第四章 研究結果
第二節 階層迴歸分析結果
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第二節 階層迴歸分析結果
從相關分析的結果可知各變項間的相關程度，但無法說明其預測效果以及排 除其他變項的干擾，因此使用迴歸分析來說明預測變項對結果變項之間的關係，
並探討預測變項與調節變項是否有交互作用存在。首先，研究先透過階層迴歸分 析檢驗政治技巧對於職涯成功變項之效果。第二，檢驗印象管理之中介角色。最 後，檢驗道德倫理哲學之調節角色。同時，本研究在第一階層皆放入人口統計變 項與社會期許，以控制其他可能混淆變項之干擾。
政治技巧對職涯成功的預測效果
表 4-2 呈現政治技巧對職涯成功的迴歸分析結果，即政治技巧對職涯滿意、
晉級力和樂在工作的預測效果。本研究分別將職涯滿意、晉級力和樂在工作作為 依變數，進行階層迴歸分析，第一層先將控制變數納入，包含職員之性別、年齡、
學歷、資歷、宗教與社會期許。接著，第二層是在第一層之後，將政治技巧放入 第二階層。
從表 4-2 之 M2、M4 及 M6 顯示，政治技巧對職涯滿意、晉級力和樂在工作 的預測效果皆達顯著。首先，從 M2 可見，政治技巧預測職涯滿意（β = .35，p
< .001；R2 = .12，p < .001）之預測效果達到顯著水準。其次，從 M4 可見，政 治技巧對晉級力的預測效果達顯著（β = .17，p < .05；R2 = .03，p < .05）。最後，
政治技巧對樂在工作的β 值為 .45（p < .001）；R2 = .19，p < .001），支持政治 技巧對樂在工作有預測效果。從上述結果可知，政治技巧對職涯成功的三個變項：
職涯滿意、晉級力和樂在工作皆具有預測效果，此結果支持假設 1。
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（p < .001）、自我推銷.21（p < .001）、逢迎.16（p < .001）、模範.05（p < .01）。
在排除人口統計學變項和社會期許的影響後，政治技巧預測印象管理之效果分別 為：印象管理β=.49，R2 =.22（p < .001）、自我推銷β=.47，R2 =.21（p < .05）、 逢迎β=.40，R2 =.16（p < .001）、模範β=.22，R2 =.05（p < .01）。整體而言政 治技巧對印象管理的預測效果皆達顯著水準。以上結果顯示職員的政治技巧能有 效預測印象管理行為（包含自我推銷、逢迎、模範），支持研究假設 2。
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表 4-5
印象管理對晉級力之階層迴歸分析
晉級力
M1 M2 M3 M4 M5 M6
Step 1
性別 .02 .02 .02 .02 .02 -.18*
年齡 .09 .09 .09 .09 .09 .27 學歷 .17* .17* .17* .17* .17* -.01 年資 -.26* -.26* -.27* -.26* -.27* -.21 宗教 -.01 -.01 -.01 -.01 -.01 .01 社會期許 -.10 -.09 -.11 -.10 -.08 -.07
Step 2
印象管理 -.03
自我推銷 .03 .06
逢迎 -.02 -.03
模範 -.06 -.01
R2 .00 .00 .00 .00 .00
整體 R2 .08 .08 .08 .08 .08 .06 調整後 R2 .05 .04 .04 .04 .04 .00 自由度 159 158 158 158 158 156 F 值 2.35* 2.024 2.021 2.012 2.09* 1.08
*p < .05，**p < .01，***p < .001
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表 4-6
印象管理對樂在工作之階層迴歸分析 樂在工作
M1 M2 M3 M4 M5 M6
Step 1
性別 .10 .13 .11 .13 .02 -.07 年齡 .10 .10 .12 .09 .09 .01 學歷 .04 -.01 .02 .00 .17 .00 年資 .06 .05 .00 .05 -.27 .02 宗教 .11 .12 .10 .10 -.01 -.06 社會期許 -.09 -.16 -.14 -.10 -.08 -.20*
Step 2
印象管理 .31***
自我推銷 .29*** .24**
逢迎 .25*** .15
模範 -.06 .03
R2 .09*** .08*** .06*** .02 .11***
整體 R2 .05 .14 .12 .11 .07 .13 調整後 R2 .01 .10 .09 .07 .03 .08 自由度 159 158 158 158 158 156 F 值 1.33 3.58*** 3.22** 2.77** 1.66 2.69**
*p < .05，**p < .01，***p < .001
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印象管理對政治技巧與職涯滿意之中介角色
根據 Baron 與 Kenny (1986)提出之中介角色驗證建議，中介效果的第一個條 件是獨變項對依變項有顯著預測效果；第二個條件，獨變項對中介變項有顯著預 測效果；第三個條件，在同時考慮獨變項與中介變項對依變項之影響，中介變項 需有顯著影響效果；第四個條件，獨變項對依變項之預測效果會因模型中加入中 介變項而降低。
從表 4-2 之 M2 顯示，政治技巧對職涯滿意的預測效果達顯著水準。在排除 人口統計變項和社會期許的影響後，政治技巧預測職涯滿意之 β 值為.35（p
< .001）、R2為.12（p < .001）。基本上，結果顯示職員的政治技巧與職涯滿意有 顯著預測效果，符合 Baron 與 Kenny（1986）中介角色檢驗之第一個條件。其次，
根據表 4-3 之 M2、M4、M6 及 M8，政治技巧能有效預測印象管理及三個子向 度，其β 值分別為：印象管理.49（p < .001）、自我推銷.47（p < .05）、逢迎.40（p
< .001）、模範.22（p < .05），符合 Baron 與 Kenny（1986）中介角色建議之第二 個條件。然而，根據表 4-7 之 M3、M4、M5 及 M6，分別將印象管理、自我推 銷、逢迎和模範納入迴歸模型，並與政治技巧一起預測職涯滿意時，印象管理（β
=.18，p > .05；R2 = .02，p > .05）、自我推銷（β = .03，p > .05；R2 = .00，p
> .05）、逢迎（β =.15，p > .05；R2= .02，p > .05）和模範（β = .09，p > .05；
R2= .01，p > .05）之預測效果皆未達顯著。此結果不符合 Baron 與 Kenny（1986）
中介角色檢驗之第三個條件。因此，不再進行印象管理對政治技巧與職涯滿意的 中介角色之進一步檢驗。
整體而言，印象管理及其三個子向度（自我推銷、逢迎和模範）都未能扮演 政治技巧與職涯滿意之中介角色。
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<.05）。基本上，此結果顯示職員的政治技巧與晉級力有顯著預測效果，符合 Baron 與 Kenny（1986）中介角色檢驗之第一個條件。其次，根據表 4-3 之 M2、M4、
M6 及 M8，政治技巧能有效預測印象管理及三個子向度，其 β 值分別為：印象 管理.49（p < .001）、自我推銷.47（p < .05）、逢迎.40（p < .001）、模範.22（p < .05）， 符合 Baron 與 Kenny（1986）中介角色建議之第二個條件。然而，根據表 4-8 之
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此結果不符合 Baron 與 Kenny（1986）中介角色檢驗之第三個條件。因此，不再 進行印象管理對政治技巧與晉級力的中介角色之進一步檢驗。
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印象管理對政治技巧與樂在工作之中介角色
根據表 4-2 之 M6，政治技巧預測樂在工作之 β 值為.45（p <.001）、 2為.19
（p <.05）。基本上，此結果顯示職員的政治技巧與樂在工作有顯著預測效果，符 合 Baron 與 Kenny（1986）中介角色檢驗之第一個條件。其次，根據表 4-3 之 M2、
M4、M6 及 M8，政治技巧能有效預測印象管理及三個子向度，其 β 值分別為：
印象管理.49（p <.001）、自我推銷.47（p <.05）、逢迎.40（p <.001）、模範.22（p
<.05），符合 Baron 與 Kenny （1986）中介角色建議之第二個條件。然而，根據 表 4-9 之 M3、M4、M5 及 M6，分別將印象管理、自我推銷、逢迎和模範納入迴 歸模型，並與政治技巧一起預測晉級力時，印象管理（β =.11，p >.05；R2 =.01，
p >.05）、自我推銷（β =.10，p >.05；R2 =.01，p >.05）、逢迎（β =.08，p >.05；
R2=.01，p >.05）和模範（β =.05，p >.05；R2=.00，p >.05）之預測效果皆未達 顯著。此結果不符合 Baron 與 Kenny（1986）中介角色檢驗之第三個條件。因此，
不再進行印象管理對政治技巧與樂在工作的中介角色之進一步檢驗。
整體而言，印象管理及其三個子向度（自我推銷、逢迎和模範）都未能扮演 政治技巧與樂在工作之中介角色。
印象管理中介政治技巧與職涯成功之小結
根據以上研究結果，印象管理（包含子向度自我推銷、逢迎和模範）與政治 技巧一起預測職涯成功相關變項（職涯滿意、晉級力和樂在工作）之預測效果皆 未達顯著水準，證實印象管理及其子向度在政治技巧與職涯成功之間並不具有中 介效果。因此，假設 4 未能得到實證支持。
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道德倫理哲學對政治技巧與印象管理的調節效果
本研究以政治技巧與理想主義之交互作用對印象管理預測效果之迴歸分 析，以檢定假設 5。根據表 4-10 之 M7，政治技巧 x 理想主義對印象管理之迴 歸係數為.37（p >.05），未達顯著水準。與此同時，在表 4-11 之 M7、表 4-12 之 M7 及表 4-13 之 M7，政治技巧 x 理想主義對自我推銷、逢迎和模仿之迴歸係 數介於 -.11 至.97 之間（p > .05），皆未達顯著水準。因此，假設 5a 未獲支持。
根據表 4-10 之 M7，政治技巧 x 相對主義對印象管理之迴歸係數為-.02（p
> .05），未達顯著水準，且在表 4-11 之 M7、表 4-12 之 M7 及表 4-13 之 M7，
政治技巧 x 相對主義對自我推銷、逢迎和模仿之迴歸係數皆未達顯著水準（β 值介於 -.96 至 1.34 間，p > .05）。因此，假設 5b 未獲支持。
整體而言，道德倫理哲學之理想主義、相對主義與政治技巧之交互作用對 印象管理（自我推銷、逢迎和模範）皆無顯著影響。因此，道德倫理哲學對政 治技巧與印象管理調節角色之假設未獲驗證。假設 5a 與 5b 均未獲得支持。
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第五章 討論與建議 第一節研究結果討論
過往研究證實政治技巧與職涯成功存在正相關，但並未探討兩者之間的中介 機制。本研究目的在了解印象管理在政治技巧與職涯成功間是否扮演中介角色。
同時，亦試圖探討個人倫理哲學在政治技巧與印象管理間是否具調節效果。根據 研究結果，其假設獲得支持與否，整理如表 5-1。
表 5-1
研究結果摘要表
研究假設 驗證結果
假設 1 政治技巧與職涯成功具有正相關。 支持
假設 2 政治技巧與印象管理呈顯著正相關。 支持
假設 3 印象管理與職涯成功呈顯著正相關。 部分支持
假設 4 印象管理中介政治技巧與職涯成功間的關係。 不支持
假設 5a 個人倫理哲學之理想主義在政治技巧與印象管理行為 間存在負向的調節效果，理想主義越高，政治技巧與印 象管理行為之間的效果越弱。
不支持
假設 5b 個人倫理哲學之相對主義在政治技巧與印象管理行為 間存在正向的調節效果，相對主義越高，政治技巧與印 象管理之間的效果越強。
不支持
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政治技巧對職涯成功的預測效果
由假設 1 的驗證結果可知政治技巧對職涯成功具有顯著正相關，表示政治技 巧確實正向影響職涯成功。也就是說具有政治技巧之員工，其職涯滿意、晉級力 和樂在工作的程度較高。有學者認為，個體在工作情境中使用政治技巧是為了達 成自身或組織的某些目的（Ferris, et al., 2005），這些所謂的個人目的很可能就是 多數求職者所期望升遷、加薪等職涯成功相關變項（Bedeian, Kemery, & Pizzolatto,
1991）。與此同時，過去許多研究都強調政治技巧與工作績效的關聯(Blickle et al.,
2009; Blickle et al, 2012; Meurs, Perrewé, & Ferris, 2011)，本研究則試著更進一步 地從工作績效的所帶來的實質結果（升遷、加薪、職涯滿意等）進行切入，即探 討政治技巧如何影響職涯成功。根據研究結果，具有高政治技巧的個體相較於他 人擁有更高的職涯滿意、晉級力與樂在工作。此研究結果也正好呼應了早期眾多 學者對於政治技巧與職涯成功的看法 (Ferris, et al., 2005; Ferris, et al., 2002;
Mintzberg, 1983; DeLuca, 1992)，即政治技巧會影響個體的職涯成功。
此外，本研究結果透過對偶的方式重複驗證了 Todd 等人（2009）的研究，
進一步證明政治技巧能影響個體的職涯成功。從員工的角度而言，政治技巧能協 助他們靈活應對主管、同儕和客戶的正式與非正式關係，他們能從中獲得更多重 要的資訊並了解工作的核心任務，使得棘手的工作也能夠更順利地完成。同時，
在主管與員工的對偶關係中，高政治技巧的員工在主管眼中代表著該員工具有良 好的工作執行能力，因為該部屬能夠輕鬆地應付各式各樣的客戶，或是處理其他
在主管與員工的對偶關係中，高政治技巧的員工在主管眼中代表著該員工具有良 好的工作執行能力，因為該部屬能夠輕鬆地應付各式各樣的客戶，或是處理其他