題與刪除 該題後分量表總分的相關係數介於 .79~ .96。因素分析（以主軸法抽取因素、以最優斜交法進行斜 交轉軸）上，可抽取八個因素，分別為愉悅、希望、自豪、生氣、焦慮、羞愧、無望、無趣，前三 個因素為正向情緒，後五個因素為負向情緒。愉悅、希望、自豪、生氣、焦慮、羞愧、無望、無趣 在其所屬因素上轉軸後的組型負荷量絕對值介於 .42 ∼ .99；共同性分別介於 .79 ~ .96，八個因素共 可解釋全量表總變異的68.35%。信度分析上，愉悅、希望、自豪、生氣、焦慮、羞愧、無望、無 趣的α 係數依序為 .94、.94、.89、.92、.94、.84、.85、.93。 本 研 究 以970 位 教 師 進 行 此 量 表 之 二 階 驗 證 性 因 素 分 析， 結 果 顯 示：χ2(243, N = 970) =
2109.00，p < .05；RMSEA = .093、GFI = .84、AGFI = .80、NFI = .91、NNFI = .90、CFI = .92、IFI = .92；量表所有測量指標的個別項目信度在 .36 ~ .88，平均為 .74；愉悅（例，工作時，我的心情 是愉悅的）、希望（例，我對我的工作充滿希望）、自豪（例，我為我的工作表現感到驕傲）、生 氣（例，工作時，我察覺到自己生氣的情緒）、焦慮（例，我帶著憂慮的心情在工作）、羞愧（例， 我對我的工作表現感到很丟臉）、無望（例，我發現自己帶著無望的心情在工作）、無趣（例，教 書時，我感覺工作很無聊）的組成信度依序是 .93、.86、.91、.75、.84、.91、.91、.94，平均變異抽 取量為 .81、.68、.77、.65、.64、.77、.78、.83。 4. 工作滿意度 本研究以研究者自編的「工作滿意度量表」（4 題）來測量教師的工作滿意度。此量表是本研 究依工作滿意度定義與參考Yin（2015）、Ho 與 Au（2006）研究自編而成。此量表在項目分析上（N = 325），各題與刪除該題後分量表總分的相關係數介於 .63 ~ .85。因素分析上（以主軸法抽取因素、 最小斜交法進行斜交轉軸），可抽取一個因素，為工作滿意度（例，我滿意目前這份教書的工作）。 全量表題目在其所屬因素上轉軸後的組型負荷量絕對值介於 .65~ .94；共同性介於 .43 ~ .88；此因
素可解釋全量表總變異量的70.71%。信度分析上，工作滿意度的 α 係數為 .89。
本研究以970 位教師進行此量表的驗證性因素分析，結果顯示：χ2(2, N = 970) = 5.18，p > .05；
RMSEA = .040、GFI = 1.00、AGFI = .99、NFI = 1.00、NNFI = 1.00、CFI = 1.00、IFI = 1.00；量表所
有測量指標的個別項目信度在 .44 ~ .84，平均為 .69；工作滿意度的組成信度是 .90，平均變異抽取 量為 .69。 5. 工作倦怠 本研究以研究者自編的「工作倦怠量表」（9 題）來測量教師的工作倦怠。此量表是本研究依 工作倦怠定義與參考Boles 等人（2000）的量表自編而成。此量表在項目分析上（N = 325），各題 與刪除該題後分量表總分的相關係數介於 .64 ~ .86。因素分析上（以主軸法抽取因素、最小斜交法 進行斜交轉軸），可抽取三個因素，為情緒耗竭（例，每天起床要面對一天的工作讓我覺得疲乏）、 去人性化（例，在工作中，我無人情味的與人互動）、個人成就感低落（反向題例，我能有效率 處理工作中遇到的難題）。全量表所有題目在其所屬因素上轉軸後的組型負荷量絕對值介於 .67 ~ .97；共同性介於 .48 ~ .87；三個因素可解釋全量表總變異量的 73.75%。信度分析上，情緒耗竭、 去人性化、個人成就感低落的α 係數分別為 .90、.91、.84。 本研究以970 位教師進行此量表之二階驗證性因素分析，結果顯示：χ2(24, N = 970) = 138.93，
p < .05；RMSEA = .069、GFI = .97、AGFI = .94、NFI = .98、NNFI = .97、CFI = .98、IFI = .98；量
表所有測量指標的個別項目信度在 .51 ~ .90，平均為 .74；情緒耗竭、去人性化、個人成就感低落的 組成信度依序是 .90、.93、.84，平均變異抽取量為 .75、.82、.64。 （三）資料處理 本研究以SPSS for Windows 15.0 統計軟體進行分析考驗。假設一（H1）上，本研究採集群分析 （集群分析是個人中心研究中組型分類常用的分析方法，能使同組型內研究對象的特質相似，不同 組型間研究對象的特質相異，在真實情境中探討出組型的數目與型態），先以階層集群（hierarchical
cluster）之華德法（Ward’s method），採歐基里得距離平方法（Squared Euclidean distance）評估集
群數目，並參酌理論作整體考量，再進行K 平均集群（K-means cluster），以華德法所估的群數為 依據，將觀察資料分群（陳正昌等人，2011）。假設二（H2）上，本研究採區別分析（區別分析是 以連續變項預測名義變項之分析方法，可探討連續變項是否能有效區分不同的名義變項），先探討 教師組織認同、角色認同預測其情緒勞務策略組型，再分析區別函數的特徵與分類有效性（陳正昌 等人，2011）。假設三 ~ 六（H3~H6）上，本研究採多變量變異數分析，探討情緒勞務策略組型在 工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之差異。
結果
（一）基本統計分析 表2 為變項平均數、標準差與變項間相關矩陣，其顯示所有變項間相關幾乎皆達顯著。整體而 言，組織認同、角色認同、深層展現、真情流露、正向情緒、工作滿意度彼此正相關；表層展現、 負向情緒、工作倦怠彼此正相關；組織認同、角色認同、深層展現、真情流露、正向情緒、工作滿 意度與表層展現、負向情緒、工作倦怠彼此負相關。表層展現、深層展現、真情流露兩兩間相關程 度皆不高，支持本研究認為多表層展現、深層展現、真情流露可能同時存在。表2 變項平均數、標準差與變項間相關矩陣（N = 970） 變項 M S 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1. 組織認同 4.51 0.78 1.00 2. 角色認同 5.03 0.64 .52 1.00 3. 表層展現 3.57 1.06 -.11 .06 1.00 4. 深層展現 4.41 0.74 .30 .40 .24 1.00 5. 真情流露 3.97 0.96 .37 .22 -.28 .20 1.00 6. 正向情緒 4.53 0.79 .58 .47 -.20 .34 .45 1.00 7. 負向情緒 2.41 0.65 -.35 -.35 .31 -.19 -.32 -.52 1.00 8. 工作滿意度 4.40 0.86 .58 .43 -.25 .21 .46 .66 -.45 1.00 9. 工作倦怠 3.10 0.56 -.22 -.18 .32 -.02 -.21 -.33 .55 -.35 1.00 r > | .07 | 時，*p < .05. （二）情緒勞務策略組型分析 階層集群在合併群組過程中，組內差異係數會愈來愈大，當某步驟增加幅度變大，可依此判斷 適當集群數（陳正昌等人，2011）。本研究將所蒐集情緒勞務策略之資料由五組併成四組時，組 內差異係數變化最大，且各組人數亦為接近，故本研究將情緒勞務策略組型分成四組。本研究參 照Wang 與 Hanges（2011）、Gabriel 等人（2015），群組一（見表 3）的不適應性表層展現高、適 應性深層展現近平均值、適應性真情流露低，深層展現雖未低於平均，而是近平均值，然真情流露 （-1.14）低於平均超過 1 個標準差，整體型態近似低質組，故命名為低質組；群組二的不適應性表 層展現、適應性深層展現與真情流露皆高，命名為高量組；群組三的不適應性表層展現、適應性深 層展現與真情流露皆低，命名為低量組；群組四的不適應性表層展現低、適應性深層展現與真情流 露高，命名為高質組。其次，情緒勞務策略組型在表層展現（F(3, 966) = 474.38, p < .05）、深層展 現（F(3, 966) = 236.07）、深層展現（F(3, 966) = 459.28, p < .05）達顯著差異（支持 H1）。 表3 情緒勞務策略組型最後集群形心點（N = 970） 測量指標 群集 1. 低質 2. 高量 3. 低量 4. 高質 表層展現 .55 .54 -.72 -1.23 深層展現 .15 .29 -1.76 .26 真情流露 -1.14 .49 -.35 .75 人數N = 970 267 370 116 217 註：測量指標皆為標準分數。 （三）組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之分析 分析結果顯示區別函數一、二的Wilk’s Λ 為 .87，p < .05，達顯著；區別函數二的 Wilk’s Λ 為 .97，p < .05，達顯著，顯示組織、角色認同的區別函數一、二能預測情緒勞務策略組型（支持 H2），且函數一解釋變異量為78.2%；函數二解釋變異量為 12.8%。表 4 為組織、角色認同預測情 緒勞務策略組型之區別函數的加權係數與結構係數摘要表。本研究依Sharma（1996）認為區別分析 中結構係數較加權係數穩定，以結構係數作為解釋結果的依據。函數一與組織認同（ .98）顯著正
相關；函數二與角色認同（ .74）顯著正相關。 組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之區別函數上的形心方面，從表5 可知，函數一上，低 質組、高量組、低量組、高質組的平均數依序是 -.29、.19、-.65、.38，其中低量組、高質組差異最 大，即在函數一上此二組距離最大。函數二上，低質組、高量組、低量組、高質組的平均數依序是 .24、-.00、-.35、-.10，其中低質組、低量組差異最大，即在函數二上此二組距離最大。從表 6 可知， 預測變項正確被分配低質組、高量組、低量組、高質組的正確率依序為 39.0%、14.9%、46.6%、 53.0%，組織、角色認同預測情緒勞務策略組型的總正確率為 33.8%。依區別分析相關數據算出 Press Q 為 40.19，達 .05 顯著，表示用組織、角色認同預測情緒勞務策略組型與隨機猜測結果有差異； Z 值為 6.34，達 .05 顯著；τ 值為 .12，表示用組織、角色認同預測情緒勞務策略組型比隨機猜測可 減少12% 錯誤。Hair 等人（1998）提出正確率應大於 1.25 倍 Cpro 值才算有意義。組織、角色認同 預測情緒勞務策略組型總正確率（33.8%）大於 1.25 倍 Cpro 值（1.25 × .25 = 31.3%）。 表4 組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之區別函數的加權係數與結構係數摘要表 函數一係數 函數二係數 變項 加權 結構 加權 結構 組織認同 .85 .98* -.78 -.22* 角色認同 .26 .68* 1.12 .74* 註：* 變項與函數係數相關顯著。 表5 組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之區別函數上的形心 組別 函數一 函數二 1. 低質目標 -.29 .24 2. 高量目標 .19 -.00 3. 低量目標 -.65 -.35 4. 高質目標 .38 -.10 表 6 組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之再分類交叉表 預測組別 實際組別 1. 低量目標 2. 高量目標 3. 高質目標 4. 低質目標 1. 低量目標 104.0% 36.0% 59.0% 68.0% n = 267 39.0% 13.5% 22.1% 25.5% 2. 高量目標 82.0% 55.0% 67.0% 116.0% n = 370 22.2% 14.9% 18.1% 44.9% 3. 高質目標 25.0% 10.0% 54.0% 27.0% n = 116 21.6% 8.6% 46.6% 23.3% 4. 低質目標 38.0% 34.0% 30.0% 115.0% n = 217 17.5% 15.7% 13.8% 53.0% 總正確率33.8%；Press Q = 40.19；Z = 6.34；τ = .12；Cpro = .25
（四）情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之差異 表7 為情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠上的平均數與標準差。情緒勞務 策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠差異之多變量變異數分析顯示Wilk’s Λ 為 .79，F(12, 2548.15) = 19.85，p < .05，η2 = .08，表示情緒勞務策略組型在工作情緒（支持 H 3）、工作倦怠（支 持H4）、工作滿意度（支持H5）達顯著差異，且以Scheffe 法做事後比較，在正向情緒、工作滿意 度上，高質組 > 高量組、低質組 = （無顯著差異）低量組、高質組 > 低質組、高質組 > 低量組、低 質組 < 高量組、高量組 > 低量組；在負向情緒、工作倦怠上的分析結果如表 8 所示。從表 9 可知， 整體而言，情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠的差異情形支持「質」的觀點。 表7 情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠的平均數與標準差 低質 高量 低量 高質 依變項 平均 標準差 平均 標準差 平均 標準差 平均 標準差 正向情緒 4.21 0.82 4.66 0.65 4.18 0.89 4.92 0.63 工作滿意度 3.95 0.87 4.56 0.70 4.14 1.06 4.82 0.64 負向情緒 2.65 0.63 2.41 0.64 2.56 0.71 2.06 0.49 工作倦怠 3.27 0.54 3.09 0.53 3.07 0.65 2.90 0.49 表 8 情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠上的差異 依變項 差異方向 差異 依變項 差異方向 差異 正向情緒 高質組 > 高量組 .26* 工作滿意度 高質組 > 高量組 .26* 低質組 = 低量組 .03* 低質組 = 低量組 -.19* 高質組 > 低質組 .71* 高質組 > 低質組 .86* 高質組 > 低量組 .74* 高質組 > 低量組 .68* 低質組 < 高量組 -.46* 低質組 < 高量組 -.60* 高量組 > 低量組 .48* 高量組 > 低量組 .42* 負向情緒 高質組 < 高量組 -.34* 工作倦怠 高質組 < 高量組 -.19* 低質組 = 低量組 .09* 低質組 > 低量組 .20* 高質組 < 低質組 -.58* 高質組 < 低質組 -.37* 高質組 < 低量組 -.50* 高質組 < 低量組 -.17* 低質組 > 高量組 .24* 低質組 > 高量組 .18* 高量組 = 低量組 -.15* 高量組 = 低量組 .02* 註： “ > ” 為大於；“ < ” 為小於；“ = ” 為無顯著差異。 *p < .01. 表9 以質、量觀點比較情緒勞務策略組型的假設與研究結果對照表 假設 結果支持量觀點 結果支持質觀點 量的觀點 質的觀點 正向 情緒 工作 滿意度 負向 情緒 工作 倦怠 正向 情緒 工作 滿意度 負向 情緒 工作 倦怠 高質組> < 高量組 高質組 > < 高量組 低質組< > 低量組 低質組 < > 低量組 （續下頁）
假設 結果支持量觀點 結果支持質觀點 量的觀點 質的觀點 正向 情緒 工作 滿意度 負向 情緒 工作 倦怠 正向 情緒 工作 滿意度 負向 情緒 工作 倦怠 高質組= = 低質組 高質組 > < 低質組 高質組< > 低量組 高質組 > < 低量組 低質組> < 高量組 低質組 < > 高量組 高量組< > 低量組 高量組 = = 低量組 註： 左邊為情緒勞務策略組型在正向情緒、工作滿意度的比較； 右邊為情緒勞務策略組型在負向情緒、工作倦怠 的比較；“ > ” 為大於；“ < ” 為小於；“ = ” 為無顯著差異。
討論
（一）情緒勞務策略組型 本研究結果顯示教師情緒勞務策略組型有高量、低量、高質、低質四組（符合H1），高量組的 不適應性（表層展現）與適應性（真情流露、深層展現）情緒勞務策略皆高；低量組的不適應性（表 層展現）與適應性（真情流露、深層展現）情緒勞務策略皆低；高質組的不適應性（表層展現）情 緒勞務策略低、適應性（真情流露、深層展現）情緒勞務策略高；唯獨低質組的不適應性表層展現 高，適應性真情流露低，然深層展現未有預期的低（稍高出平均數）。此結果支持Wang 與 Hanges （2011）、Gabriel 等人（2015）主張能以質、量觀點分類情緒勞務策略組型，且其分出來的高量、低量、高質、低質四組類型亦與Vansteenkiste 等人（2009）、Mouratidis 與 Michou（2011）、張映
芬（2018）以質、量觀點分類組型情形類似。其次，在樣本 970 名教師中，由多至少人數依序是高 量組（370 人）、低質組（267 人）、高質組（217 人）、低量組（116 人），高量組為四組中人數 最多，表示國內教師中使用情緒勞務策略組型量高的占很大比例，支持學者（Hochschild, 1983; Yin, 2015）主張教師為情緒勞務的工作者。再者，若依上述質的觀點，高質組為最適應性，而此結果發 現國內教師高質組人數少於高量組，又似乎較低質組少，表示國內教師情緒勞務組型的適應性有進 步空間，此結果提供教育單位多重視教師情緒勞務之參考，教育單位可透過研發師資培育、教師成 長課程，引導教師在職場中如何進行情緒勞務，即如何使用情緒勞務策略。簡言之，此分析突破過 去情緒勞務研究多採變項中心僅能分析單一變項的限制，以個人中心分析國內教師在現實職場中使 用情緒勞務策略組型的情形。 （二）組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之情形 本研究結果顯示，教師組織、角色認同能預測其情緒勞務策略組型（符合H2）。此結果支持社
會認定理論（Ashforth & Mael, 1989）、社會交換理論（Blau, 1964）、研究（Demir, 2015; Newman
et al., 2016; Uzun, 2018），組織認同能預測工作行為；亦支持角色認同學者（許詩淇、黃囇莉， 2009；黃光國，2004；顏綵思、黃光國，2011）主張、研究（林少龍、邵詩茹，2009；侯勝宗等人， 2015；Brotheridge & Lee, 2002），角色認同能預測情緒勞務策略，並以西方、東方文化分別重視的 組織、角色認同，同時預測情緒勞務策略組型，其結果能擴展過去僅單一分析組織認同、或角色認 同的研究，同時融入東、西方元素，予以相關研究更豐富訊息。 其次，本研究結果顯示函數一與組織認同顯著正相關，能使低量組、高質組差異最大，且函數 一（組織認同）在低量組的形心分數為負（-.65），在高質組的形心分數為正（ .38），即高質組的 組織認同大於低量組的組織認同。函數二與角色認同顯著正相關，能使低質組、低量組差異最大， 且函數二（角色認同）在低質組的形心分數為正（ .24），在低量組的形心分數為負（-.35），即低 質組的角色認同大於低量組的角色認同。據此，國內低量組教師的組織、角色認同可能皆不高、偏 表9 以質、量觀點比較情緒勞務策略組型的假設與研究結果對照表（續）
低，如此一來，因組織、角色認同低造成不願為工作付出情緒勞務，使得情緒勞務策略使用量低的
低量組教師，可能不如上述量的觀點，基於情緒勞務策略理論（Diefendorff et al., 2005; Hochschild,
1983）、資源保存理論（Hobfoll, 1989），情緒勞務策略使用量越低，表示工作者耗費心力調整情 緒的量越小，導致內在資源逐漸喪失越少，越能適應工作，而可能因其組織、角色認同低產生工作 的不適應。 最後，除了高量組再分類結果正確率較低，其餘情緒勞務組型之再分類結果正確率以及總正確 率、Press Q、Z、τ、Crop 值皆顯示本研究區別分析有可接受內在效度。高質、低質組再分類結果 正確率高於高量組，且高量組再分類結果正確率較低的原因可能是因組織、角色認同皆為適應性變 項，能降低不適應性表層展現，提升適應性真情流露、深層展現，以情緒勞務組型而言，預測高質 組（低表層展現 高深層展現 高真情流露）、低質組（高表層展現 低深層展現 低真情流露） 效果可能較大，對於適應性、不適應性情緒勞務策略皆高的高量組（高表層展現 高深層展現 高 真情流露）可能預測力較小，而造成高量組再分類結果正確率較低。此亦表示組織、角色認同未能 有效區別高量組與其他三組，其現象在組織、角色認同預測情緒勞務策略組型之區別函數上的形心 結果可見端倪，函數一（組織認同）最能區分低量組、高質組；函數二（角色認同）最能區分低質組、 低量組，函數一（組織認同）、函數二（角色認同）未能使高量組與其他組差異最大，此亦意涵可 能還有區別情緒勞務策略組型的重要前置變項可納入研究。 （三）情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之差異 本研究結果顯示，情緒勞務策略組型在工作情緒（符合H3）、工作滿意度（符合H4）、工作 倦怠（符合H5）上達顯著差異，「高質與高量組」的比較中，在正向情緒、工作滿意度上，高質組 > 高量組；在負向情緒、工作倦怠上，高質組 < 高量組，皆支持質、量觀點（二者觀點一致）。「低 質與低量組」的比較中，在正向情緒、工作滿意度上，低質組= 低量組；在負向情緒上，低質組 = 低量組，皆不支持質、量觀點（二者觀點一致），僅在工作倦怠上，低質組> 低量組，支持質、量 觀點（二者觀點一致）。為何會有此結果，本研究作以下討論，前述及本研究低量組可能是因組織、 角色認同低造成，故不如上述量的觀點，低量組為適應性，而有工作不適應的產生，故在此處，在 適應性變項（正向情緒、工作滿意度）上，低量組不能大於低質組；在不適應性變項負向情緒上， 低量組不能小於低質組，而造成低量組的適應性程度似乎等同較不適應性低質組是可能的。再者， 雖在統計顯著性上，結果如前述，然在工作滿意度上，低質組的數值小於低量組的數值，支持質、 量觀點（二者觀點一致），僅差異未達顯著，在負向情緒上，低質組的數值大於低量組的數值，支 持質、量觀點（二者觀點一致），僅差異未達顯著。 「高質與低質組」的比較中，在正向情緒、工作滿意度上，高質組> 低質組；在負向情緒、工 作倦怠上，高質組< 低質組，支持質的觀點。「高質與低量組」的比較中，在正向情緒、工作滿意 度上，高質組> 低量組；在負向情緒、工作倦怠上，高質組 < 低量組，支持質的觀點。「低質與高 量組」的比較中，在正向情緒、工作滿意度上，低質組< 高量組；在負向情緒、工作倦怠上，低質 組> 高量組，支持質的觀點。「高量與低量組」的比較中，在正向情緒、工作滿意度上，高量組 > 低量組，不支持質（高量組= 低量組）、量（高量組 < 低量組）觀點；在負向情緒、工作倦怠上， 高量組= 低量組，支持質的觀點。為何會有此結果，本研究作以下討論，同前述本研究低量組可能 是因組織、角色認同低造成，故不如上述量的觀點，低量組為適應性，高量組為不適應性，而在適 應性變項（正向情緒、工作滿意度）上，高量組不能小於低量組是可能的。其次，前述結果顯示高 量組的組織、角色認同皆大於低量組的組織、角色認同，而組織、角色認同皆是有益工作的適應性 工作動機，在此前提下，在適應性變項（正向情緒、工作滿意度）上，高量組大於低量組亦是可能的。 至於為何在正向情緒、工作滿意度上，不支持質、量觀點；在負向情緒、工作倦怠上，支
持質的觀點，可能與適應性、不適應性依變項有關。因依學者（Soenens & Vansteenkiste, 2010;
Vansteenkiste & Ryan, 2013）主張與研究（Collie et al., 2019; Jang et al., 2016），同方向變項關係強， 即適應性變項與適應性變項關係強，不適應性變項與不適應性變項關係強，適應性變項與不適應性 變項關係弱，甚至無關。而本研究的高量組的組織、角色認同皆大於低量組的組織、角色認同，依 「同方向變項關係強」，組織、角色認同對適應性變項（正向情緒、工作滿意度）較有預測力，使
得在正向情緒、工作滿意度上，高量組> 低量組，而不支持質、量觀點；組織、角色認同對不適應 性變項（負向情緒、工作倦怠）較無預測力，使得在負向情緒、工作倦怠上，高量組= 低量組，而 支持質的觀點。也就是說，相較負向情緒、工作倦怠，正向情緒、工作滿意度可能較受組織、角色 認同的影響，故較高的組織、角色認同使得高量組正向情緒、工作滿意度> 低量組正向情緒、工作 滿意度；相較正向情緒、工作滿意度，負向情緒、工作倦怠可能較不受組織、角色認同的影響，故 儘管較高的組織、角色認同也不能使得高量組負向情緒、工作倦怠< 低量組負向情緒、工作倦怠， 即當組織、角色認同影響組型對負向情緒、工作倦怠效果變小時，則依組型中適應性、不適應性情 緒勞務策略的組成，而非組織、角色認同效果決定組型的適應性，此推論有待未來研究進一步探討。 整體而言，情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之差異情形是高質組最適應 性；低質組最不適應性；低量、高量組適應性介於高質、低質組之間，即較支持「質」的觀點（符 合H6），也就是以質（重視情緒勞務策略組型品質）較量（重視情緒勞務策略組型的量）之觀點能 解釋情緒勞務策略組型在工作情緒、工作滿意度上、工作倦怠的適應情形。此結果與Vansteenkiste 等人（2009）、Mouratidis 與 Michou（2011）、張映芬（2018）以質、量觀點比較組型的結果相似， 亦支持「質」的觀點，即以質（重視組型品質）較量（重視組型的量）之觀點能解釋組型的適應情形。 依此結果，職場的教師需留意自己使用情緒勞務策略組型品質，更勝情緒勞務策略組型的量，增加 適應性真情流露、深層展現的同時，亦應減少不適應性表層展現，藉此提升工作正向情緒、工作滿 意度，並降低負向情緒、工作倦怠。其次，教育單位除充實教師學科知識，可透過研發師資培育、 教師成長課程，引導教師重視情緒勞務策略組型的品質，及如何使用高品質情緒勞務策略組型，以 適應工作。總言之，本研究首度採個人中心分析國內教師情緒勞務策略組型及其與相關變項之關係， 學術研究上，不僅突破過去變項中心分析的限制，並依結果提供實務建議，以期為師資培育、教師 成長領域上有所貢獻。 （四）研究限制與未來建議 本研究教師工作情緒量表是修改張映芬與程炳林（2017）學生知覺的「教師工作情緒量表」為 教師自評的量表，可能因學生知覺與教師自評的教師工作情緒測量方式不同，而造成其效度略不佳， 此為本研究限制，建議未來研究可再探討教師工作情緒量表的測量問題。第二，本研究採個中心探 討情緒勞務策略組型，在其領域中，仍為新萌發的研究方向，未來可有更多研究探討相關議題，予 以佐證以累積研究成果，並探討其與更多前置、效果變項之關係，且因本研究以質、量觀點探討組 型，分類、比較情緒勞務策略組型時，可能受到質、量觀點的侷限，未來研究可以不同觀點探討組 型，以回應教師工作性質與情緒勞務策略，提出獨到組型命名。第三，本研究發現組織、角色認同 預測情緒勞務組型之結果可接受，但仍有改善空間，可能還有其他預測變項可納入研究，未來研究 可從情緒勞務策略的相關變項中找出能更精確區別情緒勞務策略組型之前置變項。第四，情緒勞務 策略組型在工作情緒、工作滿意度、工作倦怠之差異結果發現，低量組與其他組的比較最不符合上 述的質、量觀點，本研究推測可能因低量組的組織、角色認同低所致，是否有其他原因，有待未來 研究再深入探討。最後，若依本研究的文獻，組織 角色認同能預測情緒勞務策略，情緒勞務策略 能預測工作情緒 滿意 倦怠，基於Baron 與 Kenny（1986）中介檢定條件，情緒勞務策略可能為 組織 角色認同與工作情緒 滿意 倦怠間的中介變項，建議未來研究能以結構方程模式（SEM） 建立模型，以檢驗其中情緒勞務策略的中介角色。
參考文獻
王豫萱、胡昌亞（2013）：〈再探組織認同之本質：2002 ∼ 2012 之研究回顧與前瞻〉。《人力資源管理學報》，13（4），107–137。[Wang, Y.-H., & Hu, C.-Y. (2013). Revisiting to the nature
and theory of organizational identification: A review and redirection from 2002 to 2012. Journal of
江文慈（2009）：〈「和顏悅色」與「忍氣吞聲」的背後：國小教師情緒勞動的心理歷程分析〉。《教 育心理學報》，40（4），553–575。[Chiang, W.-T. (2011). Behind smiling and suppressing:
Psychological processes in emotional labor of elementary school teachers. Bulletin of Educational
Psychology, 40(4), 553–575.] https://doi.org/10.6251/BEP.20080710
李安明、黃芳銘、呂晶晶（2012）：〈「國民小學教育人員情緒勞務量表」之發展與編製〉。《測
驗學刊》，59（3），451–486。[Li, A.-M., Hwang, F.-M., & Lu, C.-C. (2012). The development
of emotional labor scales for elementary school teachers. Psychological Testing, 59(3), 451–486.] https://doi.org/10.7108/PT.201209.0451
林少龍、邵詩茹（2009）：〈角色認同與去人性化之關係：情緒勞動之中介角色〉。《商管科技季刊》，
10（3），553–573。[Lin, S.-L., & Shao, S.-R. (2009). The relationship between role identity and
depersonaliztion: The mediating role of emotional labor. Commerce & Management Quarterly,
10(3), 553–573.] https://doi.org/10.30083/CMQ.200909.0006
侯勝宗、樊學良、連婉茜（2015）：〈真心或矯情？情緒勞務和創新行為之關係〉。《臺大管理論叢》，
25（3），67–100。[Hou, S.-T., Fan, H.-L., & Lien, W.-C. (2015). Sincere or insincere? Exploring
the relationship between emotional labor and innovative behavior. NTU Management Review, 25(3), 67–100.] https://doi.org/10.6226/NTUMR.2015.JUN.OB07
高旭繁（2013）：〈忠於自我或見機行事？華人關鍵情境下的行為差異〉。《本土心理學研究》，
40，3–44。[Kao, S.-F. (2013). Follow the situational rules or your heart? Individual differences in
behavior under critical situations among Taiwanese. Indigenous Psychological Research in Chinese
Societies, 40, 3–44.] https://doi.org/10.6254/2013.40.3
許詩淇、黃囇莉（2009）：〈天下無不是的父母？－華人父母角色義務對親子衝突與親子關係的
影響〉。《中華心理學刊》，51（3），295–317。[Hsu, S.-C., & Huang, L.-L. (2009). Are
parents never wrong? The influence of Chinese parents role obligation on parent-child conflict and relationship. Chinese Journal of Psychology, 51(3), 295–317.] https://doi.org/10.6129/ CJP.2009.5103.02
黃光國（2004）：〈儒家社會中的生活目標與角色義務〉。《本土心理學研究》，22，121–193。[Hwang,
K.-K. (2004). Life goals and role obligation in a confucian society. Indigenous Psychological
Research in Chinese Societies, 22, 121–193.] https://doi.org/10.6254/2004.22.121
陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵（2011）：《多變量分析方法—統計軟體應用（六版）》。五南。
[Chen, J.-C., Cherng, B.-L., Chen, S.-F., & Liu, T.-J. (2011). The methods of multivariate analysis:
Application of statistical software (6th ed.). Wu-Nan.]
陳怡昌、陳玲英（2018）：〈工作投入在組織認同、角色認同與工作績效間關係之中介效果研究—
以台南市小學教師為例〉。《全球商業經營管理學報》，10，57–69。[Chen, S.-W., & Wei,
C.-Y. (2018). The mediating effect of job involvement on the relationship among organizational identification, role identity and job performance-Case of elementary school teachers in Tainan city.
Journal of Grobal Business Operation and Management, 10, 57–69.] https://doi.org/10.29967/
陳舜文、魏嘉瑩（2013）：〈大學生學習動機之「雙因素模式」：學業認同與角色認同之功能〉。 《中華心理學刊》，55（1），41–55。[Chen, S.-W., & Wei, C.-Y. (2013). A two-factor model
of learning motivation for Chinese undergraduates: On the function of academic identity and role identity. Chinese Journal of Psychology, 55(1), 41–55.] https://doi.org/10.6129/CJP.20120717
張映芬（2018）：〈多重目標組型、多重課室目標結構組型與求助行為之關係：質、量觀點分析〉。
《教育與心理研究》，41（3），85–112。[Chang, Y.-F. (2018). The relations of multiple-goal
profiles, multiple-classroom goal structure profiles, and help-seeking: From a perspective of the quality/quantity. Journal of Education & Psychology, 41(3), 85–112.]
張映芬、程炳林（2017）：〈教師教學情緒、學生學業情緒與動機涉入之關係探究〉。《教育心
理學報》，49（1），113–136。[Chang, Y.-F., & Cherng, B.-L. (2017). The relations of teachers’
teaching emotion, students’ achievement emotion, and students’ motivational engagement for junior high school students. Bulletin of Educational Psychology, 49(1), 113–136.] https://doi.org/10.6251/ BEP.20161028
顏綵思、黃光國（2011）：〈儒家社會中學生的角色義務及其對獎懲正當性的知覺〉。《中華心理
學刊》，53（1），79–95。[Yen, T.-S., & Hwang, K.-K. (2011). The students’ role obligation and
their perceptions of legitimacy of being rewarded or punished in confucian society. Chinese Journal
of Psychology, 53(1), 79–95.] https://doi.org/10.6129/CJP.2011.5301.05
Ashforth, B. E., & Mael, F. A. (1989). Social identity theory and the organization. Academy of Management
Review, 14, 20–39. https://doi.org/10.2307/258189
Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social
Psychology, 51(6), 1173–1182. https://doi.org/10.1037/0022-3514.51.6.1173
Blau, P. (1964). Exchange and power in social life. Wiley. https://doi.org/10.4324/9780203792643-4 Boles, J. S., Dean, D. H., Ricks, J. M., Short, J. C., & Wang, G. P. (2000). The dimensionality of the Maslach burnout inventory across small business owners and educators. Journal of Vocational
Behavior, 56(1), 12–34. https://doi.org/10.1006/jvbe.1999.1689
Brindley, T. A. (1990). Socio-psychological values in the Republic of China (II). Asian Thought and Society,
15(43), 1–15.
Brotheridge, C. M., & Lee, R. T. (2002). Testing a conservation of resources model of the dynamics of emotional labor. Journal of Occupational Health Psychology, 7 (1), 57–67. https://doi. org/10.1037/1076-8998.7.1.57
Cheung, F., & Lun, V. M.-C. (2015). Emotional labor and occupational well-being: A latent profile analytic approach. Journal of Individual Differences, 36, 30–37. https://doi.org/10.1027/1614-0001/a000152 Cheung, F., Lun, V. M.-C., & Cheung, M. W.-L. (2018). Emotional labor and occupational well-being:
Latent profile transition analysis approach. Frontiers in Psychology, 9, 1–9. https://doi.org/10.3389/ fpsyg.2018.01084
obligations in Taiwan (Paper presentation). The 10th International Conference on Social
Representations, Tunis, Tunisia. https://psr.iscte-iul.pt/index.php/PSR/about
Collie, R. J., Granziera, H., & Martin, A. J. (2019). Teachers’ motivational approach: Links with students’ basic psychological need frustration, maladaptive engagement, and academic outcomes. Teaching
and Teacher Education, 86, Article 102872. https://doi.org/10.1016/j.tate.2019.07.002
Cossette, M., & Hess, U. (2015). Service with style and smile. How and why employees are performing emotional labor? European Review of Applied Psychology, 65, 71–82. https://doi.org/10.1016/ j.erap.2015.02.001
Demir, K. (2015). The effect of organizational justice and perceived organizational support on
organizational citizenship behaviors: The mediating role of organizational identification. Eurasian
Journal of Educational Research, 15(60), 131–148. https://doi.org/10.14689/ejer.2015.60.8
Diefendorff, J. M., Croyle, M. H., & Gosserand, R. H. (2005). The dimensionality and antecedents of emotional labor strategies. Journal of Vocational Behavior, 66, 339–357. https://doi.org/10.1016/ j.jvb.2004.02.001
Fouquereau, E., Morin, A. J. S., Lapointe, É., Mokounkolo, R., & Gillet, N. (2019). Emotional labour profiles: Associations with key predictors and outcomes. Work & Stress, 33(3), 268–294. https://doi. org/10.1080/02678373.2018.1502835
Frenzel, A. C., Goetz, T., Lüdtke, O., Pekrun, R., & Sutton, R. E. (2009). Emotional transmission in the classroom: Exploring the relationship between teacher and student enjoyment. Journal of
Educational Psychology, 101(3), 705–716. https://doi.org/10.1037/a0014695
Gabriel, A. S., Daniels, M. A., Diefendorff, J. M., & Greguras, G. J. (2015). Emotional labor actors: A latent profile analysis of emotional labor strategies. Journal of Applied Psychology, 100, 863–879. https:// doi.org/10.1037/a0037408
Ghanizadeh, A., & Royaei, N. (2015). Emotional facet of language teaching: Emotion regulation and emotional labor strategies as predictors of teacher burnout. International Journal of Pedagogies and
Learning, 10(2), 139–150. https://doi.org/10.1080/22040552.2015.1113847
Hair, J. F. Jr., Anderson, R. E., Tatham, R. L., & Black, W. C. (1998). Multivariate data analysis (5th ed.). Prentice-Hall.
Ho, C. L., & Au, W. T. (2006). Teaching satisfaction scale: Measuring job satisfaction of teachers. Educational
and Psychological Measurement, 66, 172–185. https://doi.org/10.1177/0013164405278573
Hobfoll, S. E. (1989). Conservation of resources: A new attempt at conceptualizing stress. American
Psychologist, 44, 513–524. https://doi.org/10.1037/0003-066X.44.3.513
Hochschild, A. R. (1983). The managed heart: Commercialization of human feeling. University of California Press.
Hülsheger, U. R., & Schewe, A. F. (2011). On the costs and benefits of emotional labor: A meta-analysis of three decades of research. Journal of Occupational Health Psychology, 16, 361–389.
