假設驗證

一、工作事件、員工負面情緒與工作行為表現之關係

本研究採用多層次模式來驗證假設 1 至 3，我們在驗證模式中納入主管的性別、年 齡和年資為主管層次的控制變項，以及員工的性別、年齡、年資、神經質人格特質和自 我情緒調節為個人層次的控制變項。分析結果如圖 4-1 所示。由結果可以發現，工作負 荷與向內的負面情緒之標準化路徑係數為.28 (p < .001)，表示工作負荷越高，向內的負 面情緒也會越高，故假設 1a 獲得支持。此外，向內的負面情緒與退縮行為的標準化路 徑係數為.05 (p > .10)，表示員工向內的負面情緒和其是否展現退縮行為沒有顯著的關 係，故假設 1b 未獲得支持。進一步檢測間接效果發現，工作負荷→向內的負面情緒→

退縮行為並無顯著間接效果存在 (未標準化係數=.01，標準誤=.01，t 值=.58)，故假設 1c 未獲得支持。

其次，人際衝突與向外的負面情緒之標準化路徑係數為.34 (p < .001)，表示人際衝 突越高，向外的負面情緒也會越高，故假設 2a 獲得支持。此外，向外的負面情緒與不 當對待行為的標準化路徑係數為.15 (p < .10)，達到邊際顯著水準，表示向外的負面情緒 越高，不當對待行為也會越多，故假設 2b 獲得支持。進一步檢測間接效果發現，人際 衝突→向外的負面情緒→不當對待行為並無顯著間接效果存在 (未標準化係數=.02，標 準誤=.01，t 值=1.57)，故假設 2c 未獲得支持。

最後，向內的負面情緒與工作績效之標準化路徑係數為.12 (p > .10)，表示員工向內 的負面情緒和其工作績效的好壞沒有顯著的關係，故假設 3a 未獲得支持。此外，向外 的負面情緒與工作績效之標準化路徑係數為-.08 (p > .10)，表示員工向外的負面情緒和 其工作績效的好壞沒有顯著的關係，故假設 3b 未獲得支持。進一步檢測間接效果發現，

工作負荷→向內的負面情緒→工作績效 (未標準化係數=.01，標準誤=.01，t 值=1.50)及 人際衝突→向外的負面情緒→工作績效(未標準化係數=-.01，標準誤=.02，t 值=-.81)兩

條路徑皆無顯著間接效果存在，故假設 3c 和 3d 未獲得支持。

圖 4-1 樣本一之研究模式路徑係數

二、主管人際情緒調節策略之調節效果

本研究採用階層線性模式來驗證假設 4 至 7。由於研究架構為單一層次的模式，亦 即自變項、依變項及調節變項均為個人層次，根據 Hoffman 和 Gavin (1998)以及 Enders 和 Tofighi (2007)的建議，我們在進行分析時，中心化準則均採用 grand mean centering。

另外，由於在相關分析中，我們發現兩個自變項有顯著相關，所以，我們同時放入兩個

再者，由表 4-3 模式 5 的結果得知，對人際衝突與向外的負面情緒間關係，關懷型主管 人際情緒調節有顯著的調節效果 (β = -.15, p <.05)。為了更清楚調節效果的影響，我們 依照 Aiken 和 West (1991)的建議，計算引導型及關懷型主管人際情緒調節的平均值加減 一個標準差做為高低分數值，並代入迴歸式中以繪製交互作用圖，結果如圖 4-2 及圖 4-3。

圖 4-2 顯示，無論在低或高引導型主管人際情緒調節的情況下，工作負荷與向內的 負面情緒皆呈現顯著的正向關係，但兩者的斜率並不相同。更明確地說，低引導型（ß

= .53, t = 5.02, p < .001）主管人際情緒調節的簡單斜率值較高引導型（ß = .30, t = 2.91, p

< .01）來的高。此結果表示，對低引導型主管人際情緒調節的員工來說，工作負荷越高，

向內的負面情緒會越高；而對高引導型主管人際情緒調節的員工來說，工作負荷越高，

向內的負面情緒也會越高，但是斜率不如低引導型主管人際情緒調節來的明顯。換言 之，引導型主管人際情緒調節會減弱工作負荷與向內的負面情緒間的正向關係，故假設 4 獲得支持。圖 4-3 顯示，無論在低或高關懷型主管人際情緒調節的情況下，人際衝突 與向外的負面情緒皆呈現顯著的正向關係，但兩者的斜率並不相同。更明確地說，低關 懷型（ß = .68, t = 4.43, p < .001）主管人際情緒調節的簡單斜率值較高關懷型（ß = .44, t

= 3.00, p < .01）來的高。此結果表示，對低關懷型主管人際情緒調節的員工來說，人際 衝突越高，向外的負面情緒會越高；而對高關懷型主管人際情緒調節的員工來說，人際 衝突越高，向外的負面情緒也會越高，但是斜率不如低關懷型主管人際情緒調節來的明 顯。換言之，關懷型主管人際情緒調節會減弱人際衝突與向外的負面情緒間的正向關 係，故假設 5 獲得支持。

接下來，檢驗引導型與關懷型主管人際情緒調節對員工負面情緒與工作行為表現間 關係的調節效果，首先，我們在模式 1 納入主管的性別、年齡和年資為主管層次的控制 變項，以及員工的性別、年齡、年資、神經質人格特質和自我情緒調節為個人層次的控 制變項。其次，在模式 2 同時加入向內的及向外的負面情緒兩個自變項，並且在模式 3 同時加入引導型及關懷型主管人際情緒調節兩個調節變項。最後，在模式 4 至 9 加入負 面情緒與主管人際情緒調節的交互作用項等變項。由表 4-4 模式 4 的結果可知，引導型

主管人際情緒調節對向內的負面情緒與退縮行為間關係的調節效果未達顯著水準 (β = -.04, p >.10)，故假設 6a 未獲得支持。另外，由表 4-5 模式 5 的結果可以看出，對向外 的負面情緒與不當對待行為間關係，關懷型主管人際情緒調節有顯著的調節效果 (β = -.06, p <.05)。最後，由表 4-6 模式 4 的結果發現，引導型主管人際情緒調節對向內的負 面情緒與工作績效間關係有顯著的調節效果 (β = .06, p <.10)，而由表 4-6 模式 8 可知，

關懷型主管人際情緒調節對向外的負面情緒與工作績效間關係有顯著的調節效果 (β

= .17, p <.001)。進一步計算引導型及關懷型主管人際情緒調節的平均值加減一個標準差 做為高低分數值，並代入迴歸式中以繪製交互作用圖，結果如圖 4-4、圖 4-5 及圖 4-6。

圖 4-4 顯示，在低關懷型主管人際情緒調節的情況下，向外的負面情緒與不當對待 行為呈顯著的正向關係 (β = .09, t = 2.24, p < .05)；在高關懷型主管人際情緒調節的情況 下，向外的負面情緒與不當對待行為的關係則不顯著 (β = -.01, t = -.29, p > .10)。換言 之，關懷型主管人際情緒調節會減弱向外的負面情緒與不當對待行為間的正向關係，故 假設 7a 獲得支持。圖 4-5 顯示，無論在低或高引導型主管人際情緒調節的情況下，向內 的負面情緒與工作績效皆呈現顯著的負向關係，但兩者的斜率並不相同。更明確地說，

低引導型（ß = -.27, t = -2.25, p < .05）主管人際情緒調節的簡單斜率值較高引導型（ß = -.17, t = -1.88, p < .10）來的高。此結果表示，對低引導型主管人際情緒調節的員工來說，

向內的負面情緒越高，工作績效會越差；而對高引導型主管人際情緒調節的員工來說，

向內的負面情緒越高，工作績效也會越差，但是斜率不如低引導型主管人際情緒調節來 的明顯。換言之，引導型主管人際情緒調節會減弱向內的負面情緒與工作績效間的負向 關係，故假設 6b 獲得支持。圖 4-6 顯示，在高關懷型主管人際情緒調節的情況下，向 外的負面情緒與工作績效呈顯著的正向關係 (β = .26, t = 3.45, p < .001)；在低關懷型主 管人際情緒調節的情況下，向外的負面情緒與工作績效的關係則不顯著 (β = -.04, t = -.85, p > .10)。此結果表示，對高關懷型主管人際情緒調節的員工來說，向外的負面情緒 越高，工作績效會越好；而對低關懷型主管人際情緒調節的員工來說，向外的負面情緒 與工作績效無關。換言之，關懷型主管人際情緒調節會減弱向外的負面情緒與工作績效

團隊層次

Low 工作負荷 High 工作負荷

向內的負面情緒

Low 引導型 High 引導型

Low 人際衝突 High 人際衝突

向外的負面情緒

Low 關懷型 High 關懷型 圖 4-2 引導型 LIER 對工作負荷與向內的負面情緒間關係之調節效果（樣本一）

圖 4-3 關懷型 LIER 對人際衝突與向外的負面情緒間關係之調節效果（樣本一）

團隊層次

團隊層次

截距 4.32 *** 4.32 *** 4.31 *** 4.33 *** 4.31 *** 4.31 *** 4.33 *** 4.31 *** 4.31 ***

主管性別 .12 .12 .15 .60 .17 .13 .16 .17 .14

主管年齡 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00

主管年資 .00 .00 .01 .00 .00 .00 .00 .00 .00

個人層次

員工性別 .09 .09 .09 .07 .08 .10 ﹢ .07 .08 .10 ﹢

員工年齡 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00

員工年資 -.01 * -.01 * -.01 * -.01 * -.01 -.01 * -.01 * -.01 -.01

神經質 -.04 -.05 -.04 -.01 .00 -.03 -.01 .00 -.03

自我情緒調節 .02 .03 .02 .02 .01 .01 .02 .01 .01

向內的負面情緒 .02 .00 -.22 * -.50 *** -.10 -.22 * -.50 *** -.10 ﹢

向外的負面情緒 .02 .03 .08 * .11 ** .03 .08 * .11 ** .03

引導型LIER -.09 ** -.14 ** -.10 ** .04 -.13 ** -.10 ** .03

關懷型LIER .12 *** .11 ** .01 -.07 .11 ** .02 -.05

向內的負面情緒*引導型LIER .06 ﹢ -.17 **

向內的負面情緒*關懷型LIER .17 *** .23 **

向外的負面情緒*引導型LIER .06 ﹢ -.17 **

向外的負面情緒*關懷型LIER .17 *** .23 **

1.引導型LIER=引導型主管人際情緒調節；關懷型LIER=關懷型主管人際情緒調節 2. ﹢p < .10. *p < .05. **p < .01. ***p < .001.

工作績效

模式1 模式2 模式3 模式4 模式5 模式6 模式7 模式8 模式9

表 4-6 引導型與關懷型 LIER 對向內的及向外的負面情緒與工作績效間關係之調節效果（樣本一）

Low 向內負面情緒 High 向內負面情緒

工作績效 ^{Low 引導型}

High 引導型 Low 向外負面情緒 High 向外負面情緒

不當對待行為

Low 關懷型 High 關懷型

圖 4-4 關懷型 LIER 對向外的負面情緒與不當對待行為間關係之調節效果（樣本一）

圖 4-5 引導型 LIER 對向內的負面情緒與工作績效間關係之調節效果（樣本一）

Low 向外負面情緒 High 向外負面情緒

工作績效 _{Low 關懷型}

High 關懷型

圖 4-6 關懷型 LIER 對向外的負面情緒與工作績效間關係之調節效果（樣本一）

三、補充分析

雖然本研究基於理論與現有研究發現，僅預期工作負荷會影響向外的負面情緒及人 際衝突會影響向內的負面情緒，但仍無法排除工作負荷可能與向內的負面情緒有關，而 人際衝突可能與向外的負面情緒有關，故在替代模式中加入工作負荷到向外的負面情緒 及人際衝突到向內的負面情緒兩條路徑。另外，雖然假設 1c、2c、3c 和 3d 未獲支持，

顯示工作事件並不會透過員工負面情緒間接影響工作行為表現，不過，我們認為，工作 事件對工作行為表現可能存在直接影響，故在替代模式中加入工作事件到工作行為表現 的四條直接路徑。由圖 4-7 可知，工作負荷與向外的負面情緒之標準化路徑係數 (β =.20,

顯示工作事件並不會透過員工負面情緒間接影響工作行為表現，不過，我們認為，工作 事件對工作行為表現可能存在直接影響，故在替代模式中加入工作事件到工作行為表現 的四條直接路徑。由圖 4-7 可知，工作負荷與向外的負面情緒之標準化路徑係數 (β =.20,