工作壓力與教師偏差行為的關系研究
——基于人格特質與知覺領導支持調節效果的分析

□張 騰

一、前言

教師行為的研究已成為學校組織管理中重要的研究議題之一，其中一個主要的原因就在于教師自發性行為（例如：組織公民行為、教師反教學工作行為及教師偏差行為等）常被視為和教師的績效表現有高度的關聯性。根據過去的文獻顯示，正向的教師自發性行為(例如：組織公民行為) 已經累積不少的研究成果，然而，相對地，負向的教師自發性行為（例如：教師偏差行為）的研究則仍較缺乏，因此，這也就成為本研究的主要研究焦點之一。

“壓力”——一個和教育人的生活和工作幾乎脫不了關系的名詞，隨著我國由生存型社會步入發展型社會，人民群眾對學校升學率、教育質量產生了更高的期待和要求。教育質量是學校的生命線，而在各學校不斷提升教育質量的背景下，教師所感受到的工作壓力也就逐漸增大，例如來自學校領導要求的壓力，來自同事間比較的壓力及來自心中自我期許的壓力……種種壓力的存在容易導致教師產生轉職、離職、職業倦怠、職業認同不足等偏差行為，因此，這也就成為本研究的另一個研究焦點。

雖然過去部分的研究已探討了工作壓力對于教師偏差行為的影響，但若能在了解后找出關鍵的緩沖機制以降低教師因工作壓力所產生偏差行為的發生，相信對學校管理者來說會是一個更大的幫助。教師個人的人格特質代表的是一種個人屬性及特質的整體表現，一般來說，由于學校組織中的每位成員均具有其獨特的人格特質，因此，可以預期地，即使在學校組織中的成員面臨相同的情境時，也會因個人的特質差異而影響到個人對于環境的知覺與反應，而這也是本研究第一個要探討的調節變項。再者，本研究亦將納入知覺領導支持為另一個調節變項，知覺領導支持指的是教師本身知覺到學校直屬領導支持與關心的程度，一般是指教師在學校組織內獲得領導的關懷、贊許、鼓勵等。Dormann 與Zarf 指出領導支持對教師壓力與沮喪間的關系具有緩沖效果，而Johnson與Sarson 也曾指出當個人在面臨壓力情境時，會向其周遭的社會網絡尋求支持，以減輕壓力情境所帶來的負面影響，本研究認為在學校組織中，由于領導是教師承受高度工作壓力時，能夠提供適時幫助，支持以緩解教師工作壓力的主要來源之一，因此，本研究的第二個調節變項是知覺領導支持。

綜上所述，本研究的研究目的主要有：首先，研究將檢視工作壓力與教師偏差行為的關系；然后，檢視人格特質及知覺領導支持在工作壓力與教師偏差行為的關系間的調節效果。

二、文獻回顧

（一）工作壓力與教師偏差行為

工作壓力通常指的是工作者和工作相關因素交互作用下的結果。而這樣的結果不僅會對工作者產生心理（包括焦躁、易怒等）與生理（包括頭痛、失眠、健忘等）的影響，更甚者還會讓工作者產生報復心態，在行為上產生對學校組織不利的偏差行為（包括離職、職業倦怠、師德缺失等）的出現。[1]相同地，Chen 與Spector 在研究結果中表明，諸如人際關系沖突，工作負荷，角色模糊與角色沖突等造成工作壓力的因素，均會助長工作懈怠，對他人產生人身攻擊，抱怨工作的負面情緒，或是師愛缺失、行為表現失范等偏差行為的產生。Robinson 與Greenberg 于研究中指出，教師偏差行為的產生一般是由于教師遭受學校不公平的對待、學校組織變動或工作環境充滿消極情緒等因素，或是其他壓力的來源致使教師在知覺環境或事件后，產生出不同的認知，并做出某種偏差行為以作為不滿情緒抒發的負面結果。Oakland與Ostell 則在研究中指出，當個體面臨不同的工作壓力時，他們會采取不同的壓力應對策略，有些人可能產生不敬業、遲到早退、曠職離職等退縮行為來逃避壓力所造成的心理傷害感，有些人則可能產生工作怠惰、對同事粗暴及歧視利用學生等偏差行為作為舒解壓力的途徑之一。據此，我們提出了下列假設：

假設1：工作壓力對教師偏差行為具正向影響。

（二）人格特質的調節效果

有關人格特質的五因子模型，又稱“大五性格模式”，已成為有關人格特質研究中最被廣為接受與使用的概念，[2]由于每個個體均具不同的人格特質，因此，也就決定了每個人自身獨有的思想方式和行為特點。由于五大人格特質中的外向性及經驗開放性被認為和教師偏差行為的發生較少存在關聯性，因此，本研究僅就和善性、情緒穩定性及嚴謹自律性進行調節效果的驗證。

和善性指的是個體對其他人所持的態度。一般說來，和善性高的個體其待人友善，能夠與他人相處融洽，并且樂于助人及與人合作。[3]在學校組織中，這類型的人通常具有較好的人際關系網絡，扮演順從的角色，其較不易與人發生口角及肢體上的沖突，故具此類特質的個體，對于因人際方面帶來的沖突而產生工作壓力具有較好的承受能力。再者，因其相信人性本善，很少對他人的潛在意圖做過多的猜忌，故其個人在心理壓力方面也會較少出現煩躁、焦慮等癥狀，故有助于降低偏差行為產生的機率。情緒穩定性指的是一種經歷情緒狀態的持久傾向，當個體情緒穩定性較高時，代表的是該個體在面對刺激時，較不容易展現出焦慮、緊張不安及情緒化的反應；反之，情緒不穩定性較低時，個體容易對充滿高度不確定性及較低控制程度的情境反應出較為負面的情緒。[4]Aquino、Lewis 與Bradfield 指 出，情緒不穩定的教師，內心對他人容易存在敵對情愫，產生偏差行為的概率較高。Colbert、Mount、Harter、Witt 與Barrick 研究表明，情緒不穩定者容易出現焦慮不安、沮喪難過的心理反應，以及會為自己的行為感到擔憂。因此，當情緒不穩定者面臨高強度的工作壓力時，往往會感到焦慮不安，擔心自己完成不了工作任務，因而會較不愿面對其所處的工作情景，不愿付出更多努力而選擇逃避，此時，其為了發泄這種不良情緒而產生行為偏差的可能性就會增高。嚴謹自律性指的是個體在目標取向行為上的組織性、持久性及動力性的程度。[5]審慎性較高的個體，一般做事小心謹慎，細心精準，是屬于工作努力，目標意識達成意愿較強烈的，可被指靠的人，而這類型的人通常都會有較高的工作效率，績效表現突出的特征。除此之外，這一類型的人還較多地傾向于遵守學校組織規范，甚少會產生違反學校組織規定的偏差行為。Ones 與Viswesvaran 的研究指出，具有高度審慎性的教師的工作效率高，同時對知識的汲取能力比他人強，對完成自我設定的每項工作目標追求亦較高，故常常在工作上的表現超出預期，并且要求自己避免發生反生產工作行為及其他偏差行為。據此，我們提出了下列假設：

假設2：人格特質在工作壓力與教師偏差行為間關系具調節效果；

假設2-1：和善性在工作壓力與教師偏差行為間關系具調節效果。明確來說，和善性高的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較弱，反之，和善性低的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較強；

假設2-2：情緒穩定性在工作壓力與教師偏差行為間關系具調節效果。明確來說，情緒穩定性高的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較弱，反之，情緒穩定性低的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較強；

假設2-3：嚴謹自律性在工作壓力與教師偏差行為間關系具調節效果。明確來說，嚴謹自律性高的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較弱，反之，嚴謹自律性低的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較強。

（三）知覺領導支持的調節效果

知覺領導支持系指教師對于領導有一種信念，相信領導會重視他們的貢獻及工作上所需之支持、關懷、鼓勵等，[6]也是屬于社會支持的子構面之一。根據Bradley 與Cartwright[7]指出社會支持對于工作壓力所產生的負面影響效果存在兩個不同的影響機制，一個是直接影響效果，一個是調節影響效果。根據資源保存理論，人們具有獲取、維護及保存其所重視資源的基本動機，個人投資他們的資源去處理具有威脅或壓力的環境，其目的是讓他們自己免于出現負面的態度，包括情緒耗竭、工作倦怠或工作不滿意。[8]而且，根據此理論可知，當個人如能獲得來自工作資源的補充就可幫助個人更有效地處理壓力的情境及避免負向結果的產生。[9]因此，當教師在所處工作情境中，在承受莫大的工作壓力之時，能夠得到來自領導的支持，不論是在實體上的幫助、支持或是無形的關懷、關心，都將讓教師工作倦怠感降低。據此，我們提出下列假設：

假設3：知覺領導支持在工作壓力與教師偏差行為間關系具調節效果。明確來說，知覺領導支持程度高的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較弱，反之，知覺領導支持度低的教師，工作壓力與教師偏差行為間關系會較強。

三、研究方法

（一）研究對象與研究設計

本研究主要采用問卷調查的方式進行數據的收集，調查對象的選擇則以便利抽樣的方式產生，此次調查的樣本來源主要集中在福建省中小學一線教職工。為了提高問卷回收率，本研究主要是采用調查訪員親訪的方式，同時兼顧現場回收問卷的方式進行。另外，為了減少受測者對于填答問卷后果有所顧忌而降低填答意愿的現象，研究問卷采用匿名填答的方式進行。本研究共計發放400 份問卷，回收380 份，剔除無效問卷16 份后，獲得有效問卷共計364份，問卷之有效回收率為 91%。就整體樣本結構而言，性別分布，以女性居多，約占總樣本數的61.5%；年齡分布，大多集中在30—45 歲（51%），而20—29 歲居次（28.7%）；教育程度分布，大多集中在本科及碩士，約占總樣本90%；工作年資分布，平均公司服務年限約17 年左右，標準差約5.54 年。

（二）測量變項

1.工作壓力

此部分我們主要參考Rizzo、House、Lirtzman、Kirmeyer、Dougherty、Cavanaugh、Boswell、Roehling 與Boudreau 所編制的量表整合而成，量表共計有24 題。所有題項皆以李克特5 點量表進行計分，由非常不同意到非常同意分別給予1—5 分的分數。相關問項例如：“我必須去做一些與我志愿不合的事”。此部分之Cronbach’s alpha值為0.90。

2.教師偏差行為

此部分主要采用Bennett 與Robinson 所編制的教師偏差行為量表為衡量工具，量表共計24 題。所有題項皆以李克特5 點量表進行計分，由從未如此到總是如此分別給予1—5 分的分數。相關問項例如：“我會嘲笑學校的其他人”。此部分之Cronbach’s alpha值為0.94。

3.人格特質

此部分主要采用Saucier 所編制的量表，量表共分為外向性、和善性、情緒穩定性、嚴謹自律性及經驗開放性五個構面。所有題項皆以李克特9 點量表進行測量，由極不符合到極符合分別給予1—9分的分數。相關問項例如：“當工作碰到問題時，我的領導會給予我實質上的幫助”。此部分之Cronbach’s alpha 值為0.88。

4.知覺領導支持

此部分主要采用House 所編制的知覺領導支持為衡量工具，量表共計4 題。所有題項皆以李克特5點量表進行測量，由非常不同意到非常同意分別給予1—5 分的分數。相關問項例如：“當我感受到工作壓力時，我的直接領導會傾聽我的個人問題”。此部分之Cronbach’s alpha 值為0.90。

（三）控制變項

為了更準確地探討工作壓力與教師偏差行為的關系，本研究在分析中亦納入部分的控制變項。Lau、Wing 與Ho 指出性別與缺勤、酗酒這些方面的偏差行為有關，而男性更容易出現酗酒的偏差行為，女性則更多地發生遲到早退甚至缺勤的現象。Lau、Wing 與Ho 在研究中亦指出,工作年資較淺的教師在學校組織中更容易出現遲到早退等的偏差行為。因此，本研究將性別和年資列為控制變項。

四、研究結果

（一）共同方法變異檢測

由于本研究的變項為受訪者自評，可能因為相同數據來源而產生共同方法變異，進而高估各變項間的關系。因此，本研究為克服此問題，除參考Podsakoff、ManKenzie、Lee 與Podsakoff 所建議的事前預防措施，包括問卷編排設計時所采用的受訪信息隱匿法及反向題項設計外，還在事后的補救措施上采用Harman’s 單因素檢定法來進行檢測。從探索性因素分析檢測結果發現，并未僅存單一因素，而且，第一個重要因素也未解釋大部分的變異，因此，初步判定本研究受共同方法變異的影響不大。

表1 變項之描述性統計與相關系數

（二）相關分析

表1 為變項的平均數、標準差與相關系數。在控制變項的部分，工作年資和工作壓力呈現正向與顯著的關聯0.18（p＜0.01），而在主要研究變項的部分顯示，工作壓力與教師偏差行為，呈現正向且顯著的關聯，其相關系數約為0.15（p＜0.01），初步證實本研究的第一個研究假設，而和善性、情緒穩定性及嚴謹自律性等人格特質均呈現正向且顯著的關聯0.52（p＜0.001）、0.62（p ＜0.001）及0.56（p＜0.001），且和教師偏差行為呈現負向且顯著之關聯，其相關系數分別為-0.37（p＜0.001）、-0.30（p ＜0.001）及-0.33（p ＜0.001）。另外，知覺領導支持與和善性、情緒穩定性及嚴謹自律性等人格特質均呈現正向且顯著的關聯0.17（p＜0.01）、0.22（p＜0.001）及0.19（p＜0.001）。

（三）回歸分析

在各項假設的檢驗上，我們以階層線性回歸來進行各項假設的檢驗。根 據Cohen、Cohen、West與Aiken 的建議，我們將工作壓力及各調節變項（包括和善性、情緒穩定性、嚴謹自律性及知覺領導支持）的部分進行標準化分數的轉換，并根據轉換過后的分數來計算交互作用效果的分數。表2 的Model1 是在加入控制變項后，以和善性為調節變量的回歸模型、Model 2 是在加入控制變項后，以情緒穩定性為調節變量的回歸模型、Model 3 是在加入控制變項后，以嚴謹自律性為調節變量的回歸模型、Model 4 是在加入控制變項后，以知覺主管支持為調節變量。根據分析結果顯示，在控制控制變項對于教師偏差行為的影響后，和善性、嚴謹自律性及知覺領導支持交互作用項均達顯著水平，其標準化回歸系數非別為-0.15（p＜0.01）、-0.12（p＜0.05）及-0.11（p＜0.05），由此可知，本研究的假設1,2-1,2-3 得到支持，而假設2-2 則未獲支持。

表2 回歸分析

五、結論與建議

（一）理論意涵

從本研究結果顯示，當教師身處于一個工作任務被超額要求，因而導致自身無法掌控既定的工作任務及達成預定目標的情境下，他們就容易產生挫敗感，從而造成壓力的產生；與此同時，背負著沉重壓力的個體，為了宣泄壓力，可能就更容易產生負面的偏差行為來表達自己對壓力的不滿，而這樣的研究結果大致符合過去的研究結論。[10]在調節效果的部分，研究結果顯示：人格特質——一種個人屬性以及特質的綜合表現，確實扮演著個體與其所處環境間互動后行為表現的調節角色。根據研究結果顯示和善性高及嚴謹自律性高的教師會減緩因工作壓力所導致偏差行為發生的程度，一般來說，和善性的人是待人友善的、寬容的、善良的、信任他人的、合作的及熱心助人的。因此，高和善性的人，凡事以和為貴，不易與人發生沖突，反之，低和善性的人，當其承受高工作壓力時，容易與他人產生爭執，具報復心態，故偏差行為更容易出現。而嚴謹自律性愈高的教師，一般屬于較自律、審慎、具責任感與高成就需求者，因此，他們被認為是更傾向于遵守學校組織規范及紀律，反之，低嚴謹自律性的教師，行事馬虎，追求目標動力不強，當面臨較大壓力的工作情境，影響學校組織的偏差行為就容易出現。另外，從知覺領導支持所扮演的調節角色來看，當教師在面臨具有壓力的環境時，確實非常希望得到來自他人的協助，而領導通常扮演著這樣一個關鍵性的角色，若領導能適時地在教師出現因工作相關因素所導致的壓力時予以關懷、指引等，就會降低教師因不滿情緒而導致偏差行為的發生。

（二）管理實務建議

從本研究結果可知，由于工作壓力而導致的教師偏差行為確實存在于現有的學校組織中，即當教師身處在倍感壓力的工作環境中，就會增加其偏差行為發生的概率。在本研究加入人格特質及知覺領導支持的調節變項后，從研究結果亦顯示教師個人人格特質的不同及知覺到來自于領導支持程度的不同，確實會減緩因工作壓力而導致的偏差行為較少出現。因此，本研究提出幾個管理實務上的建議：

第一，在基礎教育階段，教師是提升教育質量的第一資源，而教師對于學校組織所展現出的態度和行為更是影響學校組織持續發展的重要因素之一。根據研究結果顯示，學校組織應設法建立一個良好和諧的工作環境，減輕教師的工作負擔及壓力，盡量在其能力范圍和負荷范圍內分配工作任務，提供良好且積極的工作氛圍，才能減少教師因工作壓力而導致的工作退卻、工作懈怠，又或是遲到早退，甚至離職等偏差行為的產生。另外，學校組織亦可多安排教師參加一些關于減壓的培訓課程，為他們提供解決并授之關于個人壓力舒緩的方法和技巧，提高教師的工作激情，調整其工作的心理狀態，培養教師的情商，降低因壓力過大而產生的負面的偏差行為發生的概率。

第二，鑒于人格特質這個變項調節效果的存在，代表著具有不同人格特質的人確實對于因工作壓力而導致偏差行為出現的效果不同，而且和善性及嚴謹自律性的教師更能減緩工作壓力所導致的偏差行為的出現。因此，建議將來學校組織求才時能先透過人格特質的測試，另外，選擇合適的人才，亦應注意并多選擇和善性及嚴謹自律性的教師，以減少教師對學校組織不利行為的出現。

第三，鑒于知覺領導支持這個變項調節效果的存在，代表著教師本身知覺到來自于領導的關懷、支持、關心及支持程度的不同確實對于因工作壓力而導致偏差行為出現的效果不同。因此，建議學校組織中的管理者，可從兩個方面協助教師減少偏差行為的出現，第一從工作任務的分派上，不要給教師造成太大的工作壓力；第二適時地給予教師幫助，傾聽教師的聲音，視教師如家人一般，將會使教師更感受到背后支持力量，因而降低報復行為的出現。

六、研究限制與后續建議

基于前述研究假設的推演與實證資料的搜集與驗證，本研究雖然在結果上獲得了研究假設的證實，然而仍有一些不足與限制的地方，以下將針對研究不足之處提出說明與建議。

首先，本研究主要是在同一時間點針對研究變量進行數據的收集，因此，本研究是屬于橫斷面的研究，但是因為教師所承受的工作壓力與所展現出的偏差行為可能都會因時間的不同而在程度上有所不同，故建議未來研究者可以采用縱貫性研究，在不同時間點進行數據的收集，并重新檢視人格特質與知覺領導支持的調節效果。

其次，有關調節變量的部分，本研究僅選擇社會支持中的領導支持作為其中一個調節變量，建議未來的研究可納入同事支持與親友支持兩個社會支持的子構面，做進一步的分析與討論。

最后，在研究對象及研究工具方面，本研究雖然選擇了合適的樣本進行探討，但有鑒于研究結論推論的普遍性，在未來的研究應多納入更多不同的產業類別進行分析。而研究量表因主要是采用西方量表經翻譯及修改而成，故文化的差異及部分語意翻譯的差距，也許會對本研究的結果產生些許差距，建議將來的研究者可多參考一些數據并請專家進行量表比對后再做進一步分析與討論。