國民中小學教師的組織公民行為之影響模式

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(1)師大學報:教育類 民國 93 年,49(1),41-62. 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式 鄭燿男 國立台東大學教育研究所. 組織公民行為基本上是指組織中的個人,表現出超越角色標準以外的行為; 它是不求組織給予獎賞,仍然能自動自發、利他助人,關心組織績效的行為(Organ, 1988)。試想學校領導人如果能夠促進教師展現上述這些行為的話,我國教育改 革所衍生的許多問題或許大多能解決。亦即研究教師的組織公民行為不但有助於 學校組織效能的開展,也是現階段教育改革中急需導引教師展現的行為。 基於上述理由,本研究以行政院主計處之都市化分類標準為依據,分層隨機 抽取研究樣本,共抽取台灣地區 1138 位國中小教師作為研究樣本,進行調查研 究。 本研究發現整體教師的組織公民行為表現並不高,應加強領導與引導。如何 引導呢?根據本研究發現可採取加強社會交換關係的方式,亦即學校主管與教師 的情感交換、工作支持越高,教師的組織公民行為展現會越高;其次為促進學校 的組織公平,亦即學校主管的獎勵公平與程序公平越高,教師的組織公民行為展 現也越高;最後是提高教師的工作滿意度,亦即提昇教師工作滿意有利於教師的 組織公民行為展現。而教師的情感交換、工作支持、獎勵公平、程序公平對於組 織公民行為的影響,會透過工作滿意度的中介,影響著教師組織公民行為的展 現。最後,本研究根據研究結果修正了影響學校教師展現組織公民行為的影響模 式,可作為學校行政管理與領導之重要參考。 關鍵詞:組織公民行為、社會交換、組織公平、個人與組織適配. 緒. 論. 組 織 公 民 行 為 (organizational citizenship. 發、利他助人行為、表現出超越角色標準以外的. behavior)基本上是指組織中的個人,表現出超越. 行為)的話,相信上述教改的問題或許能一一克. 角色標準以外的行為;它是不求組織給予獎賞,. 服,同時學校效能也會展現出來。. 仍然能自動自發、利他助人,關心組織績效的行. 至於如何導引教師展現組織公民行為呢?. 為(Organ, 1988)。試想學校領導人如果能夠促. 過去許多研究顯示提高部屬的工作滿意、領導者. 進教師展現上述這些行為的話,我國教育改革所. 與部屬建立情感交換關係、給予員工工作支持、. 衍生的許多問題或許大多能解決。例如有研究顯. 提高員工與組織價值的一致性、提高員工工作與. 示教育改革使教師工作負擔加重,影響改革的成. 專長的適配性、公平分配組織的資源以及組織處. 功;協同教學使得教師們的教學必需彼此配合,. 事程序的公平等,都是促進員工展現組織公民行. 這與學校的傳統--教學自主形成極大的衝擊,因. 為的途徑(林淑姬、樊景立、吳靜吉、司徒達賢,. 而造成很大的工作壓力(邱兆偉、張雅雯,2001;. 1994;黃正雄,1999;楊濱燦,1999;溫金豐、. 張世忠,2001;湯宗岳,2002)。然而,上述教. 鄭玉惠,2000;Konovsky & Pugh, 1994;McManus. 育問題的解決如果學校領導人能夠導引教師展. & Russell, 1997;Niehoff & Moorman, 1993;Organ. 現組織公民行為(亦即心悅誠服地展現自動自. & Konovsky, 1989) 。只不過,過去的研究大多以.

(2) 鄭燿男. 42. 企業與公共部門作為研究對象,所獲得的研究結. 學校中也常可找到適用的實例。. 果是否適於解釋學校教師的組織公民行為之展. 上面說明三個理論應用於組織公民行為的. 現,實在需要以實證資料加以檢驗。而且過去關. 可行性時,大多引用過去許多的研究發現與理論. 於組織公民行為的研究與努力仍然僅止於以. 為基礎,論證的結構雖嚴謹;但是有經驗的學者. 一、二個理論作基礎,完備性仍顯不足。. 可能會進一步提出質疑:關於組織公民行為的許. 本研究於是探討相關文獻後,發現與組織公. 多研究似乎都已有結論,本研究是否具有累積研. 民 行 為 有 關 的 理 論 主 要 是 公 平 理 論 ( justice. 究成果的意義呢?筆者認為本研究所提出的理. theory)、社會交換理論(social exchange theory). 論基礎過去雖曾經被驗證過,但是彙整三個理論. 及個人與組織適配理論(person-organization fit. 一起探討各理論對於組織公民行為的解釋程. theory) 。以公平理論當作理論基礎時,多以組織. 度,卻是本研究與過去研究不同的一個創意。因. 公平、分配公平與程序公平當作影響因素(林鉦. 此,本研究希望探討以上三個理論運用在學校教. 棼,1996;余德成、溫金豐、陳泰哲,2001;鄭. 師上,是否對於教師組織公民行為的展現同樣都. 仁偉、廖瓊瑤,2000;Greenberg, 1990;Niehoff &. 具有解釋作用?或是,當三個理論合併探討時,. Moorman, 1993;Organ, 1988) ;以社會交換理論. 會發生彼此消長的效果,某些理論變成不適用了. 當作理論基礎時,則多半以社會性情感交換、工. 呢?這些便是本研究主要探討的重點。同時,本. 作支持、信任作為影響因素(林鉦棼,1996;. 研究根據文獻探討提出組織公民行為的影響模. Konovsky & Pugh, 1994;Smith, Organ & Near,. 式,最後再依據實證資料分析結果修正組織公民. 1983);另外,個人與組織適配理論雖然與組織. 行為的影響模式,這又是本研究另一個有意義的. 公民行為的相關研究並不多,但是,多半以價值. 貢獻。. 適配(價值一致性)(黃正雄,1999)、工作適配. 期盼這些研究結果能有助於學校領導人導. (Caldwell&O’Reilly, 1990) ,來探討個人與組織. 引教師展現自動自發、利他助人,關心學校績效. 適配對於組織公民行為可能發生的影響關係。. 的行為;也期待組織公民行為的研究能啟發學校. 同時,以上三個理論在學校中也都可以找到. 領導人以社會交換、組織公平、個人與組織適配. 相似的例子來說明。例如:許多教師肯為校長、. 等面向,對於教育改革困境思索出創新的領導途. 主任全力以赴投入於學校教學活動,常常是因為. 徑。. 與校長或主任的關係良好;校長、主任和教師像 是兄弟姊妹,教師做起事來便較為投入;這是校 長、主任和教師建立了社會交換關係的緣故。另. 綜合而言,本研究之目的如下: 1.了解目前台灣地區國民中小學教師的組織公民 行為之表現情形。. 外,學校中如果獎勵不公,處事程序雜亂無章,. 2.找出影響教師表現組織公民行為的因素。. 教師不但沒有士氣,而且也容易影響教師對於學. 3.根據文獻探討提出教師的組織公民行為之影響. 校的認同感以及工作投入,這是公平理論應用於. 模式,並對於此一模式進行影響徑路的分析探. 解釋學校組織公民行為的實際例子。最後,教師. 討,以初構出影響教師展現組織公民行為的模. 與學校主管的價值觀若是南轅北轍,要想教師進. 式。. 一步去關懷學校效益是不容易的;教師個人專長. 4.針對影響教師表現組織公民行為的因素,提出. 與學校賦予的工作不適配,要想教師能進一步去. 建言供學校 領導人作為 學校領導與 管理之參. 想到利他助人、高度的工作自我要求,似乎也是. 考。. 很困難的事。因此,個人與組織適配理論運用在.

(3) 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. 43. 文獻探討 探討相關文獻顯示組織公民行為的研究一 直多是以企業為研究對象(余德成、溫金豐、陳. 動自發為組織奉獻出超越角色規範之外的行為 (Organ, 1988)。. 泰哲,2001;鄭仁偉、廖瓊瑤,2000;Greenberg,. Organ 把組織公民行為分為五個向度,分別. 1990 ; Moorman, 1991 ; Niehoff & Moorman,. 是 利 他 行 為 (altruism) 、 自 主 意 識. 1993;Organ & Konovsky, 1989)。而這些研究在. (conscientiousness)、運動家精神(sportsmanship)、. 探討組織公民行為的影響模式時,又多半僅以. 禮貌周到(courtesy)、以及公民道德(civic virtue). 一、二個理論為基礎(如公平理論、社會交換理. 等。利他行為是說員工願意花時間主動幫助同事. 論),而逕行相關因素與組織公民行為的關係探. 完成任務。自主意識是指員工的表現超過組織的. 討,似乎缺乏一個較為整合的模式。因此,研究. 基本要求標準,他能夠儘早規劃自己的工作計畫. 發現雖然不少,但是卻仍有闕漏,且並未比較各. 以及設定完成工作的時間。運動家精神是指在不. 相關因素對於組織公民行為的影響力。例如:是. 理想的環境中,仍然克盡職責,不抱怨環境不. 公平理論較能解釋組織公民行為?或是社會交. 佳,不將離職掛在口邊,仍然盡忠職守。禮貌周. 換理論?或是個人與組織適配理論較能解釋組. 到是指在工作上,個人在行動或決策之前,會先. 織公民行為?或是以上三個理論都可以解釋,只. 去徵詢他人的意見,或是遇到重大決策改變,會. 是影響力各有不同。. 先知會上司。最後,公民道德是指員工關心組. 因此,本研究以過去的研究成果為基礎,並 統整各種適用的理論(包含公平理論、社會交換 理論、個人與組織適配理論)與影響因素,形成. 織,改善服務品質,只要是對於組織或大眾有利 的行為,就會去做(Organ, 1988)。 本研究所稱的教師之組織公民行為,是依據. 一個解釋組織公民行為的模式,以作為本研究之. 上述 Organ 的組織公民行為內涵發展而來。. 架構。並以全國性樣本的資料進行多元迴歸分. (二)組織公平與組織公民行為的關連 及理論基礎. 析、徑路分析,以比較各因素對於組織公民行為 的影響力,最後根據研究結果修正原來預設的組 織公民行為之模式,而形成適用於學校的組織公 民行為影響模式。為使得讀者了解組織公民行為 影響模式是如何經過文獻探討而形成的,底下依 組織公平、社會交換、個人與組織適配之順序, 探討各變項的理論基礎以及各變項與組織公民 行為的關係。. (一)組織公民行為的意涵 根據 Organ 的解釋,組織公民行為是指組織 中的個人,表現出超越角色標準以外的行為;它. 組織公平(organizational justice)一般而言包 含分配公平(distributional justice)與程序公平 ( procedural justice ) 等 二 個 意 涵 ( Niehoff & Moorman, 1993) 。分配公平是指員工認為其工作 量、薪資或獎勵,和其他同事比較起來,是否公 平的認知;當知覺有所不公平時,便會影響其日 後的工作態度與表現。程序公平是指員工感受主 管在處理獎懲的過程是否公開、獎懲標準、辦法 訂定是否符合公平原則等的知覺(余德成、溫金 豐、陳泰哲,2001;鄭仁偉、廖瓊瑤,2000)。. 排除個人內在的動機,或是為了獲得讚賞的目. 關於組織公平的理論基礎,許多研究多以公. 的;以及排除組織契約關係,而表現超越角色標. 平理論當作理論基礎。Adams(1963)公平理論應. 準的行為。亦即它是不求組織給予獎賞,仍然自. 用在組織中,是認為組織中的員工若感受到公平.

(4) 鄭燿男. 44. 的對待,員工對於工作以及主管將會持著正面的. 酬制度滿足具有較高的預測力;薪酬公平、程序. 態度;反之,員工感受到不公平時,就會選擇降. 公平與組織公民行為均為正相關。惟本研究對於. 低工作投入或離開組織(余德成、溫金豐、陳泰. 工作滿足是否為薪酬公平、程序公平與組織公民. 哲,2001;林鉦棼,1996;鄭仁偉、廖瓊瑤,2000;. 行為的中介影響關係仍無進一步發現。. Greenberg, 1987;1990;Organ, 1990)。因此,公. 因此,薪酬公平(分配公平)、程序公平對. 平理論說明了員工對於組織公平與否的認知,將. 於工作滿足及組織公民行為有關連是較為肯定. 會影響員工的工作投入。而這裡所謂的工作投入. 的結論。惟對照於上述 Moorman(1991)以及林淑. 與上述組織公民行為的意涵是相當接近的。. 姬等人(1994)的研究,則工作滿足是否為組織. 上述探討指出以公平理論作為基礎的適合. 公平與組織公民行為的中介便有待考驗。為了解. 性,接著來看過去的實證研究結果又是如何。過. 上述問題的關係,鄭仁偉等人(2000)便以線性結. 去許多相關性研究顯示組織公平與組織公民行. 構分析來檢驗組織公平與組織公民行為的影. 為的關係成正相關(Moorman, 1991;Organ&. 響,是否透過工作滿意為中介。分析結果補充了. Konovsky, 1989) 。另有許多研究以差異顯著性來. 上述 Moorman 研究未獲支持之處。鄭仁偉等人. 考驗組織公平與組織公民行為的關係,這些研究. 的研究顯示:組織公平對於組織公民行為的影響. 結果也多支持組織公平會正向影響組織公民行. 會透過工作滿足的中介。然而,若將組織公平區. 為(林淑姬等,1994;Niehoff & Moorman, 1993;. 分為薪酬公平(分配公平)、程序公平時,工作. Price & Mueller, 1986)。也就是說員工認為組織. 滿足的中介是否具有中介影響關係,則仍有待進. 越公平,員工的組織公民行為便會越高。. 一步了解。. 另外,在組織公平與工作滿足方面,過去的 研究也顯示組織公平越高,員工的工作滿足也越 高,而且組織公平也會透過工作滿足對於組織公 民行為有正影響(林淑姬等,1994;Niehoff & Moorman, 1993;Price & Mueller, 1986)。. (三)社會交換關係與組織公民行為的 關連及理論基礎 另一個常被用來與組織公民行為一起探討 的 因 素 是 社 會 交 換 關 係 (social exchange. 不過,若從組織公平所含蓋的分配公平與程. relationships)。社會交換關係是指員工感受到上. 序公平分別來看,則過去的研究結果便有許多仍. 司的正向協助或有利益的行為時,基於社會性情. 需繼續檢證之處。例如 Moorman(1991)以程序公. 感的交換,員工也會想報以正向情感,因而願意. 平、分配公平、工作滿意與組織公民行為等變項. 為組織從事更多的工作投入(林鉦棼,1996;Blau,. 所設計的研究模式,經過迴歸分析結果顯示組織. 1964)。因此過去探討社會交換與組織公民行為. 成員對於程序公平、分配公平的認知會影響組織. 的關係時多以社會交換理論為基礎(林鉦棼,. 公民行為的展現;組織成員對於程序公平、分配. 1996)。而社會交換理論主要的論點是認為個人. 公平的認知也會影響組織成員的工作滿足;但是. 願意投入於團體,主要是受到團體報酬之吸引;. 組織成員的工作滿足對於組織公民行為的影響. 如團體可提供金錢、愛與情感依附。當然個體也. 則未獲支持(惟必須注意此一研究對象係以兩家. 必須交換個體的順從、讚賞、愛與情感等;如此. 公司 225 名員工為對象而已) 。另一個國內研究,. 才能在團體中被接納(Blau, 1964)。. 林淑姬等(1994)以八家電子資訊業 227 名員工. Blau 提出社會交換理論之後,逐漸被引用在. 及主管為對象所進行的研究發現指出:薪酬公平. 組織的研究中。研究顯示組織中的社會交換關係. 對薪酬滿足具有較高的預測力,程序公平對於薪. 會正向影響組織成員的組織公民行為(林鉦棼,.

(5) 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. 45. 交換關係來測量,亦即主管的工作支持越高,員. (四)個人與組織適配與組織公民行為 的關連及理論基礎. 工的工作投入便越高,這當中的交換過程即為社. 另一個被用來與組織公民行為一起探討的. 會交換(Smith, Organ & Near, 1983);有些則以. 因 素 是 個 人 與 組 織 適 配 ( person-organization. 領導者的信任(情感交換)作測量,亦即領導者. fit) 。Chatman 提出個人與組織適配時,主要是以. 對於員工的信任越高,表示領導者對於員工的社. 價值適配為基礎的(Chatman, 1989)。這個理論. 會性情感交換越高,相對地員工的工作就越賣力. 認為個人和組織若是能夠分享價值,那麼就比較. (Konovsky & Pugh, 1994)。因此,底下分別來. 容易導向工作滿足,並且朝著完成組織目標而努. 探討情感交換與工作支持的研究成果。. 力。但是,Caldwell 和 O’Reilly 延續個人與組織. 1996)。此外,也有些研究以工作支持作為社會. 在情感交換方面,Konovsky 與 Paugh(1994). 適配理論之概念,把此一概念應用在工作適配. 以美國某醫院 475 名員工為對象進行研究,經過. 上。其所謂工作適配是指個人能力、知識與組織. Lisrel 線性結構分析結果,發現領導者的信任,. 所要求的工作規範的適配(Caldwell&O’Reilly,. 會影響組織公民行為的展現(此處領導者的信任. 1990)。因此,當個人與組織的價值或工作與專. 被視為一種社會交換)。另一方面在國內的實證. 長越趨於適配之下,個人工作滿足將越高。又因. 研究上,楊濱燦(1999)以領導者與部屬的交換. 為有研究顯示工作滿足高,個人將越易於表現組. 關係與組織公民行為進行探討。結果發現當領導. 織 公 民 行 為 ( Netemeyer, Boles, Mckee, &. 者與部屬的交換關係較高時,即使團體成員有衝. McMurrian, 1997),因此個人與組織的適配對於. 突,組織公民行為受影響的程度也會減低。因. 組織公民行為可能也存在著正向的影響關係。. 此,社會交換關係對於組織公民行為有正向作 用。. 若分別從價值適配與工作適配的研究發現 來看,價值適配與組織公民行為具有正影響關係. 再從『工作支持』與組織公民行為來看,. 是較為確定的結論(鄭仁偉、廖瓊瑤,2000);. Smith 等學者研究顯示領導者的支持會對於組織. 但工作適配則只有少數相關研究討論(陳海鳴、. 公 民 行 為 產 生 正 影 響 ( Smith, Organ, & Near,. 胡曉姍,1994;廖慧媛、鄭燕琴、尤瑞彰,1998)。. 1983)。若以相關係數來看領導者的支持與組織. 其中陳海鳴、胡曉姍的研究僅支持了工作適配與. 公民 行為 也 有相 關, 係 數為 0.53 ( Podsakoff,. 工作滿足的正影響關係,並未支持工作適配與組. MacKenzie, Moorman, & Fetter, 1990) 。綜合上述. 織公民行為的正影響關係。可是因為工作滿足與. 的探討可知:學校主管若在工作上支持教師,在. 組織公民行為具有正影響關係(Bateman & Organ,. 情感上與教師建立關係,將會使得教師較願意展. 1983;Niehoff & Moorman, 1993) ,因此,工作適. 現組織公民行為。. 配與組織公民行為可能的影響關係仍值得再以. 另外,社會交換關係與工作滿意也有影響關 係。從 Graen、Novak 與 Sommerkamp(1982)以 132 名政府公務員為對象的研究顯示:接受過領 導者/部屬交換關係訓練的領導者,員工的工作滿 意度顯著提高了。不過此一研究仍然無法交代社 會交換關係對於組織公民行為的影響是否透過 工作滿足作為中介,所以有待本研究進一步檢 驗。. 其他實證資料來驗證。. (五)組織公民行為的相關研究 過去研究發現許多背景因素在組織公民行 為上有顯著的差異。例如有研究支持性別與組織 公民行為具有影響關係,女性的組織公民行為高 於男性(蔡百倉,2001);但是仍有研究顯示性 別與組織公民行為並無顯著影響(胡瓊泰,.

(6) 鄭燿男. 46. 1999;張石光,2000;陳威菖,1997)。上述研. 育程度對於組織公民行為的展現並無差異(胡瓊. 究結果的不一致,是否因為研究對象不同所顯現. 泰,1999;陳威菖,1997)。因此婚姻狀況、教. 的差異,或是蔡百倉僅以一所電信單位作為研究. 育程度與組織公民行為的關係呈現研究結果不. 對象所產生的差異,並不得而知;所以本研究將. 明朗的狀態。. 以提高樣本數的方式來繼續加以檢驗。. 但是在職位與組織公民行為的關係上,目前. 年齡與組織公民行為的關係方面,研究顯示. 胡瓊泰(1999)的研究則顯示主管人員的組織公. 年齡越高,組織公民行為表現越高(張石光,. 民行為高於非主管人員。此外,組織結構大小、. 2000)。不過也同樣有研究發現年齡與組織公民. 組織座落區域與組織公民行為的關係較少被探. 行為並無顯著的差異(胡瓊泰,1999;陳威菖,. 討,但是本研究認為組織結構大小與組織座落地. 1997)。這樣的結果是否也是研究對象不同所造. 區也常常在研究組織變項時被作為主要探討的. 成的差異,值得再就不同研究對象加以探究。此. 因素,故本研究視兩者為探索性的研究因素。. 外任職機構類型不同,成員的組織公民行為也會. 綜合而言,各相關背景因素與組織公民行為. 有差異;根據陳威菖(1997)研究顯示任職郵局. 的研究結論顯示:女性、年齡越高、已婚、學歷. 人員的組織公民行為高於任職在私人金融機構. 較高、職位較高者,組織公民行為的展現傾向於. 者。另外,婚姻狀況、教育程度等方面,研究發. 越高,但是部分研究結果並未支持,因此仍待繼. 現已婚者、學歷較低者在組織公民行為上有較佳. 續研究發展。其他背景因素與組織公民行為的關. 的展現(張石光,2000)。但是,侯堂柱(2001). 係並無較一致性的結論,本研究視為探索性研究. 的研究卻顯示出學歷越高的員工,其組織公民行. 因素。. 為越高。同時仍然有許多研究發現婚姻狀況、教. 研究設計與實施 (一)研究模式與假設 1.研究模式 根據上述文獻探討的結果,本研究採取整合 途徑,將過去曾被探討的相關理論與因素加以整 合為一個影響模式。 本研究的模式(如圖一)包括背景變項,中 介變項以及依變項。背景變項包括教師的性別、 年齡、學歷、婚姻狀況、行政職位;以及學校類 型、班級數、學校所在地都市化程度等八項。 中介變項有兩層,第一層中介變項是由本研. 究三個理論基礎所組成,即個人與組織適配理 論、社會交換理論、公平理論;然後又依照各個 理論所包含的不同面向,把個人與組織適配理論 分為價值適配、工作適配兩個因素;把社會交換 理論分為情感交換、工作支持兩個因素,把公平 理論分為獎勵公平(即分配公平)、程序公平兩 個因素。而第二層中介變項只有一個,即「工作 滿意」 。最後的依變項是「組織公民行為」 。詳細 的研究架構模式如下圖。.

(7) 47. 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. 中介變項 依變項 個人與組織適配. 自變項 背景變項. 2.工作適配. 1.性別 2.婚姻狀況. 組織公平. 中介變項. 工 作. 3.年齡 4.行政職位. 1.獎勵公平. 滿. 5.學歷. 2.程序公平. 意. 6.學校的都市化程 度 社會交換. 7.學校類型. 教 師 的 組 織 公 民 行 為. 1.價值適配. 1.工作支持. 8.班級數. 2.情感交換. 圖一. 教師的組織公民行為之研究架構模式圖. 2.研究假設 本研究根據文獻探討、研究問題及研究模 式,提出研究假設如下: 假設 1:不同背景因素的國中小教師之組織 公民行為有所不同。進一步說明假設 1 如下:. 作滿意對於組織公民行為有預測力(余德成、溫 金豐、陳泰哲,2001;楊濱燦,1999;鄭仁偉、 廖 瓊 瑤 , 2000 ; Chatman, 1989 ; Niehoff & Moorman, 1993;Organ & Konovsky, 1989)。 假設 3:不同背景教師之組織公民行為展現. 根據文獻探討本研究假設女性教師的組織. 有顯著差異,主要是透過價值適配、工作適配、. 公民行為高於男性,職位越高組織公民行為的展. 獎勵公平、程序公平、工作支持、情感交換以及. 現便越高;而年齡越高、教育程度越高、以及已. 工作滿意的中介影響所致。而且價值適配、工作. 婚教師其組織公民行為便越高(胡瓊泰,1999;. 適配、獎勵公平、程序公平、工作支持、情感交. 侯堂柱,2001;張石光,2000;蔡百倉,2001);. 換是第一層中介,工作滿意為第二層中介。針對. 最後本研究探索性的置入學校類型、班級數、都. 此一假設說明如下:. 市化程度等因素,來檢視這些因素與組織公民行 為的差異情形。. 過去研究結果指出不同背景教師之組織公 民行為有顯著差異(胡瓊泰,1999;侯堂柱,. 假設 2:國中小教師的價值適配、工作適配、. 2001;張石光,2000;蔡百倉,2001),同時價. 獎勵公平、程序公平、工作支持、情感交換、工. 值適配、工作適配、獎勵公平、程序公平、工作.

(8) 鄭燿男. 48. 支持、情感交換以及工作滿意對於組織公民行為. 師 495 人(1500*33%=495);再根據各都市化等級. 具有影響力(楊濱燦,1999;鄭仁偉、廖瓊瑤,. 內教師所佔比例抽樣,故第一級至第四級分別抽. 2000;余德成、溫金豐、陳泰哲,2001;Chatman,. 取 207、124、109、55 人。國小教師 99725 人,. 1989 ; Niehoff & Moorman, 1993 ; Organ &. 佔全體國中小教師的 67.39%(以 67%計),故抽. Konovsky, 1989)。並且許多研究支持價值適配、. 取國小教師 1005 人(1500*67%=1005);再根據各. 工作適配、獎勵公平、程序公平、工作支持、情. 都市化等級內教師所佔比例抽樣,故第一級至第. 感交換對於工作滿意具有正影響(陳海鳴、胡曉. 四級分別抽取 372、251、241、141 人。. 姍,1994;鄭仁偉、廖瓊瑤,2000;Chatman, 1989;. 根據上述的抽樣結果,國中教師實際發出的. Graen, Novak & Sommerkamp, 1982) 。因此研究. 問卷數量為 494 份,回收 355 份。國小教師實際. 者假設工作滿意是價值適配、工作適配、獎勵公. 發出的問卷數量為 1085 份,回收 835 份。國中小. 平、程序公平、工作支持、情感交換影響組織公. 問卷合計總回收率為 75.4%。回收情形良好。但. 民行為的中介因素。. 是回收之問卷,經過剔除無效問卷,或是填答內. (二)研究對象. 容草率的問卷之後,實際獲得有效問卷為 1138. 本研究的對象是以台灣本島內公立國民中 小學的教師為母群。本研究抽樣後有效樣本的基. 份。. (四)研究工具. 本資料如下:在樣本的性別方面,男教師計有 333. 本研究使用的工具為自編之「教師行為問. 人,女教師 803 人。已婚教師共 761 人,未婚教. 卷」 ,內容除了基本資料外,主要包含五個部分:. 師 375 人。國中樣本 343 人,國小樣本 794 人。. 「工作滿意問卷」「個人與組織適配問卷」「社. 加上二位基本資料填寫有缺漏的樣本,總計 1138. 會交換關係問卷」「組織公平問卷」「組織公民. 人。. 行為問卷」。詳細的問卷說明如下:. (三)抽樣方法. 組 織 公 民 行 為 問 卷 係 依 據 Podsakoff 、. 本研究在抽樣時,把台灣本島國民中小學各. Mackenzie 與 Bommer(1996)近年修訂的組織. 個學校,依照行政院主計處所公布的「中華民國. 公民行為量表的五個指標之概念改編而來。其. 統計地區標準分類」依各地方都市化程度分為八. 次,本研究決定以單題來施測工作滿意,主要是. 級。又為了避免各都市化等級學校所抽樣的教師. 依據張苙雲(1987)及 Scarpello 與 Campbell(1983). 數差異性太高,因此,本研究將都市化第一級與. 對於工作滿意度的研究結果顯示以整體的工作. 第二級的學校合併為第一級;以後依序每二個等. 滿意度做測量,較能顯示出工作滿意的程度。. 級合併為第二、三、四級。總計本研究共把台灣. 另外,組織公平問卷係參考 Price 與 Mueller. 本島的國民中小學,依照都市化等級分為四級。. (1986)組織公平的概念所發展的;本研究將「組. 抽樣實施時,按照各等級學校教師數之比例實施. 織公平」分為程序公平及獎勵公平兩個向度來分. 抽樣。計算教師數之比例時,教師數係依據教育. 別設計題目。社會交換關係問卷共分為兩個向. 部公佈之 89 學年度各縣市國中小教師數而來。. 度:工作支持與情感交換。在工作支持的測量方. 經 查 當 年 度 臺 灣 地 區 國 中 小 教 師 合 計 147971. 面,是採取 Graen 與 Schiemann(1978)領導者. 人,本研究預計抽樣 1500 人(約佔母群體教師. 與部屬交換關係量表(LMXS)的意涵,作為題. 數的 1%)。因國中教師總計 48246 人(佔全體國. 目設計的基礎;在情感交換的題目方面,則以社. 中小教師的 32.61%,以 33%計),故抽取國中教. 會交換理論為概念性定義,來自編問卷測量。此.

(9) 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. 49. 外,個人與組織適配問卷分為價值適配與工作適. 其餘作成虛擬變項。學校都市化程度以受訪者之. 配兩項;在價值適配的測量方面,參考. 學校所在地都市化等級作測量,總計共四級。在. Netemeyer、Boles、Mckee 與 McMurrian(1997). 進行迴歸分析時,第一級以 4 分計,第二級 3 分,. 對於價值適配的概念加以自編;在工作適配的測. 第三級 2 分,第四級 1 分,分數越高表示都市化. 量方面,主要是研究者參考個人與組織適配理論. 越高。學校班級數是以受訪者所填寫之學校班級. 的概念,自編問題並進行信效度考驗。. 數作測量。共分為六類,12 班以下、13-24 班、. 根據以上的過程編擬題目後,即進行施測與. 25-36 班、37-48 班、49-60 班、61 班以上等。在. 信效度考驗,詳細說明如下:. 進行迴歸分析時以 61 班以上作為對照組,其餘. (五)實施程序. 作成虛擬變項。. 1.問卷調查過程 本研究的預試工作是在九十年十二月底至 九十一年一月初進行,為了取樣的便利性,並顧 慮到國中小教師的代表性,在取樣時南北部均有 取樣。計有高雄市二所國小、台南市國中小各二 所、台北縣一所國小等七所學校參與預試,總計 發出 245 份問卷,回收 199 份。並根據預試結果 修正問卷。 本研究正式問卷發出的時間為九十一年二 月十日至十四日,問卷回收時間為九十一年二月 二十日至三月二十日。本研究問卷的調查主要是 以學校作為單位,抽中之學校全校教師均予以調 查。並由各抽樣學校的主任或校長協助問卷之分 送與回收,研究者則留下連絡電話保持聯繫與解 答相關問題。 2.變項測量 (1)背景變項/自變項 各背景因素如何進行分析,說明如下:性 別、婚姻狀況、學校類型等因素,在進行迴歸分 析時作成虛擬變項,以男性為 0,女性為 1;以 已婚為 0,未婚為 1;以國中為 0,國小為 1。年 齡因素在進行平均數分析時將年齡併組分為: 23-33 歲組,34-44 歲組,45-55 歲組,56-64 歲組, 以比較不同年齡組的平均數差異。進行迴歸分析 時依實際年齡作分析。行政職位在進行迴歸分析 時作成虛擬變項,以『導師』為對照組。學歷在 進行迴歸分析時以『師院及師大』作為對照組,. (2)中介變項. *個人與組織適配 本研究將問卷資料進行因素分析後,得到兩 個因素。依題目意涵各命名為「價值適配」與「工 作適配」(詳如表一)。因素一價值適配信度係 數為.88,因素二工作適配信度係數為.73,整體 個人與組織適配之信度係數為.87。 每題計有五個選項,包含「非常符合」「符 合」「還算符合」「不符合」「極不符合」等, 分別給予 5 分、4 分、3 分、2 分、1 分,反向題 給予 1 分、2 分、3 分、4 分、5 分。分數越高代 表價值適配、工作適配越高。. *組織公平 將組織公平問卷的題目進行因素分析,得到 二個因素。依題意各命名為「獎勵公平」與「程 序公平」。但是因素二的負荷量均為負值,迴歸 分析時以因素負荷量作分析,故在閱讀表格資料 時將程序公平此一變項之後加註負號 (-) 以免閱 讀資料時發生誤解。獎勵公平信度係數為.84,程 序 公 平 之 信 度 係 數 為 .87 , 整 體 之 信 度 係 數 為.91。同樣地每題計有五個選項,計分方法如同 前面的方式,分數越高代表教師對於獎勵公平、 程序公平的感受程度越高。. *社會交換關係 將社會交換關係問卷資料經因素分析後,也 得到二個因素。依題意各命名為「情感交換」與 「工作支持」。情感交換信度係數為.92,工作支 持信度係數為.91,整體社會交換關係問卷之信度.

(10) 鄭燿男. 50. 係數為.94。題目計分方式亦如前。分數越高代表. 陳方式評量的問題。本研究以自陳方式評量主要. 教師對於情感交換與工作支持的感受程度越高。. 有以下幾個原因:1.若以學校主管或其他教師來. *工作滿意. 評量某位教師的組織公民行為,難以避免人際關. 本研究以個人給自己工作滿意度打一個分. 係的影響,例如評估者與被評估者關係好,恐怕 評估組織公民行為時會有偏頗。2.學校教師與許. 數作測量,分數越高表示工作滿意度越高。 (3)依變項/組織公民行為. 多處室主任均有接觸,若僅以一位主任來評估,. 本研究對組織公民行為的題目進行因素分. 恐怕會有偏頗,若每位主任均評估某位教師的組. 析得到五個向度,與原先文獻論述結果一致. 織公民行為,每位教師都有好幾人來評量他,只. (Organ,1988),能夠代表組織公民行為(如表. 要一份問卷難以回收便形成無效問卷,實際執行. 二)。並將該問卷五個向度以與學校有關的名稱. 上不可行。3.若以校長來評量教師的組織公民行. 命名,分別為關懷學校效益、助人行為、敬業行. 為,恐怕也會使得許多和校長接觸較少的教師,. 為、工作自我要求、尊重學校體制等。整體組織. 校長難以掌握其組織公民行為展現情形,而且同. 公民行為問卷之信度係數為.94。得分越高代表組. 樣難以避免人際關係的影響。4.預試結果,教師. 織公民行為越高。題目計分方式亦如前述。. 並不會將自己的組織公民行為評估過高。基於上. 此外,本研究以自陳方式評量教師的組織公. 述理由,本研究最後認為以自陳方式較為可行。. 民行為,部分學者可能會質疑組織公民行為以自. 表一. 個人與組織適配、社會交換關係、組織公平之因素分析及信度值摘要表. 因素名稱. 題目. 個人與組織 適配 價值適配 *在學生行為管理的觀點上,我和主管 的價值觀是一致的。 *在家長參與學校活動的觀點上,我覺 得我和主管的價值觀一致。 *對於配合教育政策的措施,我覺得我 和主管的價值觀是一致的。 *對於規劃教育活動的觀點,我覺得我 和主管的價值觀是一致的。 *對於學校建築、設備的更新計畫在安 排優先順序上,我覺得我和主管的價 值觀是一致的。 工作適配 *學校指派學年主任時,會與教師的專 長搭配。 *我覺得學校主管面對工作時,是優先 考慮教師專長來指派工作。 社會交換關係 情感交換 *我和我的主管的感情不錯。 *我覺得主管在工作上對待同仁很好。 *我的主管會關心我的生活或家人。 *我的主管是友善的、可以接近的。. 共同 性. Eigen 值. 各因 素變 異%. 總變 異%. .86. .73. 5.09. 50.9. 62.8. .84. .73. .82. .70. .79. .73. .66. .64. 1.19. 11.9. 6.54. 65.4. 因素 一. .93 .88 .88 .86. 因素 二. .94. .88. .63. .72. .81 .83 .74 .80. 總量表 Cronbach's Cronbach's α值 α值. .88. .87. .73. 74.2. .92. .94. (續後頁).

(11) 51. 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. (接前頁)表一 因素名稱. 個人與組織適配、社會交換關係、組織公平之因素分析及信度值摘要表 題目. 工作支持 *主管交付給你工作時,也會提出他的 經驗與建議。 *我的主管會提供教育新知給我們。 *我的主管對於同仁有工作要求,但也 會提供達成要求的方法。 *我的主管會協助及關心我如 何完成工作。 *若是我在教育活動上遇到問題,我認 為學校主管會協助我。 *對於教學與教育活動,我的主管會給 我們創意的空間 組織公平 獎勵公平 * 學 校 會 真 正 給 予 用 心 認 真 的 教 師獎 勵。 * 我 覺 得 學 校 的 考 績 制 度 是 公 平 合理 的。 * 我 覺 得 學 校 對 於 教 師 的 獎 勵 有 一套 公平的制度。 程序公平 * 學 校 研 習 進 修 機 會 均 能 在 一 個 公平 的程序上指派教師參加。 * 學 校 許 多 辦 法 與 規 定 都 能 透 過 民主 討論的程序而決定。 * 我 覺 得 主 管 會 遵 循 公 平 正 義 的 原則 來辦事情。. 表二. 因素 一. 因素 二. 共同 性. Eigen 值. .92. .73. .88. 各因 素變 異% 8.8. .88 .81. .70 .76. .62. .75. .47. .72. .47. .57. 4.09. 68.2. .60. 10.0. .88. .78. .87. 76. .85. .72 -.91. .84. -.89. .77. -.87. .81. 總變 異%. 總量表 Cronbach's Cronbach's α值 α值 .91. 78.2. .84. .91. .87. 組織公民行為之因素分析及信度值摘要表. 因素名稱 題 目 因素一 因素二 因素三 因素四 關懷學校 *在輔導工作上,我會為了導正學生而全力以 .81 效益 赴,甚至犧牲個人時間 *我會為了讓學生有好的表現而全力以赴,甚 .80 至犧牲個人時間。 *我會盡力配合學校舉辦的各種活動,並全力 .72 以赴,甚至犧牲個人時間。 *在教學上,我會思考改進教學的方法,並付 .44 諸實施。 *在行政上,我會提出對於學校有利的建言, .40 並且全力以赴去達成。 敬業行為 *當我面對教育工作時,總是抱持著做好每件 .81 事的心態。 *教育環境不如以前,但是我仍然會儘量扮演 .79 好教師角色。 *當我面對教育工作時,總是要求自己在規定 .76 的期限內完成任務。 *當我面對事情時,總是將焦點放在個人是否 .60 有錯誤,而努力不懈去完成任務。. 因素五. 共同性 Eigen 值 .74 9.28 .77 .71 .59 .58 .80. 1.73. .74 .72 .50. (續後頁).

(12) 鄭燿男. 52. (接前頁) 表二. 組織公民行為之因素分析及信度值摘要表. 因素名稱 題 目 因素一 因素二 因素三 因素四 尊重學校 *當我辦理創新的班級活動時,我會取得學校 .94 體制 主管同意後才實施。 *當我承辦學校行政事務時,若有創新的做 .89 法,我認為一定要告知主管後才可實施。 *當我的班級要舉辦活動時,我會先告知學校 .77 主管。 助人行為 *我總是對於周圍的人隨時準備伸出助人之 -.88 手。 *我常將許多個人寶貴的經驗,主動提供給其 -.84 他有需要的同仁。 *我對於新進的同仁都會主動協助,甚至未提 -.83 出求助的同仁,我也會主動幫忙 *當我發現同仁工作有困難,總是立即出手協 -.83 助。 *我常在我個人工作結束時,仍協助其他同事 -.82 完成工作。 工作自我 *對於行政或教學工作,我總是以一百分的標 要求 準來期許自己。 *對於學校舉辦的教育活動,我總是做的比一 般的要求更高。 *我對於學校教育活動計畫或配合活動,會比 原定時間更早規劃。 各因素變 46.4 8.7 6.8 5.7 異% 累積變異 46.4 55.1 61.9 67.6 百分比 總變異% 71.5 Cronbach's .85 .85 .85 .91 α值 總量表 Cronbach's .94 α值. 3.資料分析方法. 因素五. 共同性 Eigen 值 .82 1.37 .80 .68 .77. 1.14. .71 .71 .76 . 72 .84. .75. .79. .77. .64. .64. .78. 3.9 71.5. .81. 接下來,以迴歸分析來看看背景變項與中介. 本研究以 spss pc 統計套裝軟體來進行資料. 變項對於組織公民行為的預測力情形,再以多元. 分析。首先呈現八個背景因素在組織公民行為的. 迴歸分析的結果,進行影響徑路的分析,以了解. 平均數、標準差等資料。並以 F 檢定結果,分別. 學校組織公民行為的影響模式。. 比較不同背景因素教師在組織公民行為的平均 數差異顯著程度。. 研究結果與討論 本研究獲得研究結果如下:. 何呢?研究資料經過平均數差異顯著性考驗. (一)國中小教師的組織公民行為之展 現情形. 後,茲摘要結果整理如表三。結果顯示整體國中. 國中小教師的組織公民行為之展現情形如. 分),可見現階段學校教師的組織公民行為展現. 小教師的組織公民行為得分為 75 分(滿分 100.

(13) 53. 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. 並不高。其中以主任的組織公民行為表現最高,. 是到 55 歲後則有略微下降趨勢。不過,這只是. 而組織公民行為表現最低的則是導師。已婚老師. 根據平均數差異考驗的資料來看的,在推論上應. 的組織公民行為表現顯著地高於未婚老師。教師. 小心。. 的學歷不同,組織公民行為的表現也有顯著的差. 上述幾項分析都是針對教師的個人變項方. 異,其中以師專學歷者的組織公民行為表現最. 面,現在我們將焦點放在學校的變項方面。就學. 高,師大師院者的組織公民行為表現最低。. 校的類型而言,國中教師的組織公民行為表現平. 在教師的年齡方面,教師組織公民行為的表. 均分數為 73.45 分,國小教師平均分數為 75.69. 現隨著年齡的增長而逐漸提高。具體地說,45-55. 分,且國小教師的組織公民行為表現顯著高於國. 歲組教師的組織公民行為表現最高,平均分數為. 中教師。再就學校的班級數而言,37-48 班學校. 79.30 分;而組織公民行為表現最低的是 23-33 歲. 的教師,其組織公民行為的表現最高,13-24 班. 組,平均分數只有 73.19 分。從這些分析看起來,. 學校的教師,其組織公民行為的表現最低。同樣. 教師的組織公民行為表現似乎與教師的年齡成. 地,這些數據只是根據平均數考驗的結果來看. 正比。但是過了 55 歲以後,情況就有所不同了;. 的,在推論上須小心。. 55-64 歲組的組織公民行為表現比前一個年齡群. 在初步了解背景因素與組織公民行為的差. 的老師略為降低,平均分數為 78.96 分。這顯示. 異之後,接著以迴歸分析資料來了解各因素與組. 教師的組織公民行為是依據年齡有上升趨勢,但. 織公民行為的影響關係及其影響模式。. 表三. 背景變項與組織公民行為之平均數分析摘要表. 變 項 男性 性別 女性 已婚 婚姻 未婚 師大師院 師專專科 學歷 一般專科 一般大學 研究所 導師 組長副組長 主任 職務 實習教師 代理代課 科任 61 班以上 12 班以下 13-24 班 班級數 25-36 班 37-48 班 49-60 班 國中 學校類型 國小. 平均數 75.41 74.85 75.90 73.16 74.27 79.67 75.23 74.50 76.72 73.20 76.85 82.16 75.66 78.27 75.21 74.86 77.52 73.46 75.31 78.34 74.17 73.45 75.69. 標準差 10.40 9.87 9.96 9.94 9.93 10.55 9.61 10.04 9.70 9.83 9.68 8.33 8.72 9.38 10.18 9.76 9.05 10.73 9.75 9.82 10.05 9.80 10.05. 人 數 333 802 761 374 572 45 26 296 196 645 178 70 53 66 113 406 44 231 223 103 130 342 794. F 值 .74. Eta 值 .03. 19.02*. .13. 4.93*. .13. 14.96*. .25. 4.23*. .14. 12.00*. .10. (續後頁).

(14) 鄭燿男. 54. (接前頁) 表三 變 項 23-33 歲 34-44 歲 教師年齡 45-55 歲 56-64 歲 四級 三級 都市等級 二級 一級 總平均分數 本變項分數範圍. 背景變項與組織公民行為之平均數分析摘要表 平均數 73.19 75.38 79.30 78.96 75.50 73.96 75.07 75.40. 標準差 9.58 9.77 9.99 11.43 10.27 9.58 10.40 9.94. 人 數 518 388 176 24 164 259 275 439 75.02 20--100 分. F 值 18.85*. Eta 值 .22. 1.31. .06. P<.05. (二)背景因素、組織公平、社會交換 關係、個人與組織適配、工作滿 意與組織公民行為之迴歸分析 結果與討論 上面的平均數分析僅以兩個因素的平均數 差異作比較,無法掌握相關因素的干擾,以致於 可能無法了解影響組織公民行為實際的因素。因 此研究者進一步以迴歸分析來了解影響組織公 民行為表現的因素為何? 迴歸分析摘要表五資料顯示,在模型一中投 入八個背景因素之後,我們發現,影響組織公民 行為表現的顯著因素為教師職務、年齡、學校班 級數、學校都市化程度以及學校類型;亦即學校 所在地都市化程度越高,教師的組織公民行為表 現就越高;教師年齡越大,組織公民行為的表現 也越高;國小老師的組織公民行為表現顯著高於 國中老師。在教師職務方面,以導師為對照組來 分析的結果顯示:組長、實習老師、代課老師、 主任等職務的教師,他們的組織公民行為表現都 顯著地高於導師;尤其是主任的組織公民行為表 現是所有職務中表現最高的。至於學校的班級數 方面,以 61 班以上學校作為對照組來分析的結 果顯示 12 班以下的小型學校教師組織公民行為 顯著較高,而 13-24 班的中小型學校教師組織公 民行為的表現則較低。 本研究發現年齡與組織公民行為之展現有 關;而且年齡越高組織公民行為展現越高。這個 結果與張石光(2000)以稅捐人員為對象的研究. 結果一致。這顯示學校教師與稅捐人員之年齡越 高則組織公民行為展現便越高。其次,都市化程 度越高,教師的組織公民行為表現就越高。本研 究結果也顯示主任的組織公民行為是所有職務 中最高的;這個研究結果與胡瓊泰(1999)以高 科技公司職員為對象的研究一致,兩者都指出主 管人員的組織公民行為高於非主管人員。至於不 同機構人員的組織公民行為是否會有差異?陳 威菖(1997)的研究顯示國營郵局人員組織公民 行為高於私營金融企業的員工;本研究也顯示國 小老師的組織公民行為表現顯著高於國中老 師;可見機構類型確實會影響組織公民行為的展 現,只不過這其中的影響徑路關係如何?須透過 下面多元迴歸分析與徑路分析結果來說明。 接下來看看投入中介變項後,組織公民行為 的影響因素是否有所改變。從表五的模型二來 看,我們把中介變項(包含六個中介因素)納入迴 歸分析之後,發現情感交換、工作支持、獎勵公 平、程序公平等對於組織公民行為有顯著影響, 而且發現許多原本在模型一中對於組織公民行 為具有顯著影響力的背景因素,因為投入中介因 素後,變得不顯著或影響力(即標準化迴歸係數) 縮小。上述這些影響力消失的背景因素包括學校 的都市化程度、組長、實習老師、代課老師、以 及 12 班以下的小型學校;有部分背景因素雖然 仍然有顯著影響,但是標準化迴歸係數(即 Beta 值)卻縮小了;這些背景因素包括主任(Beta 值 由.17 縮為.08)、國小老師(Beta 值由.14 縮為.10)、 以及教師年齡(Beta 值由.20 縮為.12)。接著研究.

(15) 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. 者檢驗上面這些背景因素與中介變項各因素是 否也有顯著影響,如果依然有顯著影響,我們便 能了解到上述背景變項對於組織公民行為的影 響是透過這些中介因素的影響所致。 研究者因此比較表五模型一與模型二的結 果,我們發現中介變項當中的情感交換、工作支 持、獎勵公平以及程序公平這四個因素,不但對 於組織公民行為都有顯著的影響力,而且 Beta 值都很高。表五模型三的部份,加入第二層中 介—工作滿意度之後,同樣地工作滿意也有顯著 影響性。這時,如果我們對照這些背景因素如果 也與上述的中介因素有顯著影響的話,我們便是 找到了背景變項與中介變項對於組織公民行為 的影響徑路關係。因此,回到表四的迴歸分析表 來看,學校都市化因素與中介變項當中的程序公 平與情感交換均有顯著正影響。我們再看表五結 果也顯示情感交換、程序公平這二個因素會透過 工作滿意的中介影響組織公民行為的展現。因 此,研究者便形成了第一條影響徑路關係:學校 都市化越高時,學校教師的組織公民行為也越 高,其中的影響關係則是透過程序公平、情感交 換與工作滿意作為中介的。 同樣地分析方式,研究者以教師的職務、年 齡、學校班級數、以及學校類型作為背景變項, 來與四個有顯著的中介因素以及第二層中介因 素進行徑路分析結果顯示:實習教師與代課教師 的組織公民行為展現較高(導師為對照組),是 透過工作支持、獎勵公平與工作滿意的中介;組 長的組織公民行為展現較高,是透過工作支持、 獎勵公平、情感交換與工作滿意的中介;國小教 師的組織公民行為展現高於國中教師,是透過獎 勵公平與工作滿意的中介;年齡大的教師之組織 公民行為展現較高,是透過情感交換與工作滿意 的中介;至於 12 班以下的教師之組織公民行為 高於 60 班以上的教師,主要是是透過程序公平 與工作滿意的中介。 上述迴歸分析結果另外有一點值得分析,亦 即本研究結果顯示影響教師展現組織公民行為. 55. 的因素主要是情感交換以及工作支持,兩者的 Beta 值分別高達.51 及.45。可見這兩個因素對於 教師組織公民行為的展現,具有相當強的影響 力。這也表示主管與教師的情感交換關係越高, 主管給予教師的工作支持越高,越有利於教師組 織公民行為的展現。這符應了 Blau(1964)所提出 的「社會交換理論」,認為組織成員會因為團體 的情感支持、提供金錢,而交換工作的投入與表 現。同時本研究結果顯示學校教師最為重視社會 交換關係,如果學校領導人能夠與教師建立情 感,在工作上多支持教師,則教師的組織公民行 為展現便會越好;亦即以社會交換理論來界定學 校的組織公民行為具有高度的意義。因此社會交 換與組織公民行為的影響關係不僅對於企業是 適用的(楊濱燦,1999; Konovsky & Paugh, 1994;Podsakoff et al, 1990;Smith et al, 1983), 在學校的教師當中更具有重要解釋作用。 此外,本研究結果也支持了 Adams(1963)的 「公平理論」在學校教師組織公民行為的適用 性。雖然過去以企業界為對象的實證研究中支持 組織的「分配公平」「程序公平」有助於組織公 民行為的展現(林淑姬等,1994;余德成等, 2001;Greenberg, 1987;Greenberg, 1990) ;本研 究以教師為對象的研究結果也同樣指出學校領 導人處事公平對於教師展現組織公民行為具有 重要的影響。 惟本研究結果並未顯示個人與組織適配(含 價值適配、工作適配)對於教師組織公民行為的 展現具有重要的影響。因此,個人與組織適配理 論運用在解釋教師的組織公民行為時,似乎並不 合適。這或許是學校教師多畢業於師範系統或必 須修畢教育學程,許多教育價值觀念一致性較 高,因而不易出現價值不適配的問題;且教師工 作以教學為主,學校工作的指派也多與教育有 關,因而工作適配性的問題並不大,因此學校教 師的個人與組織適配因素並不會顯著影響學校 教師的組織公民行為。.

(16) 鄭燿男. 56. 表四 背景變項對中介變項的迴歸分析摘要表 情感交換 B(Beta) .11(.08)* -31(-.10)* -.08(-.03). 工作支持 B(Beta) .09(.07) .23(.08)* .07(.02). 工作滿意 B(Beta) -.49(-.06) 1.84(.10)* -1.30(-.07)*. -.05(-.01). -.06(-.01). -2.55(-.06). -.04(-.004) .16(.05) .05(.01). 程序公平 (-) B(Beta) -.27(-.21)* -.07(-.02) .07(.02) -.01 (-.002) -.03(-.003) .16(.05) -.01(-.003). .07(.01) .02(.01) .08(.02). .09(.01) .04(.01) -.07(-.02). .33(.01) -1.59(-.08)* -.38(-.02). -.13(-.04). .37(.10)*. -.19(-.05). .50(.13)*. .30(.08)*. -1.92(-.08)*. .05(.01) .81(.15)* .54(.11)* -.14(-.04) .29(.05) -.10(-.03) -.08(-.03) -.42(-.10)* -.08(-.02) .39(.15)* .003(.02). .26(.05) .88(.13)* .45(.07)* .07(.01) -.03(-.005) -.29(-.08)* -.07(-.02) -.51(-.10) -.04(-.01) .32(.11)* .02(.11)*. -.48(-.08)* .08(.01) -.18(-.03) -.15(-.03) -.71(-.10)* -.27(-.08)* -.36(-.10)* -.71(-.15)* .16(.04) .08(.03) -.005(-.03). .44(.08)* .04(.01) .28(.05) .17(.04) .07(.01) .13(.04) .26(.08) .29(.06) .26(.06) .07(.02) .02(.11)*. .30(.05) .83(.13)* .55(.10)* .07(.02) .43(.06) -.12(-.04) -.05(-.02) -.16(-.03) -.37(-.09)* .11(.04) -.00(-.03). 1088 .08 -.22. 1088 .06 -.63. 1088 .08 1.15. 1089 .08 -1.06. 1089 .05 -.41. -.34(-.01) -.76(-.02) -.15(-.00) -1.12(-.04) -2.41(-.06) -1.04(-.05) -1.51(-.07) -1.09(-.04) -1.70(-.06)* 1.31(.07)* .12(.12)* 1.06(.15)* .26(.04) 1.56(.25)* 1.32(.21)* .94(.16)* -.84(-.14)* 1052 .19 78.22. 模型二 組織公民行為(二). B(Beta). 都市化 女性 未婚. 價值適配 B(Beta) .12(.11)* .03(.01) -.05(-.02). 工作適配 B(Beta) -.05(-.05) -.06(-.02) .14(.06). 獎勵公平 B(Beta) -.08(-.06) -.20(-.07)* .09(.03). 師專專科. .01(.002). .23(.04). .12(.02). 一般專科 一般大學 研究所 組長或 副組長 主任 實習教師 代理代課 科任 12 班以下 13-24 班 25-36 班 37-48 班 49-60 班 國小 教師年齡 價值適配 工作適配 情感交換 工作支持 獎勵公平 程序公平(-) 人數 R2 常數. .18(.02) .19(.07)* .08(.03). .26(.03) .02(.01) .10(.03). .30(.09)* .48(.10)* .24(.04) -01(-.002) -01(-.002) .19(.03) -.25(-.08)* .08(.03) .40(.10)* -.16(-.04) .12(.05) .01(.10)*. 變項名稱. 1088 .07 -1.07. *p<.05. 表五 組織公民行為之迴歸分析摘要表 變項名稱 都市化 女性 未婚 師專專科 一般專科 一般大學 研究所 組長或副組長 主任 實習教師 代理代課 科任 12 班以下 13-24 班 25-36 班 37-48 班 49-60 班 國小. 模型一 組織公民行為(一). .66(.07)* .58(.03) -.51(-.02) .73(.01) -1.71(-.02) -.23(-.01) 1.07(.04) 3.29(.12)* 6.87(.17)* 5.36(.12)* 5.18(.12)* 1.47(.04) 3.40(.07)* -1.69(-.07)* 1.32(.05) .90(.03) -1.19(-.04) 3.02(.14)*. B(Beta). -.36(-.04) 1.10(.05) -.44(-.02) 1.07(.02) -2.24(-.03) -.52(-.02) .96(.04) -.32(-.01) 3.23(.08)* 1.58(.03) 1.59(.04) .39(.01) .74(.01) -1.78(-.07)* .13(.01) -.19(-.01) -.79(-.03) 2.15(.10)*. 模型三 組織公民行為(三)B(Beta). -.29(-.03) .84(.04) -.18(-.01) 1.56(.03) -2.13(-.03) -.29(-.01) .86(.03) -.04(-.00) 3.08(.09)* 1.61(.04) 1.33(.03) .35(.01) 1.11(.02) -1.66(-.07)* -.01(-.00) -.14(-.00) -.42(-.01) 1.88(.09)*. (續後頁).

(17) 57. 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. (接前頁) 表五 組織公民行為之迴歸分析摘要表 變項名稱. 模型一 組織公民行為(一). 教師年齡 價值適配 工作適配 情感交換 工作支持 獎勵公平 程序公平 (-) 工作滿足 人數 R2 常數. 模型二 組織公民行為(二). B(Beta). .22(.20)*. .14(.12)* .30(.04) -.12(-.01) 3.75(.52)* 3.33(.46)* 1.09(.16)* -1.32(-.19)*. 1089 .13 60.90. 1087 .35 69.04. B(Beta). 模型三 組織公民行為(三)B(Beta). .12(.10)* .18(.02) -.13(-.02) 3.73(.51)* 3.27(.45)* .88(.13)* -1.12(-.16)* .15(.12)* 1051 .37 57.82. * p<.05. (三)國中小教師的組織公民行為影響 模式之修正 本研究依據文獻探討所提出的組織公民行. 為影響模式,經過實證分析之後大多符合原先的 研究模式;但有部分內容應予修正,修正之後的 組織公民行為影響模式如下圖二。. 實習教師. .13 .13 代課教師. .07 .08 組長、副組長. .10 工作支持. .10. .21 組. .13 獎勵公平. 作. 民 行. .25. 意. 情感交換. 年齡. .12. 滿. 11. .11. 公. .16. 織. .11. 工. 國小.11. 為. .08 -.14 都市化. -.21. 程序公平 (-). -.10 12 班以下. 圖二:影響教師表現組織公民行為的修正模式 說明:模式中各→上方之數據為 Beta 值,程序公平之因素值為負,故程序公平與工作滿意的徑路解釋應為程序公平的認 知越高,工作滿意度越高.

(18) 鄭燿男. 58. 結論與建議 過去有關組織公民行為的研究,大多以企業. 行為。. 或是公共部門作為研究對象,本研究把組織公民. (四)本研究結果顯示工作適配與價值適配對於. 行為應用到學校組織中,來解釋教師組織公民行. 教師的組織公民行為並未具有預測力,而. 為的表現,可以說是一個新的嘗試。綜合資料分. 情感交換、工作支持、獎勵公平、程序公. 析結果,本研究主要獲得下列幾點重要結論。. 平、工作滿意對於教師的組織公民行為具. (一)整體教師的組織公民行為表現並不高,應. 有顯著預測力,本研究假設二之假設多數. 在學校領導與管理上加強引導。如何加強. 獲得支持。. 引導呢 ?本 研究發 現若 是主管 與教 師的. (五)本研究另一個主要的發現是:本研究結果. 情感交換關係越高、主管給予教師的工作. 指出了 學校 教師的 工作 滿意是 影響 組織. 支持越高,則越有利於教師組織公民行為. 公民行為的主要中介。因為過去以企業為. 的表現。同時,學校處理事務的程序越公. 對象的研究並無法驗證社會交換關係、分. 平、給予老師的獎勵越公平、以及提高教. 配公平、程序公平是否會透過工作滿意的. 師的工作滿意度,則會越有利於教師組織. 中介,而影響組織公民行為。然而本研究. 公民行為的展現。. 結果支持了工作滿意是社會交換關係、分. (二)個人與組織適配與組織公民行為的關連雖. 配公平(獎勵公平)、程序公平影響組織. 有實証研究支持,不過本研究以學校教師. 公民行為的中介因素。因此,研究假設三. 為研究 對象 的結果 卻顯 示價值 適配 與工. 獲得支 持( 除了工 作適 配與價 值適 配以. 作適配 對於 教師是 否展 現組織 公民 行為. 外)。這對於後續有關組織公民行為的理. 並無顯著影響。這可能與學校教師的價值. 論建構具有重要的意義。. 觀在師 範院 校或師 資培 育學程 中心 已經. (六)最後,本研究結果針對組織公民行為影響. 有一定程度的研修,因此價值觀的差異性. 模式提出了包含背景因素、中介因素的影. 不易顯著所致;又學校教師的工作主要以. 響模式,有助於後續組織公民行為理論的. 教學為主,教師過去所學運用在工作上,. 建構時,提供具有參考價值的成果。. 應能適用,工作適配的差異性因而不易顯. 此外,研究者建議學校在因應教育改革的行. 現。反觀企業部門的工作範圍廣,舉凡行. 動中,除了思考減輕教師工作壓力之外,提高教. 銷、企劃、會計、管理…..不勝枚舉;工. 師的組織公民行為也是一個值得嘗試的途徑(也. 作不適配的問題較為可能發生,故差異便. 就是說設法提高教師願意自動自發地提高自己. 較易於顯現所致。. 的工作標準、利他助人以及關懷學校效益)。本. (三)本研究結果支持研究假設一,因為研究結. 研究以文獻探討與實證資料的研究結果顯示,學. 果顯示 許多 背景因 素會 影響組 織公 民行. 校領導人員與教師建立情感交換關係,在工作上. 為。例如都市化程度越高以及教師年齡越. 支持教師,重視獎勵的公平與行政程序的公平,. 高則組織公民行為會越高;國小教師較國. 並提昇教師工作滿意度等途徑,是提昇教師的組. 中教師有較高的組織公民行為;組長、實. 織公民行為之有利方式。亦即本研究說明了學校. 習教師、代課教師的組織公民行為較高;. 組織是重視社會交換關係與講求公平對待的組. 12 班以下的學校教師有較高的組織公民. 織,此一結果值得作為學校領導人員日後領導與.

(19) 國民中小學教師的組織公民行為之影響模式. 管理的重要參考。 從另方面來看,教育改革的行動中雖然教師 忙碌不堪,對於教改充滿質疑與怨言,但是,學. 59. 意見能適時地被涵蓋在相關法規中。如此,不但 有助於教改行動的順利推動,相信對於教師展現 組織公民行為也是相當有益的。. 校領導人員若是能夠時常在工作上支持教師,提. 最後,學校的組織公民行為研究是一個剛開. 供必要的經驗與資訊(工作支持),並時常關心. 始的行動,受到研究者的人力與經費的限制,本. 教師的生活與情緒(建立情感交換關係),相信. 研究有幾點值得繼續努力的方向:1. 研究對象尚. 教師在忙碌中仍會願意繼續努力,在怨言中仍然. 未將離島地區教師以及學校教職員納入研究。2.. 會向前邁進。教改行動所帶來的阻力便會逐漸減. 問卷的內外在效度可以參酌本研究問卷之內容. 輕。當然,在許多工作壓力之下,獎勵的公平也. 進一步再加強修訂。3. 各自變項對於中介變項. 是需要重視的課題,亦即如何給予辛勤努力的教. (如情感交換、工作支持、獎勵公平、程序公平). 師實質與精神的鼓勵,並重視公平性(獎勵公. 的影響達到顯著但 R2 值較小,雖然這些結果並. 平),更是學校領導人員應當關心的事。同時,. 非本研究之重心所在,但是在應用本研究結果之. 教改行動中許多學校法規、活動的訂定,也需要. 推論上仍應小心。以上這些都是未來值得繼續開. 符合行政程序的公平(程序公平),讓教師們的. 發的範圍。.

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(22) Journal of Taiwan Normal University:Education 2004, 49(1),41-62. The Influential Model of Teachers’ “Organizational Citizenship Behavior” in Elementary and Junior High Schools Jao-nan Cheng Graduate Institute of Education, National Taitung University. Abstract Organ’s 1988 study on the concept of “Organizational Citizenship Behavior” looked at corporate organization and business management, and has promoted such behavior in public organizations and private enterprises. However, in the educational field OCB is still an unfamiliar concept. Therefore, a systematic study of teachers’ OCB was thought to be vitally necessary. The study looked at teachers in elementary and junior high schools in Taiwan. The effective sample included up to 1138 teachers after sampling based on the percentage of teachers at each grade level. The results of this study show that the major factors influencing a teacher’s organizational citizenship behavior are the quality of the teacher’s relationship with school authorities (administration), the degree of job support, the justice of rewards from the school and other feedback, procedural justice, and the degree of job satisfaction. If the teacher-administration relationship keeps improving and job support from the school authorities gradually increases, the teacher’s organizational citizenship behavior will also be promoted. It is also good for the organizational citizenship behavior of teachers when the school procedures and the rewards for teachers are fair. Increasing job satisfaction also promotes the teacher’s OCB. The “exchange relationship” between teacher- administration, degree of job support, “person-organization value fit” and “discipline-job fit” all lead to greater job satisfaction, thus promoting the teachers’organizational citizenship behavior. Keywords:organizational. citizenship. person-organization fit. behavior,. social. exchange,. organizational. justice,.

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參考文獻