第四章 結果與討論
第三節 假設檢驗
一、樣本的一致性
為了檢測受試樣本的一致性，以知識移轉為自變項，學習遷移為依 變項進行單因子變異數分析，得到總體層次組間變異數00 與組內變異 數為2。再以總體層次組間變異數與組內變異數計算組內相關係數 (intraclass correlation coefficient, ICC) 、平均數的信度 (reliability of the mean, RM) 以及組內共識指標 (within-group indexes, rwg)以檢驗樣本的
ICC 的公式如下( Liao & Chuang, 2004; Liao & Chuang, 2007；溫福 星，2009；溫福星、邱皓政，2012)。
移變異量為 68.5%。
=.962; 危機氣候 J=5、S26=1.17，所以 rwg (J) =.980; 創新氣候 J=3、
2
S7=2.07，所以 rwg (J) =.740; 合作氣候 J=3、S28=1.540，所以 rwg (J) =.827。
rwg (J) 要高於.70，才是被接受的範圍 (Liao & Chuang, 2004) 。因此，上
述結果顯示受試者對於題 項作答具有 高共識程度 (Lance, Butts &
Michels, 2006; 溫福星、邱皓政，2012) 。
上述數值顯示本研究的 ICC、RM 以及rwg的數值都是在標準以上，
這說明可以將這些變項進行階層迴歸分析。
二、共線性診斷
本研究使用變異數膨脹係數（Variance Inflationary Factor, VIF）、條 件指標（condition index, CI）來進行共線性診斷。當 VIF 小於 10（或小 於 5 時更佳），以及 CI 值小於 15 就沒有共線性的問題，若 CI 值大於 15 者，再進一步檢查變異數比例，若有兩個變項以上的變異數比例大於 0.9，即代表有共線性的問題（Brust & Liston-Heyes, 2010; Truman, Sandoe,
& Rifkin, 2003；邱皓政，2010；張基成、陳哲緯，2012）。由表 4-11 可 知，各變項的的 VIF 均小於 5，雖然有幾個模式的條件指標大於 15，但 是並無「兩個以上的變異數比例大於 0.9」的情況。因此，本研究的迴 歸模式沒有共線性的問題。
表 4-11 變異數比例共線性診斷
表 4-12 知識移轉與整體組織氣候對學習遷移之迴歸分析表
* p < .05, ** p < .01,*** p < .001,
由表 4-12 的模式一可知，知識移轉對學習遷移有顯著正向影響（β = 0.764, p = .000），迴歸模式的解釋力（Adj R2=58.2%）達顯著水準
（F=465.759, p < .001）。當知識移轉的程度愈高，則學習遷移的表現就 愈佳。因此，H1成立。
著水準（F=379.087, 345.115, p < .001）。此研究結果顯示知識內化與知識
合作組織氣候對知識移轉）的解釋力（Adj R2= 47.1%, 45.6%, 14.5%, 20.6%）皆達顯著水準（F= 298.000, 281.530, 57.538, 87.583, p < .001）。 此結果顯示整體組織氣候、危機組織氣候、創新組織氣候與合作組織氣
合作組織氣候對學習遷移）的解釋力（Adj R2=35.2%, 49.4%, 10.7%, 19.2%）皆達顯著（F=182.612, 327.361, 41.083, 80.278, p < .001）。此結 果顯示整體組織氣候、危機組織氣候、創新組織氣候與合作組織氣候愈 高，則學習遷移的表現就愈佳。因此，H3、H3a、H3b與 H3c均成立。
（四）組織氣候之調節效果分析
1.整體組織氣候在知識移轉對學習遷移影響上的調節作用
表 4-12 的模式一顯示知識移轉對學習遷移有顯著正向影響。模式二 可發現，加入整體組織氣候之後，知識移轉與整體組織氣候都對學習遷 移有顯著正向影響（β = 0.636, 0.186, p = .000），且迴歸模式的解釋力（Adj R2 = 59.9%）達顯著水準（F=250.339, p < .001），較模式一增加了 1.8%
（Δ R2）。如模式三所示，知識移轉與整體組織氣候的交互作用達顯著水 準（β = 0.241, p < .01），且迴歸模式的解釋力（Adj R2 = 60.9%）達顯著 水準（F=174.247, p < .001），較模式二增加了 1.1%（Δ R2）。此結果顯示 整體組織氣候在知識移轉對學習遷移的影響上有顯著調節作用。因此，
H4成立。如圖 4-1 可知調節作用為正向調節；當整體組織氣候高時，則 知識移轉對學習遷移的影響愈大；反之，當整體組織氣候低時，則知識 移轉對學習遷移的影響愈小。
2.危機組織氣候在知識移轉對學習遷移影響上的調節作用
由表 4-15 中的第一個模式二顯示危機組織氣候對學習遷移有顯著
正向影響（β = 0.408, p = .000），且迴歸模式的解釋力（Adj R2 = 59.6%）
達顯著水準（F=247.372, p < .001）。如第一個模式三所示，知識移轉與 危機組織氣候的交互作用達顯著（β = 0.910, p = .000），且迴歸模式的解 釋力（Adj R2 = 63.6%）達顯著水準（F=195.463, p < .001）。因此，H4a
成立。此結果顯示危機組織氣候在知識移轉對學習遷移影響上有顯著的 調節作用。由圖 4-2 可知，調節作用為正向調節；當危機組織氣候高時，
則知識移轉對學習遷移的影響愈大；反之，當危機組織氣候低時，則知 識移轉對學習遷移的影響愈小。
3.創新組織氣候在知識移轉對學習遷移影響上的調節作用
由表 4-15 中第二個模式二顯示，創新組織氣候對學習遷移未達顯著 影響（β = 0.40, p > .05），且迴歸模式的解釋力（Adj R2 = 50.7%）達顯著 水準（p< .001）。如第二個模式三所示，知識移轉與創新組織氣候的交 互作用達顯著（β = 0.371, p = .000），迴歸模式的解釋力（Adj R2 = 53.5%）
達顯著水準（F=129.205, p < .001）。因此，H4b成立。此結果顯示創新組 織氣候在知識移轉對學習遷移的影響上有調節作用。由圖 4-3 可知，調 節作用為正向調節，當創新組織氣候高時，則知識移轉對學習遷移的影 響愈大；反之，當創新組織氣候低時，則知識移轉對學習遷移的影響愈 小。
4.合作組織氣候在知識移轉對學習遷移關係影響上的調節作用
由表 4-15 中第三個模式二顯示，合作組織氣候對學習遷移並無顯著 影響（β = 0.087, p > .05），迴歸模式的解釋力（Adj R2 = 51.1%）未達顯 著水準（p > .05）。如第三個模式三所示，知識移轉與合作組織氣候的交 互作用達顯著水準（β = 0.215, p = .000），整體迴歸模式的解釋力（Adj R2
=52.1%）達顯著水準（F=121.963, p < .01）。因此，H4c成立。此結果顯 示合作組織氣候在知識移轉對學習遷移的影響上有調節作用。由圖 4-4 可知，調節作用為正向調節；當合作組織氣候高時，則知識移轉對學習 遷移的影響愈大；反之，當合作組織氣候低時，則知識移轉對學習遷移 的影響愈小。
表 4-15 危機、創新以及合作組織氣候與知識移轉、對學習遷移影響之迴歸分析表
圖 4-1 整體組織氣候在知識移轉影響學習遷移上的調節作用
圖 4-2 危機組織氣候在知識移轉影響學習遷移上的調節作用
圖 4-3 創新組織氣候在知識移轉影響學習遷移上的調節作用
圖 4-4 合作組織氣候對於知識移轉與學習遷移的調節效果