第四章 分析結果與討論
第五節 信任關係之中介效果分析
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第五節 信任關係之中介效果分析
本節以層級迴歸方法來驗證中介變項之影響，說明「信任關係」（組織信任、
主管信任及同事信任）為中介變項，對前因變項「人格特質」（親和宜人性、嚴 謹性、外向性、情緒敏感性及開放學習性）與結果變項「知識分享意願」（分享 個人內在知識、促進他人學習動機）之中介效果。
在檢測中介變項時，首先，將檢驗自變數對依變數要具有顯著效果；而單看 中介變數和依變數時，中介變數的影響效果也要顯著；單獨看自變數和中介變數 時，自變數時也會顯著影響此中介變數；同時看自變數和中介變數對依變數的影 響效果時，自變數的效果也會減弱或變為不顯著。在中介變數被引入原有關係的 情形之下，若自變數對依變數之影響程度變為 0，則該中介變數具有完全中介效 果（full mediation）；若自變數對依變數之影響效果只是減弱而已，但仍具顯著 性，則稱該中介變數具有為部分中介效果（partial mediation）。
實務上，檢驗中介效果是否存在時，一般會使用 Baron 和 Kenny（1986）所 提出的四項條件：
一、自變項（人格特質）必須對中介變項（信任關係）有顯著影響。
二、自變項（人格特質）與中介變項（信任關係）同時作為預測變數，對依變項
（知識分享意願）作迴歸分析時，必須分別對依變項（知識分享意願）有顯 著影響。
三、自變項（人格特質）必須對依變項（知識分享意願）有顯著影響。
四、當中介變項與自變項同時對依變項進行檢驗時，原先自變項與依變項間的顯 著關係，如因中介變項的存在而變得較不顯著或甚至不顯著時，而中介變項 與自變項仍有顯著關係，中介效果受到支持。
本研究參考 Baron & Kenny（1986）的觀點，為檢驗本研究所提出之假設 3 高科技業之研發人員在組織內的信任關係對於人格特質和個人知識分享意願具
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有顯著的中介效果。」
首先，本研究自變項（人格特質）對中介變項（信任關係）各構面（組織信 任、主管信任、同事信任）之影響作用已如前一節 4-4-1 之驗證結果及說明，人 格特質對信任關係各構面有顯著影響作用（F 值分別為 2.44、3.85、3.85），故滿 足上述條件 1。
再者，如前一節表 4-4-2 之驗證及說明，中介變項（信任關係）對依變項（知 識分享意願）之迴歸分析，信任關係對知識分享意願各構面有顯著影響作用（F 值分別為 14.10、9.87），故滿足上述條件 2。
接著，如前一節表 4-4-4 之驗證及說明，自變項（人格特質）對依變項（知 識分享意願）之迴歸分析，人格特質對知識分享意願各構面有顯著影響作用（F 值分別為 5.99、3.71），故滿足上述條件 3。
另外，比較表 4-5-1 之模式 2 與模式 3，自變項（人格特質）在加入了中介 變項（信任關係）後對依變項（知識分享意願）的顯著關係，模式 3 中的人格特 質β=12, p<.05，相較於模式 2 中的 β=22, p<.01，研究發現其關係呈現出較不顯 著的情況（.01<.05），故滿足上述條件 4。
綜合上述，依據 Baron 和 Kenny（1986）所提出檢驗中介效果的四項條件皆 符合，因此本研究所假設之高科技業之研發人員在組織內的信任關係對於人格特 質和個人知識分享意願具有顯著的中介效果，故本研究假設 3 成立。
表 4-5-1 人格特質及信任關係對知識分享意願之迴歸分析摘要表
依變項 知識分享意願
標準化迴歸係數（β）
自變項 模式 1 模式 2 模式 3
常數a
控制變項b 3.73*** 2.94*** 1.73***
性別 -.05 -.05 -.01
年齡 .19* .16 .15
婚姻狀況 .07 .06 .04
教育程度 .12 .08 .06
公司類別 -.18** -.18** -.13*
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所屬部門 -.03 -.04 .01
工作年資 -.01 -.00 .08
人格特質 .22** .12*
信任關係 .45***
F 4.09*** 5.25*** 12.56***
R2 .11 .15 .33
△R2 .04 .18
△F 1.16 7.31
a 常數為未標準化係數（b）。
b 控制變項中，性別：女性=1；年齡：26-30 歲=1；婚姻狀況：已婚狀態=1；教 育程度：大專院校=1；公司產業類別：數位內容及電腦系統設計服務業=1；所 屬部門：硬體研發=1；工作年資：1-3 年=1
*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001