教師工作壓力及因應策略相關性之後設分析

國立聾.師範大學教育心理與輔導學系 教育心理學報.

2011 .

43 卷. 2 期. 439-456 頁

教師工作壓力及因應策略相關性

之後設分析

陳瑋婷

彰化縣立田尾園中 中臺科技大學兒童教育暨事業經營系 環球科技大學幼兒保育系 為了解國內學前至高中職階段教師工作壓力與因應策略之相關性，本研究針對 79 篇研究報告及 31 ，565 位研究對象進行後設分析。結果發現教師工作壓力與因應策略之加權平均效應量為.帥， 具有正相關及低效應量。經同質性考驗後發現，效應量閉的變異係受到研究年代變項、任教階 段變項及擔任職務變項等變項的調節作用。除此之外，本研究尚無法確認效應量選取類型變項 是否具調節作用。 關鐘詞:工作壓力、因應策略、後設分析、教師 現代人的生活中存在著各種壓力，壓力已成為每個人生活中的一部分。與其他專業相較下， 從事教育工作更是壓力沉重。在教育民主化及行政革新的殷切期許下，現今的教育環境體系已趨 複雜且多元。諸如對學生的行為及訓育問題、學生對課業學習的動機低落、工作負荷沉重、時間 壓迫、角色衝突及混淆、對於學校管理及行政而引起的同事關係衝突及家長與社區給予的批評等， 再加上教師評鑑之推動、超額問題及個人因素等等，皆可能成為教師的工作壓力來源(

Chan

,

2006

)。除此之外，近年來教師退休制度變革、九年一貫課程綱要的推行、一綱多本、零體罰、十 二年國教、少子化及超額教師等教育政策或教育議題之衍生，無形中也使教師的工作壓力倍增。 工作壓力一直是教育心理領域的熱門研究議題，以工作壓力為主題之研究報告仍相繼被發 表。近年探討工作壓力與其他變項間相關性的後設分析丈獻中，早期的 Lee 與 Ashforth

( 1996

)彙 整了 61 篇研究報告結果指出個人在角色矛盾、角色壓力、壓力事件、工作負荷及工作壓迫等工作 壓力類型，分別與情緒耗竭及非個人化等職業倦怠具有正相閥，及中度至高度效應量。顏耀南

(2002

)蒐集 36 篇以教師為研究對象的文獻，發現教師在工作過度負荷、班級教學、學生行為、 行政上的支持及專業不適任感等各項工作壓力與各項職業倦意、間的相關程度，大部分真有正相關 與低度至中度的效應量。黃寶園與林世華 (2007 )分析 116 篇研究報告所提供的訊息，指出個人 工作壓力與社會支持間，具有負相關及低至中度效應量;工作壓力與生活壓力問具有正相關及中

/

·440·

教育心理學報

、-度至高度效應量;工作壓力與身心健康之間則為負相關及中度至高度效應量。黃寶園(2009 )從

70 篇文獻中發現工作壓力與職業倦意各分向度間具有正相關及中度至高度效應量，且工作壓力與 工作滿意度各分向度間，具有負相關及中度至高度效應量。Fried 、 Shirom、 Gilboa 與 Cooper

( 2008 )

整合 113 篇已出版及未出版的研究報告後，指出個人在工作壓力與工作表現的相關性，具有顯著 負相關及中度效應量。綜合上述結果可知，個人在面臨工作壓力越大時，所遭遇職業倦怠感及生 活壓力較高，而社會支持、身心健康、工作滿意度及工作表現則較差。

有效因應工作壓力對個人而言，實有其必要性。 Richardson 與 Rothstein (2008) 曾經探討不 同工作壓力管理介入方案對個人工作壓力的改善成效。研究者將有關認知行為

(

cognitive-behavior) 、放鬆( relaxation) 、組織性( organizational) 、多管道(

multimodal

)或

替代性( alternative) 等方案的 55 篇相關文獻進行後設分析後，結果發現所有研究的加權平均效應 量具有中度偏高效應量，其中文以認知行為工作壓力管理策略的成效最佳。由此可見，運用有效 的壓力管理方案，將有助於減輕個人的工作壓力感受。 因應策略的妥善運用，同樣有助於減低壓力對個人的影響(Greenberg，

1996)

.並誡少個人的 工作壓力感受(周俊良、李新民、許籃憶，2005) 。在搜尋國內數個大型期刊論文資料庫後，初 步發現國內以「工作壓力」、「因應」及「教師、組長、主任或行政人員或校長」為關鍵字之研 究報告有兩百多篇文獻。這些文獻的特色在於:1.大多選定學前、國小、園中或高中職等特定任 教階段教師為研究對象。2. 大多數研究混合選取擔任主任、組長或導師等職位之教師為研究對象; 也有少部份研究限定以擔任校長、行政人員或導師等職務教師為研究對象。3. 考量到教師工作壓 力及因應策略之多樣性，各篇研究皆以多向廈內涵代表工作壓力及因應策略兩項構念、各研究對 兩個構念之操作性定義並不盡相同，且量測兩構念之工具也多採行自編問卷或引用他人自編問 卷。 4. 少部份報告未提供教師整體工作壓力與整體因應策略之相關值;大多數研究雖呈現整體工 作壓力與整體因應策略之相關值，卻提出不一致之結論。舉例而言，部分文獻(黃淑塘.

2004 ;

葉青青.

2007

;顏進博. 2003) 認為教師之工作壓力與因應策略間具有顯著負相關;也有研究報 告發現兩構念間具有顯著正相關(林金生，

2003

;林家任 '2003 ;周元璋 '2003 ;莊淑濁.

2005 ;

張丈賢，

2006

;劉宇軒，

2009)

;結論指出兩者之間並未有顯著相關之文獻(汪巧玲，

2003

;官 湘玲，

2005

;陳慶盛.

2004

;蔡孟珍.

2001

;鄭振丞. 2006) 亦所在多有。在上述研究報告之研 究對象背景不一、使用測量工具不一，且對於兩構念間相關性的大小與強度並未有定見之現況下，

後設分析之實施將有助於獲取統整性的結果 (Lipsey

&

Wilson

,

2001) 。因此本研究採取後設分析

方法以探討教師工作壓力及因應策略相關性之方向與大小，期望研究結果所提供之資訊，能有助 教育相關行政機構、教學單位及未來研究參考。

丈獻蒐集與探討

工作壓力係指個人在工作中知覺個人能力與環境無法配合，而影響到身心健康及健康行為的 一連串過程(張寶仁， 1999) 。工作壓力十分多樣化，甚至可達 139 種類型(黃寶園， 2004) 。 教師所遭逢的工作壓力是個人特質、學校情境因素及非職業壓力源交互影響之結果(程一民，

1996

)。一般而言，諸如工作負荷(指教師對於上級單位、同事或家長等人的要求已超過個人能 力而產生心理負擔，進而所感受到的壓力)、專業素養(指教師在展現專業法令、教學知能、專 業進修研習及專業形象等能力時，所感受到的壓力)及人際關係(教師在工作情境中，與校長、 主任、組長、教師或家長進行溝通協調互動時所感受的壓力)等穎型(李碧瑤， 2006 ;吳宗立，

1996

;徐秋榮·

2006)

.為一般教師可能面臨的壓力。需兼顧例行性教學及行政業務的兼任組長 或主任者，尚可能遭過的工作壓力有行政負荷(指在參與行政計畫與推展、經費籌措與規劃時， 遭遇角色期望與衝突、工作能力的肯定及工作完成時間限制等壓力因素)及上級壓力(教師遭遇 上級督導考核、行政規定、威權行事及交辦事項等上級規定或要求時所感受之壓力)等(宋禮彰，

2002

;陳錫港· 2004) 。位居學校組織系統最上位的校長，則可能額外承擔諸如校長遴選壓力、 家長及社區人士壓力(來自於家長、社區人士、廠商、新聞媒體工作者及民意代表等所施予的壓 力)、角色期望壓力(因校長對自身的期望過高，或是本身期望與學生、家長、教師、上級及社會 各界對校長的期望有所差異，而形成的工作壓力)及經營續效壓力(校長在經營學校以連成預定 計畫或目標時，為求續效表現而形成之壓力)等工作壓力(蔡寶俊.

2005

;羅月華. 2003) 。 因應策略係指當個人工作壓力之形成源自於內在心理需求與外在環境變化時，個人會藉由尋 求外力協助或自我處理等方式排解工作壓力(莊淑灣、呂鍾卿. 2005) 。壓力因應策略可分為消 極因應及積極因應兩種取向(蔡芳梅、曾瑞議.

200

7)

.個人會因為對壓力的認知與感受不同， 以及個人挫折容忍力和對周遭環境評估之差異性而採取不同策略(Sal0， 1995) 。以教師為例，常 用之因應策略有六種顯型: (一)情緒調適:教師藉由調整或心態或宣洩情緒的方式減輕工作壓 力。(二)尋求支持:教師採取多方徵詢他人意見、尋求支持自己或事情的力量，或尋求親友在 感情上的慰藉等方法減輕工作壓力。(三)消極逃避:對於無法立即解決的工作壓力，教師選擇 以逃避問題的方式，應付工作上的困擾。(四)問題解決:面對壓力情境時，教師會擬訂計畫、 辨明問題所在、彈性思考各種解決的可能性與策略，並進行策略分析等，找出最適當的解決方法。 (五)延岩處理:指教師在面對工作壓力或挫折時，採取轉移注意力、接納責任及順其自然等方 式暫時擱置壓力事件，待稍做調整後再行解決問題。(六)邏輯思考:教師面對工作壓力的方式， 係運用多面向之方法思考壓力來源、特徵或問題嚴重性等問題，也客觀評估解決的可能性與後果 等(蔡寶俊.

2005

;羅月華.

2003)

1 經丈獻歸納後，影響教師工作壓力與因應策略相關性之可能調節變項主要分為研究變項與人 口學變項兩種類型。在研究變項穎型方面，研究年代變項被列入可能變項之一。隨著社會急速變 遷及多項教育制度之改革，教師所肩負的責任與角色更多，對工作壓力與因應策略之感受與使用 應有所不同。諸如自 1998 年推動的{教學、訓導、輔導三合一整合實踐方案)(教育部. 1998a) 、 2001 年全面實施{國民教育階段九年一貫課程總綱綱要)(教育部. 1998b) 以及近年的友善校園 工作(教育部·

200

7)

.對教師的教學實務而言便是重大變革。近年對教師之專業要求，亦有越 見嚴謹的趨勢。諸如{國民教育法施行細則修正條丈)(教育部. 1999) 明訂校長遴選、任期與退 休之相關規定;自2006 年開始試辦中小學教師專業發展評鑑，突顯出未來實施教師評鑑的重要趨 勢。隨著年代演進，不同時期教師面臨工作壓力越大時，因應策略是否更為頻繁，是本研究欲探 討之主題。

此外，由於期刊論文所刊載之文獻通常為達統計顯著性之結果(

Kr

aemer

&

An

drews

,

1982) 。

本研究進一步比較期刊論文組及碩士論文組加權平均效應量之異同，以檢驗研究發表類型變項是 否具有調節效果。由於本研究登錄「工作壓力與因應策略相關性」之標準並不盡相同，大多數採

計工作壓力總量表得分與因應策略總量表得分之相關係數值，部份研究則參考 Hunter 、 Schmidt 與

Jackson ( 1982

)之建議，以「工作壓力整體得分與因應策略各分向度得分相關值之平均」或「工 作壓力分量表得分與因應策略各分向度得分相關值之平均」等數值代表效應量值。因此效應量選 取類型，也被列入可能調節變項之一。

人口學變項可細分出任教階段變項與擔任職務變項兩種可能調節變項。在任教階段變項方

面，不同教育階段教師因職場要求與服務對象之差異，工作性質與遭逢壓力應有所不同。諸如幼

·442·

教 育 _{I L'、 理 學 報} 稚圍教師的工作著重於引導幼兒發展;幼稚圍教師的工作內容通常更繁雜、待遇與福利較差，且 流動率也較高(黃淑婚，2004) 。園中小教師受少于化趨勢影響，已面臨滅班及被超額問題;自 2006 年逐年試辦中小學教師專業發展評鑑也顯現對中小學教師專業知能的要求越漸增加。高中職 教師著力於輔導學生升學，也因應各類科逐年減班、減科或轉型問題，也需隨時充實個人專業知 能並適度調整個人心態。除此之外，從探討教師職業倦意、、教學效能及工作滿意等相關費項之研 究中，也發現不同任教階段教師之心理狀態存有異同。諸如國小、園中及高職教師在非人性化向 度的職業倦怠感顯著高於高中教師;國小教師在班級經營效能向度的教師效能感顯著高於國中、 高中及高職教師;高中教師在抗衡外在影響效能之教師效能感則顯著優於園中及高職教師(何郁 玲， 1999) 。究竟不同任教階段教師在工作壓力與因應策略之相關性是否具有差異，是本研究的研 究問題。 擔任職務費項也被列為可能調節變項，原因有二:一、過往文獻指出擔任不同職務教師面臨 之工作壓力不同，且運用之因應黨略也有所不同。諸如陳明正(2008 )指出國小校長最偏好使用 情緒逃離策略;兼任組長或主任教師最偏好運用尋求支持策略(周元璋，2003) 。二、擔任不同職 務教師所遭遇之工作壓力與因應策略，互有差異。諸如楊麗香(2004 )認為兼任不同職務教師在 工作壓力與因應策略上並無顯著差異。葉青青(2007 )卻發現主任之工作壓力顯著高於導師，唯 導師在因應策略的使用上，頻率卻顯著高於主任。 綜上所述，本研究之目的分為以下三項: 一、工作壓力與因應策略間是否具有顯著相關?若是，相關程度如何? 二、研究年代、研究發表類型及效應量選取額型等研究變項，是否為工作壓力與因應策略相 關性的調節變項?若是，則在這些變項的調節之下，工作壓力與因應策略間是否真有顯著相關? 關聯程度如何? 三心、任教階段及擔任職務等人口學變項，是否為工作壓力與因應策略相關性的調節變項?若 是，則在這些變項的調節之下，工作壓力與因應策略間是否具有顯著相關?相關程度如何?

方法

一、研究設計 為探討工作壓力與因應策略相關性之大 小與方向，並進一步檢定可能影響效應量之 調節變項，本研究架構之如圖l 所示。 圖 l 中所指的工作壓力與因應策略相關 性，係指各研究報告中，整體工作壓力與整 體因應策略之相關係數值。若某報告無法獲 取此相關值，則依編碼準則以「整體工作壓 力與因應策略各分向度所有相關係數之平均 值」或「工作壓力各分向度及因應策略各分 向度所有相關係數之平均值」代表之。 工作壓力 _研究費項

4

_{1.研究年代} 2.研究發表頡型

...

3.效應量選取類型 人口學變項 可 1.任教階段 因應策略 _{2.擔任職務} 圖 1 研究架構

研究費項則包括研究年代、研究發表類型及效應量選取類型三種。各研究報告之研究年代， 分為 '2000 年以前」、 '2001 至 2005 年」及 '2006 年以後」等三組。研究發表類型分為「碩士 論文」及「期刊論文」共兩組。效應量選取類型則分為「整體工作壓力與整體因應策略之相關係 數值 J (簡稱整體 JSx 整體 CS) 、「整體工作壓力與因應策略各分向度所有相關係數之平均值」 (簡稱整體 JSx分量表 CS) 或「工作壓力各分向度及因應策略各分向度所有相關係數之平均值」 (簡稱分量表JSx分量表 CS) 等三組。 任教階段及措任職務等費項歸屬於人口學費項。任教階段可區分為「學前階段」、「國小階 段」、「國中階段」、「高中職階段」、「國中小階段」及「學前至高中職階段」等六組。擔任 職務則在編碼過程中，分為「混合」、「教師兼任導師」、「教師兼任組長或主任」及「校長」共四 個組別。

二、研究步聽

本研究實施的後設分析，其研究步驟分述於下:

(一)蒐集資料

本研究搜尋至圍內2009 年 6 月底為止探討「教師工作壓力與因應策略相關性」之研究報告。 「全國碩士論文資訊網」、「中華民國期刊論文索引影像系統」、'CEPS 中文電子期刊服務」以 及 'EdD Online 教育論文線上資料庫」為搜尋文獻的主要資料庫。除了運用資料庫篩選文獻的範 圍，也透過溯潤法檢視己尋獲文獻所列之參考文獻，以補電腦資料庫在收錄上可能出現的遺漏。 (二)描述資料 本研究自編之研究工具包含初步登錄表、登錄準則及正式登錄表。使用初步登錄表的目的在 於將資料扼要摘述以作為進一步正式登錄的參考。正式登錄表採封閉式題項設計，內容包含各研 究報告的基本資訊、研究變項及人口學變項等，在登錄過程中若有疑問，可進一步參考登錄準則 中的說明。經編碼之所有研究報告結果，再進行後續分析。

(三)資料列表

針對各研究之效應量及研究樣本數，進一步計算加權平均效應量並進行同質性考驗。最後再 針對不同研究變項及人口學變項，逐一檢定各賽項的調節效果。 (四)歸納結論 根據研究分析結果逐一回答各項研究問題，並進一步提出結論。 三、研究報告納入標準 本研究所蒐集之研究報告，依下列標準進行納入分析與否之判定: (一)研究報告需採取中文撰寫，且清楚註明作者、發表年代及發表型態。 (二)所採納研究需以學前、國小、國中或高中職教育階段之包含校長、主任、組長、導師 或專任教師為主要研究對象，並不包含專職行政人員及實習教師。所採納研究也需清楚說明研究

-·444·

教育心理學報

\

對象之擔任職務及任教階段，若對研究對象說明不清，或研究對象中有部分包含專職行政人員或 實習教師，則此研究不予採計。 (三)所採納之研究應包含可求算「工作壓力」及「因應策略」總量表或各分量表相關效應 量之資訊。所謂的效應量依據以下準則加以判斷:1.優先登錄總量表工作壓力與總量表因應策略 之相關係數值。 2. 若未可求知第 1 項資訊，唯研究報告中呈現整體工作壓力與因應策略各分向度 之相關係數值，則將各相關係數求取平均數後再行登錄之。 3. 若前述 2 項資訊皆未呈現，則蒐集 工作壓力各分向度及因應策略各分向度之所有相關係數值，求取平均值後再行登錄之。 (四)研究結果需提供計算「工作壓力及因應策略相關係數值」之有效研究樣本數。 (五)對於重禮的研究，諸如同時具有碩士論文與期刊論丈兩種發表形式之研究，則擇能提 供最完整效應量資訊之研究進行後設分析。 (六)每一研究變項的研究篇數限制為至少 2 篇以上。針對篇數較少或統計方法不適用合併 分析之相關研究變項，則不列入後設分析項目。 本研究所檢索之文獻共計 215 篇，唯最後採用並進行後設分析之報告共有 79 篇，其餘 136 篇 研究則予以捨棄。多數研究報告無法被採計的主因在於:大部分研究雖採行量化研究方法，卻未 進一步計算工作壓力與因應策略之相關係數值，或雖進行典型相關、多元迴歸或結構方程模式等 多變量統計方法，卻未於研究結果中呈現相關矩陣;部分研究採取質性研究、個案研究或德爾慧 技術等方法，並無從取得相關係數值;少數研究則因研究對象部分包括實習教師、專職行政人員 或大專階段教師，或未能取得全丈以利後續編碼，故也無法納入分析。 為確保編碼結果的正確性，研究者雖擔任唯一編碼員，但在進行第一次編碼時也將各原始研 究報告中呈現各項資訊的所有頁面予以複印及彙整。間隔至少一個月後，研究者再針對複印資料 進行第二次編碼。藉由兩次編碼結果進行嚴謹的檢核後，確保最終分析的編碼資料正確無虞。

四、計算數應量的方法

本研究採用 MetaWin2 電腦統計軟體，並選定固定模式(

fixed

model) 進行後設分析運算。以 下就計算效應量、同質性考驗及計算 Fail-safe N 三部分分別說明:

(一)計算數應量

為計算教師工作壓力與因應策略相關性的效應量，本研究實施流程如下說明: 1.本研究選定相關係數 r 為效應量估計值。再應用 Fisher's transformation' 將每個研究報告的

r

值轉換為 Zr' 以減少線性偏誤並有利於效應量的合併與分析。 2. 為求算 L 值的加權平均效應量，以其變異數的倒數進行加權，此為加權後的總體效果量， 加權值為 N，.-3 0 3. 求算加權平均效應量 L 值的 95%信賴區間，以檢定數值是否不經過 0 。 4. 將 L值的加權平均效應量轉換為 r 值的加權平均效應量。且將 L 值加權平均效應量的 95% 信賴區間，轉換為 r 值加權平均效應量之 95%信賴區間。 最後根據 Cohen (1988) 所列的標準判斷加權平均效應量數值之大小。以絕對值來看， F 值 小於或等於 .10 表示有低效應量存在; .25 左右表示具有中度效應量;大於或等於.40 則顯示為高 度效應量 (Lipsey

&

Wilson

,

2001

)。

(二)岡質性考.

1.同質性考驗在檢定各研究結果之間的顯著水準和效果大小是否有顯著差異存在，意即各研 究結果間是否為異質。本研究以公式3-1 進行總體效果量之同質性考驗。

QT=X2(k-1)=玄 (N

_j

-3)(Z丹一 Zr>2

公式 3-1 2. 若總體同質性考驗達統計顯著，則進一步進行穎別模式分析。本研究先以公式3-2 檢定某 一可能調節變項在不同組別間效應量之差異。再以公式3-3 檢定同一組別內效應量是否同質。

Q

B

= 芝 (N) -3)(之一 Zr)2

(p=可能調節變項的組數 'j=1 、 2 、、 'p)

Qκ=I(吭一 3)(Z可 -ZJ2

公式 3-2 公式 3-3 公式 3-4 (q=某組的研究篇數

_-

1=1 、 2 、、，

q)

(三)計算Fail-s可

eN

Fail

叫

{eN

意旨尚需增加多少不顯著、未出版或遺漏的研究，將會使後設分析的結果由顯著改 變為不顯著 (Rosenberg

_，

Adams

_{, &}

Gurevitch

_,

2000)

，其計算有助於了解出版誤差對後設分析結果 的影響。其計算公式如公式3-4。

一|玄

Z(Pi)T

.

山一一 一 _v UR

z;

“ 在 Fail-Safe N數值的判定上，至少應大於5k+l0 (k代表研究篇數)才能確保出版偏差因素對 結果影響不大 (Rosentha

l.

1991)

，若數值小於5k+l0

_-

則代表出版誤差問題很嚴重。 結果與討論 本研究共有79篇被納入分析，茲針對不同主題詳述結果與討論如後:

一、結果

(一)工作壓力與因應策略相關性之加植平均按應量 本研究所蒐集 79 篇丈獻 (N

=

31

_，

565) 之相關數據經計算後，求得工作壓力與因應策略之加

權平均效應量為

.04 '表示具有低效應量。其

95%信賴區間介於

.0301

至 .0526之間，顯著的不等

於

0-表示工作壓力與因應策略具有顯著正相關。此外 ，

Fail-safe N

=

1753.20'表示必須再有 1753.20

·446·

教育心理學報 篇結果不顯著的丈獻納入效應量的計算，才有可能推翻此研究結果。同時Fail-safe N 也大於 405

(5k+

1O

= 5x79+

1O)

，可見出版誤差很低。 進行同質性檢定後所得 QT

= 2024.52

(p

<

.05)

，表示效應量間並非同質，可進一步探討可能 之調節變項。 (二)研究變項之調節致果槍定 針對研究年代、研究發表類型及效應量選取類型三個研究變項之調節效果檢定結果如表1 所 示，並說明如後。

表 1

各研究變項之分析結果 任教階段組別

QB

k

N

r

95%信賴區間

_Qw

Fail-safe N

下限

上限 研究年代

174.04'"

1.2000 年以前

7

4

,

034

-.15

-.1

877

-.1

122

159

.1

1'"

13

1.

60'

2.2001 至 2005 年

44

17

,

241

.06

.0459

.0765

1307

.5

7'"

978.70'

3.2006 年以後

₂₈

₁₀

_,

₂₉₀

_.08

_.0631

_.1035

_383.80'"

_482.70'

研究發表類型

.4

3

1.碩士論丈

77

31

,

049

.04

.0295

.0522

2023.96'"

165

1.1

0'

2.期刊論丈

₂

₅₁₆

_.07

-.4

563

.5

598

.13

效應量選取類型

1.3

3

1 整體 JSx 整體 CS

57

23

,

649

.04

.0260

.0521

1904.34'"

899.20'

2.整體 JSx分量表 CS

14

6

,

170

.04

.0150

.0701

100.61'"

3

1.

40

3.分量表 JSx分量表 CS

₈

₁

_,

₇₄₆

_.07

_.0107

.1

241

18.25'"

18

.4

0

"'p

<

.05;

·表示 Fail-Safe

N> 5k+ 10

1.就研究年代方面 如表 1 所列，就研究年代變項而言， '2000 年以前」組之 r =-.15' 屬於負相關及中度效應

量; '2001 至 2005 年」組之 7=.帥，顯示兩者具有顯著正相關及低度效應量;

'2006 年以後」

組之 7= 肘，顯示兩構念間為顯著正相關及低度效應量。由於 '2000 年以前」組、 '2001 至 2005

年」組及 '2006 年以後」組之結果皆具有顯著相關存在，進一步檢視三組的 Fail-safe N 後，各組 數值介於 13 1.60 至 978.70 之間，皆大於 Rosenthal

(

1991

)所建議的 5k+ 10' 表示三組結果的出版 誤差很低，其結果是穩定的。在同質性檢定結果方面 ，

QB = 174.04

(p

<

.05)

，顯示組別間之效應

量具有顯著差異存在。比較三組之95%信賴區間得知， '2001 至 2005 年」組及 '2006 年以後」

組之信賴區間顯著高於'2000 年以前」組之信賴區間，由此可知在2001 年以後所做研究，教師工 作壓力與因應策略之相關性顯著高於2000 年以前之研究結果。最後三組的Qw 值介於 159.11 至 1307.57 之間，皆達p< .05 的顯著水準'顯示此三組之組內效應量皆不同質，後續可再探討影響各 組結果變異之調節變項。

2. 就研究發表類型方面 本研究所蒐集79 篇丈獻中，碩士論文共有77 篇，而期刊論丈僅佔有2 篇。由於 Qs

=

.4

3

(p

>

.05)

，並未達統計顯著水準，顯示兩組別間沒有顯著差異存在。77 篇碩士論丈之工作壓力與因 應策略相關之r = .04' 表示工作壓力與因應策略為正相關且其低效應量。同時碩士論丈組之 Qw

= 2023.96

(p

<

.05)

，顯示組內效應量並不同質;而Fail-safeN=1651.10

(>5

x

₇₇

+l

0)

，表示其 結果十分穩定。 另則「期刊論文」組的7= 肘，唯其 95%信賴區間經過0' 表示無顯著相關。此組的Qw=

.13

(p>

.05)

，顯示組內效應量同質。 3. 就效應量選取類型方面 在效應量選取類型變項方面，將工作壓力與因應策略間之效應量以不同效應量類型進行分組 並進行同質性考驗後，

Qs

=1.3

3

(p>

.05)

，並未達統計顯著水準，同時三組別之95%信賴區間互 有重疊，表示組間效應量並未有顯著差異。就各組別而言，，.整體 JSx整體 CSj 組之-;: =.04 、 「整體 JSx分量表 CS

j

組之

-;:

= .04

'且「分量表 JSx 分量表 CSj 組之-;:

= .07

'顯示三組別的 加權平均效應量皆為正相關及低效應量。三組的 Fail-safeN 中， ，.整體 J站Sx 整體 CS丸」組之 Faω'ail-s呵aj舟

b

N=

899.2劫o (仆> 5x

_巧

57抖+l叩0=2扭95引) ，表示顯著正相關的結果很穩定，.整體J站Sx分量表 CS丸」組與「分 量表 J站Sx分量表 CSj 組之 Faiι. (三)人口學鍾項之調節放果槍定 有關人口學費項中，任教階段及擔任職務兩變項之後設分析結果如表2 所示，並說明如後。 表 2

各人口學變項之分析結果

Qs

k

N

r

95%信賴區間

Qw

Fail-safe N

下限

上限 任教階段

156.14*

l 學前階段

2

770

-.13

-.5

302

.3176

28.52*

2.國小階段

43

18

,

256

.00

-.0147

.0153

925.85*

3.國中階段

23

9

,

047

.11

.0873

.1305

880

.1

0*

660.70'

4.國中小階段

3

669

-.09

-.2557

.0734

2.04

5.高中職階段

7

2

,

358

.18

.1353

.2329

3

1.

46*

157.20'

擔任職務

104.04*

l 混合

46

21

,

240

.01

-.0021

.0256

1375.79*

2 教師兼任組長或主任

18

7

,

302

.1

5

.1205

.1

691

396.40*

80

1.

70'

3校長

14

2

,

669

-.01

-.0499

.0344

148.22*

*p

<

.05 ;

·表示 Fail-Safe

N> 5k+ 10

1.就任教階段方面 就任教階段變項而言，原先應有「學前階段」、「國小階段」、「園中階段」、「高中職階 段」、「國中小階段」及「學前至高中職階段」共 6 個組別，唯「學前至高中職階段」組因僅收 鎳 l 篇研究報告 (N=

465)

，故未能納入分析。其餘組別分析結果如表2 所示。由於 Qs

= 156

.1

4

·448·

教育心理學報

(p

<

.05)

，顯示組別間具有顯著差異存在。在不同組別中，r 學前階段」組、「國小階段」組及 「國中小階段」組之95%信賴區間經過0' 表示此三組教師在工作壓力與因應策略間並無顯著相關 存在， r 國中階段」組之-;- =.11' 另則有正相關及低效應量，男則Fail-s攸 N=

660.70

'表示此 結果十分穩定， r 高中職階段」組之-;- =.1 8' 具有正相關及低度效應量，且 Fail-safe

N=

157.20 '

表示此結果的出版誤差很低。 比較各#的日權平均效應量之 95%信賴區間可知，高中職階段組的加權平均效應量，顯著高於 國小階段組、國中階段組及國中小階段組的數值。除此之外，圈中階段組的加權平均效應量也顯 著高於國小階段組及國中小階段組的結果。最後「學前階段」組、「國小階段」組、「國中階段」 組及「高中職階段」組四組別的 Qw值介於 28.52 至 925.85 之間，皆達 p

<

.05 的統計顯著水準， 顯示四組之組內效應量並不同質，四組效應量的異質情形仍受其他調節變項所影響。 2. 就擔任職務方面 擔任職務變項中，原先共有「混合」、「教師兼任導師」、「教師兼任組長或主任」及「校長」 4 個組別，唯「教師兼任導師」組僅收錄 l 篇研究報告 (N

=

354)

，未能納入分析。就表2 的分 析結果可知 ，

QB

=

104.04

(p

<

.05)

，達統計上的顯著水準，顯示組別間之效應量具有顯著差異。 在各組別中， r 混合」組之 95%信賴區間經過0' 顯示未具有顯著相關， r 教師兼任組長或主任」 組之 r =

.15

'顯示為正相關及低效應量，且 Fail-safe

N

=

80

1.

70 (> 5

x

_I8+10)

_{，表示出版誤差} 很低 r 校長」組之且 95%信賴區間經過 0 ，顯示兩構念間未具有顯著相關。比較三組之95%信 賴區間可知， r 教師兼任組長或主任」組之95%信賴區間顯著高於另外兩組，表示「教師兼任組 長或主任」組的相關程度顯著高於男兩組的相關程度。最後三組別的Qw值皆達p

<

.05 的統計顯 著水準，顯示各組內之效應量皆為異質。 二、討論 (一)就整個加植平均按應量數值之探討 「教師工作壓力與因應策略之相關性究竟多高? J 一直是許多原始研究報告所關心的議題。 針對過往研究指出結果不一致的狀況，本研究將所蒐集 79 篇研究報告，連用後設分析方法加以整 合。結果顯示工作壓力與因應策略之 J 為04 '表示教師工作壓力與因應策略具有顯著正相關及低 度效應量。此結果雖具有顯著正相關，但強度和 Lee 與 Ashforth

( 1996

)、顏耀南 (2002 )、黃寶 圖與林世華 (2007 )、黃寶園 (2009 )和 Fried 等人 (2008 )的研究結果相較下，工作壓力與因應 策略之相關性，並不及工作壓力與職業倦怠、生活壓力、社會支持、身心健康、工作滿意度及工 作表現等變項相關性之密切。意即當教師所知覺工作壓力越大時，所感受職業倦意、及生活壓力也 較高，且生活支持、身心健康、工作滿意度及工作表現則越差，但教師連用因應策略之頻率卻相 對較少，這是不被樂見的現象。為預防及減輕教師的工作壓力及後續產生的不利後果，促進教師 應用因應策略，實在是當務之急。除此之外，經同質性考驗得知整體效應量內並非同質，應是受 到研究年代變項、任教階段變項與擔任職務費項等變項的調節效果，有關各調節變項之調節作用 分別討論如後。 (二)可能調節變項之槍定結果討論 就發表年代變項而言，本研究針對發表年代變項區分出三個組別，結果顯示 r2000 年以前」 組具有顯著負相關、 r2001 至 2005 年」組及 r2006 年以後」組具有顯著正相闕， 2001 年以後所

發表研究所發現的相關程度，更顯著高於2000 年以前所發表研究的結果。形成此結果的可能原因 是 2001 年以後教師身處於教育政策時有更遠、對教師專業要求更趨嚴謹及教師角色更顯多元的工 作環境下，教師為調適工作壓力並適應工作環境之變化，或許得更頻繁運用因應策略。而2000 年 以前教師處於教育環境較單純的年代，即使運用因應策略的頻率較少，仍能排解工作上的壓力。 最後，由於2000 年以前與 2001 年以後的研究結果極端不同，致使在進行加權計算時，形成79 篇 文獻的整體效應量屬於顯著正相關，但為低度效應量之結論。 就研究發表顯型變項而言，本研究計算出77 篇碩士論艾的加權平均效應量值，顯示具有顯著 正相關，且此結果受出版誤差的影響極小。在期刊論文組方面，由於研究者所收錄的10 篇期刊論 文中共有 8 篇期刊論文採用典型相關、多元迴歸或結構方程模式等多變量統計，卻未一併呈現變 項間的積差相關係數矩陣，因此8 篇研究報告皆未能納入分析。由於難以被獲取的研究報告，往 往是不顯著的結果 (Rosenthal， 1991)。即使本研究有遺漏期刊文獻的情形，則這些難以取得的資 料，應不影響本研究以2 篇期刊論文計算所得之無顯著相關結果。最後在組間效應量的比較上， 雖然碩士論文組為顯著正相闕，而期刊論文組並未有顯著相關，唯兩組之95%信賴區間互有重疊， 表示兩組間並未有顯著差異，意指研究發表類型變項對整體教師工作壓力與因應策略之相關性並 不具調節作用。 就效應量選取類型方面，共有22 篇研究無法取得整體工作壓力與整體因應策略之積差相關係 數值。因此其中 14 篇研究報告參考Hunter 等人(1982) 之建議，以「工作壓力整體得分與因應策 略各分向度得分相關值之平均」作為效應量值，且其餘8 篇研究報告以「工作壓力分量表得分與 因應策略各分向度得分相關值之平均」代表效應量值。經分析後，由於「整體JSx分量表 CSJ 組 與「分量表 JSx分量表 CSJ 組之結果真有嚴重出版誤差。因此儘管同質性考驗顯示組間效應量並 未有顯著差異，本研究並無法宣稱效應量選取類型變項確實非教師工作壓力與因應策略間之調節 變項。 就任教階段變項方面，由於組間效應量具有顯著差異存在，表示此變項為教師工作壓力與因 應策略相關性之調節變項。其中學前階段與國小階段教師的工作壓力與因應策略間並未有顯著差 異，而國中階段組與高中階段組的結果則呈現顯著正相關。形成組間差異的可能原因在於不同任 教階段教師之工作環境、任教學生特質、面臨工作壓力類型及因應策略之運用頻率並不相同。此 外， ，-閣中小階段」組與「國小階段」組及「園中階段」組的研究對象有部分重疊，唯研究結果 不盡相同，-國小階段」組(

k

=

43 •

N

=

18，256) 無顯著相關、「園中階段」組 (k=23

'N=9

,

04

7)

具有正相關，但「國中小階段」組(k=

3 •

N=

669) 為無顯著相關。形成「國中小階段」組無顯 著相關的原因，或許與所收錄三篇研究對於國中及國小教師的抽樣比例不同有關。只是在檢視林 翠芸 (2008 )、郭旗成 (2006 )及葉瑛儒 (2008 )等以園中小教師為對象之研究的抽樣比例後， 僅能確知郭旗成的研究對象中，國小教師(72.90%) 佔有多數比例，其餘兩篇文獻則未有詳細說 明。 最後就措任職務變項方面，由於組間效應量具有顯著差異存在，表示此變項對研究結果產生 調節作用。其中「教師兼任組長或主任」組屬於正相關，而「校長」組則未有顯著相關性，可能 原因在於「教師兼任組長或主任」組教師身兼教學與行政工作兩項職務，必須同時兼顧教學工作 並扮演協商角色以完成行政業務，因此兼任組長或主任教師更懂得在面臨工作壓力時運用因應策 略。「校長」組呈現無顯著相關的結果，可能在於校長的工作職掌，不僅應主導校務成敗、也總 需在面臨重大事件時必須當機立斷處理危機，因此校長所面臨的工作壓力，不見得能確實運用尋 求支持、消極逃避或延右處理等方式加以排解，因此獲取無顯著相關之結果。「混合」組的結果 也屬於無顯著相關，可能原因在於各篇研究同時以擔任校長、主任、組長、導師或專任教師等任

·450·

教育心理學報 兩類型以上教師為研究對象，致使在計算加權平均效應量時，因為教師職務之不同而形成無顯著 相關之結果。由於 r~昆合」組中，各篇研究報告對各職務的抽樣比例不一，多篇研究甚至未說明 各職務的抽樣比例，因此難以細部探討相關性未達顯著的相關原因。 總而言之，針對79 個效應量並非同質之同質性考驗結果，本研究分別檢驗三項研究費項及兩 項人口學變項，是否對於研究結果產生調節效果。最後僅確認研究年代、任教階段及擔任職務等 變項形成整體效應量之變異性。不過，進一步檢視各調節變項下的同質性考驗結果後，大多數組 別內之效應量仍為異質，表示這些調節變項可能並非單獨調節工作壓力與因應策略問之相關性， 而是在與其他調節變項的交互作用下彰顯。多個變項如何共同調節工作壓力與因應策略之相關 性，仍有待後讀研究加以探討。 結論與建議 一、結論 (一)就聾體而言，工作壓力與因應策略具有正相關及低鼓應量 針對圍內探討教師工作壓力與因應策略相關性的79 篇文獻進行後設分析後，加權平均效應量 為.04 .表示具有正相關且低度效應量。 (二)在所有研究變項中，研究年使變項對於研究結果具調節作用 本研究檢視研究年代、研究發表類型及效應量選取類型對效應量之調節效果，僅有研究年代 之不同造成組間效應量之差異。2001 年以後研究的加權平均效應量，顯著較2000 年以前研究的加 權平均效應量為大。有關效應量選取類型變項的調節作用，仍有待後續加以探討。 (三)兩項人口單，甚項皆形成組間鼓應置之顯著差異 本研究所探討之任教階段及擔任職務兩個人口學變項皆形成組間效應量之顯著差異。就任教 階段而言. r 學前階段」組及「圓小階段」組的結果為無顯著相關r 國中階段」組及「高中職階 段」組具有正相關及低效應量。就擔任職務而言.r 教師兼任組長或主任」組具有正相關及中效應 量，且為所有組別中，加權平均效應量最高者。 二、建讀 (一)對實務工作上之建話 1.由前丈可知教師之工作壓力與因應策略僅為低度效應量。因應策略既有助於改善教師的工 作壓力感受，則教師對因應策略之習得與運用技能實有再提升之必要。教育當局或可在教師專業 成長課程中多加規劃教師減壓課程，以求精進教師壓力預防與壓力因應的技能。也可舉辦行政工 作研討會、聯誼活動，或成立教師專業諮商機構，讓教師有抒發壓力尋求支持的管道，以減輕其 未來衍生的壓力困擾。

2. 研究結果也顯示學前教師、國小教師及校長的工作壓力與因應策略並未具顯著相關。承第 1 點所述，未來針對教師減輕工作壓力以及推動因應策略之連用的活動規劃上，應優先提供機會讓 學前教師、國小教師及校長參加。

(二)對未來研究之建讀

1.個人所遭遇的工作壓力與因應策略類型可能因個別差異而有所不同。本研究僅就整體工作 壓力與整體因應實略相關性進行後設分析，並未進一步彙整「整體工作壓力與各分向度因應第略 之相關性」、「各分向度工作壓力與整體因應策略之相關性」及「各分向度工作壓力與各分向度 因應策略之相關性 J '故無法得知進一步比較擔任職務及任教階段不同之教師，在各向度工作壓 力及各向度因應策略之個別使用情形。未來研究應可就多向度觀點，做更深入的探討。 2. 在進行分析的過程中發現，多篇「混合」組的原始研究報告將教師兼任導師列為研究對象 之一，但單純以教師兼任導師為研究對象之文獻卻僅有 l 篇。導師理應最熟悉學生狀況，且對學 生的身心發展影響深遠，故探討兼任導師者的工作壓力與因應策略相關性，應該是未來的重要研 究議題。除此之外，本研究在「整體 JSx 分量表 CS

_J

組與「分量表 JSx分量表 CSJ 組之後設分析 結果並不穩定，使難以確定效應量選取變項對整體加權平均效應量的調節作用。未來研究可持續 累積以上組別之相關文獻，以利結果之統整與比較。 3. 經同質性考驗後，本研究發現多組別的組內效應量仍屬於異質，卻未接續探究形成組內效 應量並非同質的相關因素。為提供更詳細的資訊，此主題是未來研究可深入努力的方向。 4. 為深入了解教師工作壓力與因應策略之實際運作情形及相關影響因素，諸如了解形成「高 中職階段組、國中階段組及國小階段組的加權平均效應量具有顯著差異 J '且「教師兼任組長或 主任組的加權平均效應量顯著高於校長組的結果」的可能原因。未來研究可結合質性觀察及訪談 方式，進一步了解教師在不同職場脈絡下的工作壓力感受，與因應策略的實際運用與成效。 5. 就目前為止，以工作壓力為主題的後設分析有工作壓力與因應實略、職業倦意、、生活壓力、 社會支持、身心健康、工作滿意度及工作表現等變項之相關性。未來或可擴充理論模式之複雜性， 同時探討教師工作壓力與多個變項間之關係，並藉由研究結果之綜合說明，獲取更珍貴的資訊。

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National Taiwan NonnalUniversi 旬， Tai闕，Taiwan,

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A Meta Aalysis ofThe Relationship between Job Stress and

Coping Strategies of Teachers

Wei司ingChen

Tian-Wei Junior

Hi

gh School

in

Ch

anghua County

Department of Children Education and Enterprise Management

Cen個I

Taiwan University ofScience and Technology

D中artment

ofEarly

Chil

dhood

Educ缸e

Trans World University

To understand the relationship between jobs甘'ess and coping strategies ofkinderg甜ento high school teach帥，a meta

analysis of 79res聞自hstudies with a combined sample of訓，565participants was conducted. Results indicated a small but

positive correlation between teachers' job stress and coping strategi郎， with a weighted effect size of 0.04. Test of

homogeneity was rejected

,

indicating significant variation among effect size and the moderating effects of the year of the

study's publication, stage of teacher's career, and the type of teacher's position. However, the selective influence of

mod回首tingeffects cannot be confinned