中介驗證

為了驗證組織自尊是否為中介效果，本研究依循 Baron & Kenny（

1986）對層級迴歸所提建議，若中介效果成立的條件為滿足以下三個條 件。首先，自變項與中介變項間存在顯著影響；其次，自變項與中介變 項，分別對依變項間均存在顯著影響；最後，當中介變項置入迴歸式後

，自變項與依變項的關係將因而減弱，或變為不顯著。Baron & Kenny

（1986）亦指出，如因中介變數置入，使自變項對依變項的影響，由原 來的顯著消退降低至不顯著，則為強而有力的中介實證，表具完全中介 效果。但如果中介變數的置入使自變數對因變數的影響下降，但仍達顯 著水準時，表示其中有多重的中介因子（multiple mediating factors）在 運作，僅具有部分的中介效果。在運用迴歸分析時，為了避免變項間存 在高度多元共線性，而發生與依變項相關性低卻迴歸係數顯著、與依變 項相關性高卻迴歸係數未顯著之謬誤狀況，必須進行共線性分析以檢定 自變項間是否具線性重合的問題（王保進，1999）。關於共線性的檢定 的判定，本研究將利用變異數膨脹係數（variance inflationary factor，VIF 值）來檢測，再以 Hair、Anderson 與 Tatham（1998）指出，若 VIF 值 小於 10，表示不具有共線性的問題。

一、幸福感於團隊成員正向情感與工作績效間之中介效果

從表 4-22 的模式 1 可發現團隊成員正向情感（β＝0.730, p<.001）

對幸福感具有顯著正向影響；再者，從表 4-23 的模式 2 與模式 3-1 可發 現幸福感（β＝0.611, p<.001）與團隊成員正向情感（β＝0.669, p<.001

）對工作績效具有顯著正向影響，因此，這些分析符合 Baron & Kenny

（1986）所提之前兩項條件。而最後第三條件可藉由表 4-23 之模式 3-1 與模式 3-2 可知，團隊成員正向情感（β＝0.669, p<.001）對工作績效具

有顯著正向影響，加入中介變項幸福感（β＝0.264, p<.01）後，團隊成 員正向情感仍具顯著（β＝0.476, p<.001），但顯著水準下降（β值由 0.669 降至 0.476），同時，VIF 值均小於 10。此研究結果表示幸福感存 註：有效樣本總數 n=212；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

表 4-23 團隊成員正向情感與幸福感對工作績效影響之迴歸分析結果 註：有效樣本總數 n=212；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

二、幸福感於個人與工作適配與工作績效間之中介效果

從表 4-24 的模式 1 可發現個人與工作適配（β＝0.809, p<.001）對 幸福感具有顯著正向影響；再者，從表 4-25 的模式 2 與模式 3-1 可發現 幸福感（β＝0.611, p<.001）與個人與工作適配（β＝0.675, p<.001）對 工作績效具有顯著正向影響，因此，這些分析符合 Baron & Kenny（1986

）所提之前兩項條件。而最後第三條件可藉由表 4-25 之模式 3-1 與模式 3-2 可知，個人與工作適配（β＝0.675, p<.001）對工作績效具有顯著正 向影響，加入中介變項幸福感（β＝0.176, p<.05）後，個人與工作適配 仍具顯著（β＝0.532, p<.001），但顯著水準下降（β值由 0.675 降至

介效果」，且變項間不具有共線性之問題。因此，假設四獲得部分支持

，個人與工作適配會直接影響工作績效的程度，並會透過幸福感間接影 響工作績效的高低。

表 4-24 個人與工作適配對幸福感影響之迴歸分析結果

迴歸模式 自變項  t 值 R ² F 值 VIF

1 個人與工作適配 0.809 19.669*** 0.653 386.871 1.000 註：有效樣本總數 n=212；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

表 4-25 個人與工作適配與幸福感對工作績效影響之迴歸分析結果 迴歸

模式 自變項  t 值 R ² F 值 VIF

2 幸福感 0.611 10.910*** 0.370 119.038 1.000 3-1 個人與工作適配 0.675 12.955*** 0.452 167.827 1.000 3-2 個人與工作適配

幸福感

0.532 0.176

6.084***

2.012* 0.460 86.140 2.836 2.836 註：有效樣本總數 n=212；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。