第四章 研究結果
第三節 主要效果與調節效果之檢驗
首先進行虛無模型檢驗，跨層次分析的第一個步驟在於確認結果變項是否存 在組間變異，亦即關係導向 TMX 在不同團體中是否有所差異。此結果可透過單 因子變異數分析（one-way analysis of variance）獲得，模型中沒有預測變項，其 方程式如下：
Level-1 Model：關係導向 TMXij = β0j + rij
Level-2 Model：βoj = γ00 + Uoj
虛無模型分析結果如表十五所示，由表中可知，關係導向 TMX（τ00= .17，p
< .01）的組間變異有達顯著，表示組間變異量足夠大。而 ICC(1)為.22，大於.12，
虛無模型的結果可支持後續跨層次分析的適當性。
表 15 虛無模型
依變項 固定效果 變異數成份
截距項γ00 標準誤 團體間變異τ00 團體內變異σ2 ICC(1) 關係導向 TMX 4.36 ** 0.07 .17 ** 0.60 .22
†p < .10. *p < .05. **p < .01.
接下來進行共變數模型檢驗，本研究將個人層次的性別、與團隊共事時間及 正向情感性作為控制變項。在此步驟中，將放入第一層次之控制變項，上述變項 除性別以外均以組平均數中心化（group-mean centering）處理。本模型的方程式 如下:
Level-1 Model： 關係導向 TMXij = β0j + β1j（性別）+ β2j（與團隊共事時間）+ β3j（正向情感）+ rij
Level-2 Model： βoj = γ00 + Uoj
β1j = γ10
β2j = γ20
β3j = γ30
分析結果如表十五的 M1 所示，在模型中，可透過加入控制變項後組內變異
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減少的程度來計算準 R2（pseudo R2），以得知虛無模型中的組內變異，有多少百 分比可被控制變項解釋。結果發現，第一層次之控制變項解釋 12%的組內變異量，
並且維持組間變異的顯著性（τ00 = .20，p < .01）。結果變項的組間變異顯著，表 示可能存在群體層次之預測變項，在組間變異顯著的基礎之上，可以進行後續的 跨層次分析。
最後一步進入截距與斜率結果模型檢驗，控制了個人層次變項的效果後，接 著進行群體層次的檢驗。依序分析個人層次的預測變項（團隊關係信念），控制 群體層次的主要效果（職場友誼機會、主管支持學習），以及檢驗跨層次的調節 效果。
Level-1 Model：關係導向 TMX ij = β0j + β1j（性別）+ β2j（與團隊共事時間）+ β3j
（正向情感）+ β4j（情感性團隊關係信念）+ β5j（工具性團隊 關係信念）+ rij
Level-2 Model：βoj = γ00 + γ01（職場友誼機會）+ γ02（主管支持學習）+ Uoj
β1j = γ10
β2j = γ20
β3j = γ30
β4j = γ40+ γ41（職場友誼機會）+ γ42（主管支持學習）
β5j = γ50+ γ51（職場友誼機會）+ γ52（主管支持學習）
首先放入個人層次之預測變項的結果，根據李茂能（2012）的整理，HLM 多層次分析時，組平均數中心化（Group-Mean centering）的使用時機有三：
1、研究目的在探究「層次一」中變項 X 與 Y 之間關係（個體效果），希望：
（1）獲得淨組內迴歸係數的估計值（可排除組間變異量），與（2）較精確估計 斜率變異數。
2、研究者希望進行跨層次之交互作用（slopes as outcome），以獲得純淨的
「層次一」斜率（此斜率受到其它預測變項的調節），因為本法可以分離跨層次
（cross-level）與組間交互作用（between group interaction）的效果（Hofmann &
Gavin, 1998）。
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3、研究者旨在探究「層次一」變項間之交互作用。
因為本研究欲探討個人層次的預測變項與結果之間關係（個體效果）以及跨 層次之交互作用，因此將層次一的變項採取組平均中心化處理。
壹、 團隊關係信念的主要效果
結果如表十六的 M2 所呈現。在排除了控制變項的效果後，情感性關係信念 對關係導向 TMX 仍有顯著的預測效果（γ4j = .55，p < .01），但工具性關係信念 與關係導向 TMX 則沒有顯著相關（γ5j = .10，n.s.）。情感性關係信念與關係導 向 TMX 的結果與 H1 相符，因此假設一獲得支持，表示當團隊成員所抱持的情 感性團隊關係信念較高的時候，會知覺到較高的關係導向 TMX。而 H2，即工具 性關係信念與關係導向 TMX 的相關則未獲得支持，表示團隊成員所抱持的工具 性團隊關係信念強弱並不會影響他的關係導向 TMX。
貳、 職場友誼機會與主管支持學習的調節效果
之後將調節變項放入團體層次控制主效果，再將調節變項放入估計個人層次 的斜率變異，即看調節變項與團隊關係信念的交互作用是否顯著。結果發現在排 除了控制變項、預測變項及調節變項的效果後，職場友誼機會與情感性團隊關係 信念的交互作用、主管支持學習與工具性團隊關係信念的交互作用項仍有邊緣顯 著的預測效果（γ41 = -.49，p < .10；γ52 = .17，p < .10）。
但職場友誼機會與情感性關係信念的交互作用對關係導向 TMX 是負向的效 果，與預測不符，因此 H3 不支持，意即當職場友誼機會高的時候，情感性團隊 關係信念與關係導向 TMX 的相關反而會較弱，之後會針對這點做討論。職場友 誼機會與工具性團隊關係信念的交互作用未達顯著，即 H4 未獲支持。
主管支持學習與情感性團隊關係信念的交互作用項未達顯著，故 H5 不支持。
而主管支持學習可以正向調節工具性團隊關係信念與關係導向 TMX 之的關聯性，
因此 H6 支持，也就是主管支持學習高的時候，工具性團隊關係信念與關係導向 TMX 之間的正向關係會更強。兩個有顯著的交互作用圖如圖二、圖三。
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表 16
HLM 分析結果
M1 M2 M3 M4
依變項 關係導向 TMX
截距項γ00 4.35 ** 4.29 ** 4.30 ** 4.31 **
控制變項
性別 γ1j .02 .15 .13 .12
與團隊共事時間 γ2j -.02 -.03 -.03 -.03 正向情感性 γ3j .45 ** .32 ** .32 ** .34 **
主要效果
情感性團隊關係信念(TRR) γ4j .55 ** .55 ** .59 **
工具性團隊關係信念(TRI) γ5j .10 .10 .09
調節變項
職場友誼機會(WFO) γ01 .77 ** .77 **
主管支持學習(SLC) γ02 .12 .12
交互作用
TRR X WFO γ41
-.49 † TRR X SLC γ42
.10
TRI X WFO γ51 -.02
TRI X SLC γ52
.17 †
pseudo R2 .12 .19 .75 .05
團體間變異 τ00 .20 ** .24 ** .06 * .06 *
團體內變異 σ2 .53 .43 .43 .41
註：個人層次 N=196、群體層次 N=79。性別變項以外，個人層次變項以組平均中心化，群體層次以總平均數中 心化處理。
†p < .10. *p < .05. **p < .01.
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圖 2：職場友誼機會與情感性關係信念對關係導向 TMX 之交互作用圖。
圖 3：主管支持學習與工具性關係信念對關係導向 TMX 之交互作用圖。
3.38 3.79 4.19 4.60 5.01
關係導向TMX
-0.92 -0.47 -0.02 0.43 0.88
情感性團隊關係信念
職場友誼機會之調節效果
低職場友誼機會 高職場友誼機會
-1.24 -0.64 -0.04 0.56 1.16
4.21 4.31 4.41 4.52 4.62
工具性團隊關係信念
關係導向TMX
低支持學習氣候 高支持學習氣候
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