中介效果驗證分析

Baron 與 Kenny (1986)認為，中介效果若要成立則頇滿足以下三 項條件:首先為(1)自變項對中介變項的影響具顯著性；但是當兩者間關 係未見顯著性，則需終止中介效果之檢驗。(2)自變項與中介變相分別 對於依變項的影響具顯著性；若其中任一關係未見顯著，則需終止中 介效果之檢驗。(3)當中介變項加入迴歸式後，自變項與依變項兩者間 的關係削弱或不顯著，且係數趨近於「0」，則中介變項具有完全中介 之效果，表示中介變項的效果強烈，代表此中介變項具有完全中介效 果；若中介變項置入之後，傴讓自變項對於依變項的影響削弱，但仍 具顯著水準，則表示其中仍有其他中介因子影響，則為部分中介效果。

蕭文龍(2009)提出中介效果之檢驗步驟，並依上述之中介效果驗證步驟 與 SPSS 軟體階層迴歸模式檢定方法予以驗證。

在此本研究欲了解組織信任與職場友誼對組織承諾之影響外，意 期望透過工作滿足的中介效果，來解釋對組織承諾之影響。

一、工作滿足於組織信任與組織承諾間之中介效果

根據蕭文龍(2009)、Baron 與 Kenny (1986)所提出之檢驗方法，由 表 4-18 的迴歸模式可發現:組織信任對組織承諾能具有顯著的正向影響 (β=0.635, p < 0.001)；再者，從表 4-26 的迴歸模式可發現:組織信任對

工作滿足具有顯著的正向影響(β=0.620, p < 0.001)；最後，在由表 4-32 的迴歸模式可看出，組織信任在加入中介變項工作滿足(β=0.532, p <

0.001)後，組織信任仍具顯著(β=0.302, p < 0.001)，但顯著水準下降(β 值由 0.632 降至 0.302)，同時 VIF 值均小於 10，此研究表示員工工作 滿足存在「部分中介效果」，且變項間不具有共線性之問題:

表 4-32 工作滿足與組織信任對組織承諾影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF

2 組織承諾 工作滿足 0.719 18.443*** ^0.000 51.8% 340.141*** ^1.000 3-1 組織承諾 組織信任 0.632 14.487*** 0.000 39.9% 209.877*** 1.000

3-2 組織承諾

組織信任 0.302 6.436*** ^0.000

57.3% 211.628***

1.624

工作滿足 0.532 11.341*** 0.000 1.624 N=321 * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001

二、工作滿足於職場友誼與組織承諾間之中介效果

從表 4-27 的迴歸模式中得知，職場友誼對於工作滿足具有顯著的 正向影響(β=0.452, p < 0.001)，而職場友誼在加入中介變項工作滿足 (β=0.656, p < 0.001)後，職場友誼仍具顯著(β=0.141, p < 0.01)，但顯著 水準下降(β 值由 0.437 降至 0.141)，同時 VIF 值均小於 10，表示工作 滿足在職場友誼與組織承諾間的關係呈現「部分中介效果」。

表 4-33 工作滿足與職場友誼對組織承諾影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF

2 組織承諾 工作滿足 0.719 18.443*** ^0.000 51.8% 340.141*** ^1.000 3-1 組織承諾 職場友誼 0.437 8.656*** 0.000 19.1% 74.935*** 1.000

3-2 組織承諾

職場友誼 0.141 3.270*** ^0.001

53.3% 180.619***

1.257

工作滿足 0.656 15.224*** 0.000 1.257 N=321 * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001。

由以上分析結果可得知，H₆:工作滿足於組織信任對組織承諾的影 響中具中介效果傴獲得部分支持，員工知覺組織信任會直接影響組織 承諾的程度，並會透過員工的工作滿足間接影響組織承諾的高低；接 著，H₇:工作滿足於職場友誼對組織承諾的影響中具中介效果傴獲得部 分支持，員工知覺職場友誼會直接影響組織承諾的程度，並會透過員 工的工作滿足間接影響組織承諾的高低。