企業聲望、組織承諾與留職意願之間的中介效果

本研究運用統計軟體來運算迴歸分析，將用來瞭解自變項對依變項 等構面之預測力及解釋力的多寡，採用簡單線性迴歸將探討企業聲望、

組織承諾(情感性承諾、持續性承諾、規範性承諾)對留職意願，以求各 變項對依變項的解釋能力，

一、簡單線性迴歸分析各變項分析

由下表 4-19 分析之，可發現企業聲望對組織承諾的標準化迴歸係數 β 值為 0.487（p<0.001），達到顯著水準，表示本研究提出的研究假設 H1：企業聲望與組織承諾之間具有正相關是得到支持的。而企業聲望對 留職意願的標準化迴歸係數 β 值為 0.430（p<0.001），達到顯著水準，

表示本研究提出的研究假設 H3：企業聲望與留職意願之間具有正相關 也是獲得支持的。

企業聲望對組織承諾的情感性承諾的標準化迴歸係數 β 值為 0.606

（p<0.001），同時其解釋力為 36.7%。而企業聲望對組織承諾的持續性 承諾的標準化迴歸係數 β 值為 0.179 （p<0.001），同時其解釋力為 3.2%。

企業聲望對組織承諾的規範性承諾的標準化迴歸係數 β 值為 0.391

（p<0.001），同時其解釋力為 15.3%。由此可知企業聲望對情感性承諾 的解釋力最高 36.7%、其次為企業聲望對規範性承諾 15.3%，詳表 4-19。

表 4-19 企業聲望對組織承諾、組織承諾各構面與留職意願之迴歸

依變數 自變數 β t 值 F 值 R²

組織承諾

企業聲望

0.487 11.208*** 125.609*** 0.238 情感性承諾 0.606 15.274*** 233.290*** 0.367 持續性承諾 0.179 3.651*** 13.333*** 0.032 規範性承諾 0.391 8.536*** 72.861*** 0.153 留職意願 0.430 9.565*** 91.488*** 0.185

註： ***p <0.001。

由下表 4-20 分析之，可發現組織承諾對留職意願的標準化迴歸係數 β 值為 0.693（p<0.001），達到顯著水準，表示本研究提出的研究假設 H2： 組織承諾與留職意願之間具有正相關是得到支持的。

組織承諾的情感性承諾對留職意願的標準化迴歸係數 β 值為 0.628

（p<0.001），同時其解釋力為 39.5%。而組織承諾的持續性承諾對留職 意願的迴歸係數 β 值為 0.536（p<0.001），同時其解釋力為 28.7%。組織 承諾的規範性承諾對留職意願的標準化迴歸係數β 值為 0.478（p<0.001）， 同時其解釋力為 22.9%。由此可知組織承諾的各構面對留職意願以情感 性承諾對留職意願的解釋力最高 39.5%、其次為持續性承諾對留職意願 的解釋力次高 28.7%，最後為規範性承諾對留職意願的解釋力最低 22.9%，

詳表 4-20。

表 4-20 組織承諾與組織承諾各構面對留職意願之迴歸

依變數 自變數 β t 值 F 值 R²

留職意願

組織承諾 0.693 19.309*** 372.831*** 0.481 情感性承諾 0.628 16.216*** 262.949*** 0.395 持續性承諾 0.536 12.737*** 162.237*** 0.287 規範性承諾 0.478 10.929*** 119.445*** 0.229

註： ***p <0.001。

二、層級迴歸分析

本研究除了運用簡單線性迴歸分析檢測本研究假設 H1-H3 之外，還 需驗證本研究假設 H4，因此本研究特以層級迴歸模式檢定本研究的中介 效果，根據 Baron 和 Kenny（1986）所提出的方法及模型來驗證之，需 滿足以下條件其中介效果才算成立。詳圖 4-1 中介變項模型。

(一)自變項對依變項需具有顯著的影響。（路徑 c）

(二)自變項對中介變項需具有顯著的影響。（路徑 a）

(三)中介變項對依變項需具有顯著的影響。（路徑 b）

(四)當上述三條件皆成立時，再將中介變項置入迴歸模型中，則自 變項對依變項的關係，會因中介變項的置入而減弱或變得不顯著。

再者，自變項對依變項的影響，若因置入中介變項，使其由原本的 顯著轉變成不顯著，則表示此具有完全中介效果；若置入中介變項後，

使自變項對依變項的影響降低但仍具有顯著性，則此中介變項僅具有部 分中介效果。

圖 4-1 中介變項模型

資料來源:Baron & Kenny（1986）。

本研究將探討以組織承諾整體和各構面放置中介變項，對自變項

（企業聲望）與依變項（留職意願）之間是否具有中介效果，因此以層 級迴歸統計方法進行分析，將組織承諾整體和組織承諾各構面放置在中 介變項後，檢視自變數的迴歸係數是否有改變，驗證是否具有中介效果。

從表 4-21 的模式 1 可以發現，企業聲望（β=0.487, p<0.001）對組織 承諾具有顯著正向影響；然後再檢視表 4-22 的模式 2 的組織承諾

（β=0.628, p<0.001）與模式 3-1 企業聲望（β=0.430, p<0.001）對留職意 願具有顯著正向影響，符合條件一、二、三的法則，因此最後將檢定條 件四，由表 4-22 的模式 3-1 和 3-2 來分析，可知企業聲望（β=0.487, p<0.001 ） 對 留 職 意 願 具 有 顯 著 正 向 影 響 ， 置 入 中 介 變 項 組 織 承 諾

路徑 a _{路徑 b}

路徑 c 中介變項

自變項 依變項

（β=0.634, p<0.001），企業聲望仍具顯著性（β=0.121, p<0.001），但標 準化迴歸係數 β 值由 0.430 降至 0.121，且 VIF 值均小於 10。根據以上 解析，能解釋組織承諾在企業聲望和留職意願間具有部分中介效果，因 此本研究 H4：組織承諾在企業聲望和留職意願之間具有中介效果是成立 的。

表 4-21 企業聲望對組織承諾之迴歸分析結果 迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 1 企業聲望 0.487 11.208 0.000 125.609 0.238 1.000 表 4-22 企業聲望與組織承諾對留職意願的影響之迴歸分析結果

迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 2 組織承諾 0.628 19.309 0.000 372.831 0.481 1.000 3-1 企業聲望 0.430 9.565 0.000 91.488 0.185 1.000 3-2 企業聲望 0.121 2.970 0.003 194.444 0.492 1.132 組織承諾 0.634 15.574 0.000 1.132

再來，將組織承諾各個子構面置入中介變項進行分析，檢測在企業 聲望與留職意願間是否具有中介效果，將依序介紹之。

從表 4-23 的模式 1 可以發現，企業聲望（β=0.487, p<0.001）對情感 性承諾具有顯著正向影響；然後再檢視表 4-24 的模式 2 的情感性承諾

（β=0.693, p<0.001）與模式 3-1 企業聲望（β=0.430, p<0.001）對留職意 願具有顯著正向影響，符合條件一、二、三的法則，因此最後將檢定條 件四，由表 4-24 的模式 3-1 和 3-2 來分析，可知企業聲望（β=0.487, p<0.001）對留職意願具有顯著正向影響，置入中介變項情感性承諾

（β=0.581, p<0.001），企業聲望仍具顯著性（β=0.078, p<0.001），但標 準化迴歸係數 β 值由 0.430 降至 0.078，且 VIF 值均小於 10。根據以上

解析，能解釋情感性承諾在企業聲望和留職意願間具有部分中介效果，

因此企業聲望對留職意願會透過情感性承諾間接影響留職意願的高低。

表 4-23 企業聲望對情感性承諾之迴歸分析結果 迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 1 企業聲望 0.487 11.208 0.000 125.609 0.238 1.000 表 4-24 企業聲望與情感性承諾對留職意願的影響之迴歸分析結果

迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 2 情感性承諾 0.693 16.216 0.000 262.949 0.395 1.000 3-1 企業聲望 0.430 9.565 0.000 91.488 0.185 1.000 3-2 企業聲望 0.078 1.613 0.107 133.298 0.399 1.579 情感性承諾 0.581 11.954 0.000 1.579

從表 4-25 的模式 1 可以發現，企業聲望（β=0.487, p<0.001）對持續 性承諾具有顯著正向影響；然後再檢視表 4-26 的模式 2 的持續性承諾

（β=0.478, p<0.001）與模式 3-1 企業聲望（β=0.430, p<0.001）對留職意 願具有顯著正向影響，符合條件一、二、三的法則，因此最後將檢定條 件四，由表 4-26 的模式 3-1 和 3-2 來分析，可知企業聲望（β=0.487, p<0.001）對留職意願具有顯著正向影響，置入中介變項持續性承諾

（β=0.474, p<0.001），企業聲望仍具顯著性（β=0.345, p<0.001），但標 準化迴歸係數 β 值由 0.430 降至 0.345，且 VIF 值均小於 10。根據以上 解析，能解釋持續性承諾在企業聲望和留職意願間具有部分中介效果，

因此企業聲望對留職意願會透過持續性承諾間接影響留職意願的高低。

表 4-25 企業聲望對持續性承諾之迴歸分析結果 迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 1 企業聲望 0.487 11.208 0.000 125.609 0.238 1.000 表 4-26 企業聲望與持續性承諾對留職意願的影響之迴歸分析結果

迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 2 持續性承諾 0.478 10.929 0.000 162.237 0.287 1.000 3-1 企業聲望 0.430 9.565 0.000 91.488 0.185 1.000 3-2 企業聲望 0.345 8.812 0.000 135.374 0.402 1.033 持續性承諾 0.474 12.095 0.000 1.033

從表 4-27 的模式 1 可以發現，企業聲望（β=0.487, p<0.001）對規範 性承諾具有顯著正向影響；然後再檢視表 4-28 的模式 2 的規範性承諾

（β=0.536, p<0.001）與模式 3-1 企業聲望（β=0.430, p<0.001）對留職意 願具有顯著正向影響，符合條件一、二、三的法則，因此最後將檢定條 件四，由表 4-28 的模式 3-1 和 3-2 來分析，可知企業聲望（β=0.487, p<0.001）對留職意願具有顯著正向影響，置入中介變項規範性承諾

（β=0.366, p<0.001），企業聲望仍具顯著性（β=0.287, p<0.001），但標 準化迴歸係數 β 值由 0.430 降至 0.287，且 VIF 值均小於 10。根據以上 解析，能解釋規範性承諾在企業聲望和留職意願間具有部分中介效果，

因此企業聲望對留職意願會透過規範性承諾間接影響留職意願的高低。

表 4-27 企業聲望對規範性承諾之迴歸分析結果 迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 1 企業聲望 0.487 11.208 0.000 125.609 0.238 1.000 表 4-28 企業聲望與持續性承諾對留職意願的影響之迴歸分析結果

迴歸

模式 自變數 β t 值 Sig. F 值 R² VIF 2 規範性承諾 0.536 12.737 0.000 119.445 0.229 1.000 3-1 企業聲望 0.430 9.565 0.000 91.488 0.185 1.000 3-2 企業聲望 0.287 6.321 0.000 85.477 0.298 1.181 規範性承諾 0.366 8.059 0.000 1.181

三、中介效果檢驗路徑分析法

根據 Baron 和 Kenny（1986）的理論來分析中介效果，中介變數的 主要概念是指自變數對依變數的影響，這個影響是透過中介變數而來 的。檢驗是否存在中介效果，可使用多元迴歸分析或路徑分析來檢視。

本研究除以層級迴歸分析進行假設之檢驗外，更以結構方程模式之 路徑分析進行整體模式驗證。本論文基於三項理由使用結構方程模式

（Babin, 2008），其一，可針對測量誤差進行估計，使得變項的計算更 趨於真實情形；其二，可對於每一條迴歸式進行整體評估，大幅降低型 一誤差；其三，能夠計算自變項與依變項之間的所有的直接效果與間接 效果，藉由間接效果的顯著性與否來評斷中介機制的存在。

據此，基於使用結構方程模式有以上優勢，故本研究除了以層級迴 歸分析先各自檢驗每個迴歸式之顯著性後，再以結構方程模式之路徑分 析檢查直接效果與間接效果，更讓研究具備統計檢定力。

故使用 Amos Graphics 6.0 來進行分析組織承諾是否在企業聲望與留 職意願之間具有中介的效果，而獲得以下的結果。本研究的直接效果企 業聲望對留職意願 0.1，本研究的間接效果為企業聲望透過組織承諾各 構面對留職意願。企業聲望透過情感性承諾對留職意願的間接效果為

0.244，而企業聲望透過持續性承諾對留職意願的間接效果為 0.063，至 於企業聲望透過規範性承諾對留職意願的間接效果則為 0.051，因此情 感性承諾在本研究之的企業聲望對組織承諾之中，扮演了完全中介的角 色。故本研究的企業聲望對組織承諾的直接效果為 0.100，以情感性承 諾為中介的間接效果為 0.244，總效果為 0.344；以持續性承諾為中介的 間接效果為 0.063，總效果為 0.163；若以規範性承諾為中介的間接效果

0.244，而企業聲望透過持續性承諾對留職意願的間接效果為 0.063，至 於企業聲望透過規範性承諾對留職意願的間接效果則為 0.051，因此情 感性承諾在本研究之的企業聲望對組織承諾之中，扮演了完全中介的角 色。故本研究的企業聲望對組織承諾的直接效果為 0.100，以情感性承 諾為中介的間接效果為 0.244，總效果為 0.344；以持續性承諾為中介的 間接效果為 0.063，總效果為 0.163；若以規範性承諾為中介的間接效果