第四章 研究結果與分析
第四節 各構面之關聯分析
為了解研究架構中各變項間之相互關係與假設的驗證，本節將研究架構的組 織公平、組織承諾、人格特質與組織公民行為等研究變項，以Pearson 積差相關係 數及逐步迴歸分析方法對各變項進行分析。
壹、組織公平與組織公民行為之關聯分析
一、相關性分析
由表4-17得知，組織公平的四大構面：程序公平、分配公平-獎酬工作負荷量、
分配公平-獎酬工作分配、互動公平和組織公民行為之四大構面：助人行為、關懷 學校並尊重體制、敬業精神、工作自我要求構面，均呈現顯著相關，但影響方向 不一，故推得假設二（國小教師認為組織公平會對組織公民行為產生顯著正向的 影響）為部分成立，至於假設2-3：國小教師認為互動公平對組織公民行為產生顯 著正向的影響則不成立。分述如下：
(一) 助人行為構面與組織公平四大構面呈現顯著相關，其中與互動公平、程 序公平以及分配公平-獎酬工作分配成顯著負相關，相關程度分別為 -0.473、-0.255和-0.314。而與分配公平-獎酬工作負荷量呈現顯著的中度 正相關（0.471）。
(二) 關懷學校並尊重體制構面與分配公平-獎酬工作負荷量和程序公平呈現 顯著的低度正向關係，相關程度分別為0.113和0.257；其與互動公平呈 現顯著低度負相關（-0.119）；至於與分配公平-獎酬工作分配的關係則 不顯著。
(三) 敬業精神構面與互動公平和程序公平呈現顯著相關，其中與互動公平為 顯著的低度負相關（-0.090），與程序公平呈中度顯著正相關（0.324），
至於與分配公平-獎酬工作分配和分配公平-獎酬工作負荷的關係則不顯 著。
(四) 工作自我要求構面與組織公平四大構面呈現顯著相關，與程序公平、分 配公平-獎酬工作負荷量和分配公平-獎酬工作分配成顯著正相關，相關 係數分別為0.364、0.250、0.272，另與互動公平呈現低度負相關（-0.360）。
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0.607，表示自變項可解釋依變項總變異量的 60.7%。而Durbin-Watson 檢定之值為2.245，介於1.5～2.5間，表示誤差項間並無存在自我相關的69
表4-19 助人行為與組織公平構面的迴歸係數 未標準化係數 標準化係數
模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 t
顯著 性 4 (常數) -3.224E-16 .029 .000 1.000 互動公平 -.473 .029 -.473 -16.412 .000 分配公平獎酬工
作負荷量 .471 .029 .471 16.345 .000 分配公平獎酬工
作分配 -.314 .029 -.314 -10.894 .000 程序公平 -.255 .029 -.255 -8.841 .000
a 依變項：助人行為
(二) 關懷學校並尊重體制構面：以互動公平(x1)、分配公平-獎酬工作負荷量 (x2)、分配公平-獎酬工作分配(x3) 、程序公平（x4）作為自變項，以關 懷學校並尊重體制 (y)作為依變項，進行逐步迴歸分析，由表中模式3可 知調整後相關係數為0.087，表示自變項可解釋依變項總變異量的8.7%。
而Durbin-Watson檢定之值為2.452，介於1.5～2.5間，表示誤差項間無存 在自我相關的現象。另由標準化迴歸係數可知分配公平-獎酬工作負荷量 (x2)對於關懷學校並尊重體制之預測力最大( β = 0.257) ， 且迴歸係數 為正數，其次為分互動公平(x1)，預測力為β = -0.119，程序公平（x4）
β =0.113又次之，故分配公平-獎酬工作負荷量(x2)與程序公平（x4）有 提升北縣國小教師關懷學校並尊重體制之作用，至於互動公平(x1)則會 減低其作用。
表4-20 關懷學校並尊重體制與組織公平構面的迴歸模式摘要
模式 R R平方 調過後的R平方 估計的標準誤 Durbin-Watson檢定 3 .305(c) .093 .087 .95542183 2.452
c 預測變項：(常數), 分配公平獎酬工作負荷量, 互動公平, 程序公平
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表4-21 關懷學校並尊重體制與組織公平構面的迴歸係數
未標準化係數 標準化係數 t 顯著性 模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 3 (常數) 3.444E-16 .044 .000 1.000 分配公平獎酬工作
負荷量 .257 .044 .257 5.851 .000 互動公平 -.119 .044 -.119 -2.705 .007 程序公平 .113 .044 .113 2.572 .010
a 依變項：關懷學校並尊重體制
(三) 敬業精神構面：以互動公平(x1)、分配公平-獎酬工作負荷量(x2)、分配 公平-獎酬工作分配(x3) 程序公平（x4）作為自變項，以敬業精神 (y) 作為依變項，進行逐步迴歸分析，由表中模式2可知調整後相關係數為 0.109示自變項可解釋依變項總變異量的 10.9％。而Durbin-Watson檢定 之值為1.924，介於1.5～2.5間，表示誤差項間並存無在自我相關的現象。
由標準化迴歸係數可知程序公平（x4）對於敬業精神之預測力最大( β = 0.324)。其次為互動公平(x1)，預測力為β = -0.90，故程序公平（x4）
量有提升北縣國小教師敬業精神之作用，至於互動公平(x1)則會減低其 作用。
表4-22 敬業精神與組織公平構面的迴歸係數模式摘要
模式 R R平方 調過後的R平方 估計的標準誤 Durbin-Watson檢定 2 .336(b) .113 .109 .94377166 1.924
b 預測變項：(常數), 程序公平, 互動公平
表4-23 敬業精神與組織公平構面的迴歸係數
未標準化係數 標準化係數
模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 t 顯著性
2 (常數) 2.185E-16 .043 .000 1.000
程序公平 .324 .043 .324 7.465 .000 互動公平 -.090 .043 -.090 -2.078 .038
a 依變項：敬業精神
(四) 工作自我要求構面：以互動公平(x1)、分配公平-獎酬工作負荷量(x2)、
分配公平-獎酬工作分配(x3) 程序公平（x4）作為自變項，以工作自我 要求 (y)作為依變項，進行逐步迴歸分析，由表中模式4可知調整後相關 係 數 為0.394 ， 表 示 自 變 項 可 解 釋 依 變 項 總 變 異 量 的 39.4% 。 而 Durbin-Watson檢定之值為2.038，介於1.5～2.5間，表示誤差項間並無存 在自我相關的現象。另由標準化迴歸係數可知程序公平（x4）對於工作 自我要求之預測力最大( β =0.364) ，且迴歸係數為正數，其次為互動 公平(x1)，預測力為β = -0.360。而分配公平-獎酬工作分配(x3)、分配 公平獎酬工作負荷量(x2)又次之，而影響程度為正向，故分配公平-獎酬 工作分配(x3) 、程序公平（x4）以及分配公平-獎酬工作負荷量(x2)有提 升北縣國小教師工作自我要求之作用，至於互動公平(x1)則會減低其作
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用。
表4-24 工作自我要求與組織公平構面的迴歸係數模式摘要 模式 R
R平方 調過後的R平方
估計的標準 誤
Durbin-Watson 檢 定
4 .632(d) .399 .394 .77853514 2.038
d 預測變項 ：(常數), 程序公平, 互動公平, 分配公平獎酬工作分配, 分配公平獎酬工作負荷量
表4-25 工作自我要求與組織公平構面的迴歸係數 未標準化係數 標準化係數
模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 t 顯著性 4 (常數) -2.573E-16 .036 .000 1.000 程序公平 .364 .036 .364 10.180 .000 互動公平 -.360 .036 -.360 -10.060 .000 分配公平獎酬工作
分配 .272 .036 .272 7.598 .000
分配公平獎酬工作
負荷量 .250 .036 .250 6.987 .000
a 依變項：工作自我要求
三、組織公民行為之四個構面與組織公平之迴歸分析推得，假設二
（國小教師認為組織公平會對組織公民行為產生顯著正向的 影響）為部分成立。
貳、組織承諾與組織公民行為的關聯分析
一、相關性分析
由表4-26得知，組織承諾的四大構面：對學校的向心力、價值認同、努力意願、
留職意願和組織公民行為之四大構面：助人行為、關懷學校並尊重體制、敬業精 神、工作自我要求構面，均呈現顯著相關，故推得假設一（國小教師之組織承諾 將對組織公民行為產生顯著的影響）為成立。分述如下：
(一) 助人行為構面與組織承諾四大構面呈現顯著相關，其中與對學校的向心 力與留職意願成顯著正相關，相關程度為0.497、0.136；而與努力意願 呈現顯著的中度負相關（-0.416）；至於與價值認同的關係則不顯著。
(二) 關懷學校並尊重體制構面與對學校的向心力呈現顯著的低度正向關 係，相關程度分別為0.383；其與留職意願呈現顯著低度負相關（-0.339）；
至於與價值認同和努力意願的關係則不顯著。
(三) 敬業精神構面與價值認同、留職意願呈現顯著的中度正相關（0.544、
0.307），與努力意願成顯著的低度正相關（0.147），至於與對學校的 向心力的關係則不顯著。
(四) 工作自我要求構面與組織承諾四大構面呈現顯著相關，與對學校的向心 力與留職意願成顯著正相關，相關係數分別為0.356、0.162，另與努力 意願和價值認同呈現低度負相關（-0.131、-0.097）。
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表4-26 組織承諾與組織公民行為之Pearson積差相關分析表
Pearson相
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(二) 關懷學校並尊重體制構面：以對學校的向心力(x1)、留職意願 (x2)、價 值認同 (x3) 、努力意願（x4）作為自變項，以關懷學校並尊重體制 (y) 作為依變項，進行逐步迴歸分析，分析結果如表4-30。由模式2可知調整 後相關係數為0.258，表示自變項可解釋依變項總變異量的25.8%。另由 標準化迴歸係數可知對學校的向心力(x1)對於關懷學校並尊重體制構面 之預測力最大 （β = 0.383)。其次為留職意願 (x2)，預測力為β =- 0.339，故對學校的向心力(x1)有提升北縣國小教師關懷學校並尊重體制 之 作 用 ， 至 於 留 職 意 願 (x2) 則 會 減 低 其 作 用 。 值 得 注 意 的 是 Durbin-Watson檢定值達 2.621，高於2.5，表示誤差項間可能存在自我相 關的現象。
表4-29 關懷學校並尊重體制與組織承諾構面的迴歸係數模式摘要
模式 R R平方 調過後的R平方 估計的標準誤 Durbin-Watson檢定 2 .511(b) .261 .258 .86135100 2.621
b 預測變項：(常數), 對學校的向心力, 留職意願
表4-300 關懷學校並尊重體制與組織承諾構面的迴歸係數
未標準化係數 標準化係數
模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 t 顯著性 2 (常數) 5.695E-16 .040 .000 1.000
對學校的向心力 .383 .040 .383 9.668 .000 留職意願 -.339 .040 -.339 -8.548 .000
a 依變項：關懷學校並尊重體制
(三) 敬業精神構面：以對學校的向心力(x1)、留職意願 (x2)、價值認同 (x3) 、努力意願（x4）作為自變項，以敬業精神 (y)作為依變項，進行 逐步迴歸分析，由表中模式4可知調整後相關係數為0.413，表示自變項 可解釋依變項總變異量的41.3%。而Durbin-Watson檢定之值為2.350，介 於1.5～2.5間，表示誤差項間並無存在自我相關的現象。另由標準化迴 歸係數可知價值認同 (x3)對於敬業精神構面之預測力最大 ( β = 0.544)。其次為留職意願 (x2)，預測力為β = 0.307，而努力意願（x4）、
對學校的向心力(x1) 又次之，β =0.147與0.081，故對學校的向心力 (x1)、留職意願 (x2)、價值認同 (x3) 、努力意願（x4）均有提升北縣 國小教師敬業精神之作用。
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表4-31 敬業精神與組織承諾構面的迴歸係數模式摘要
模式 R R平方 調過後的R平方 估計的標準誤 Durbin-Watson檢定 4 .647(d) .418 .413 .76585594 2.350
d 預測變項：(常數), 價值認同, 留職意願, 努力意願, 對學校的向心力
表4-32 敬業精神與組織承諾構面的迴歸係數
未標準化係數 標準化係數 t 顯著性
模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 4 (常數) 3.196E-16 .035 .000 1.000 價值認同 .544 .035 .544 15.45
1 .000 留職意願 .307 .035 .307 8.726 .000 努力意願 .147 .035 .147 4.164 .000 對學校的向心力 .081 .035 .081 2.287 .023
a 依變項：敬業精神
(四) 工作自我要求構面：以對學校的向心力(x1)、留職意願 (x2)、價值認 同 (x3) 、努力意願（x4）作為自變項，以工作自我要求(y)作為依變 項，進行逐步迴歸分析，由模式4可知調整後相關係數為0.173，表示自 變項可解釋依變項總變異量的17.3%。而Durbin-Watson檢定之值為 1.883，介於1.5～2.5間，表示誤差項間並無存在自我相關的現象。另 由標準化迴歸係數可知對學校的向心力(x1)對於工作自我要求之預測 力最大( β = 0.356)。其次為留職意願 (x2)，預測力為β = 0.162且 迴歸係數皆為正數，至於價值認同 (x3) 、努力意願（x4）又次之，而 影響程度為負向，故對學校的向心力(x1)、留職意願 (x2)有提升北縣 國小教師工作自我要求之作用，至於價值認同(x3) 、努力意願（x4）
則會減低其作用。
表4-33 工作自我要求與組織承諾構面的迴歸係數模式摘要
模式 R R平方 調過後的R平方 估計的標準誤 Durbin-Watson檢定 4 .424(d) .180 .173 .90950725 1.883
d 預測變項：(常數), 對學校的向心力, 留職意願, 價值認同, 努力意願
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表4-34 工作自我要求與組織承諾構面的迴歸係數
未標準化係數 標準化係數
模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 t 顯著性 4 (常數) -3.802E-17 .042 .000 1.000 對學校的向心力 .356 .042 .356 8.524 .000 留職意願 .162 .042 .162 3.863 .000 價值認同 -.131 .042 -.131 -3.130 .002 努力意願 -.097 .042 -.097 -2.327 .020
a 依變項：工作自我要求
三、由上組織公民行為之四個構面與組織承諾之迴歸分析推得，
假設一（國小教師之組織承諾將對組織公民行為產生顯著的影 響）為成立。
參、 人格特質與組織公民行為的關聯分析
一、相關性分析
由表4-35得知，A型性格-成就和組織公民行為之助人行為構面呈現現顯著的高 度負相關（-0.843），故推得假設三（國小教師的人格特質對組織公民行為有顯著 的影響）為成立。
表4-35 人格特質與組織公民行為之PEARSON積差相關分析表
助人行為
關懷學校並
尊重體制 敬業精神
工作自我
要求 A型性格-成就 助人行為 1
關 懷 學 校 並 尊
重體制 .000 1
敬業精神 .000 .000 1
工作自我要求 .000 .000 .000 1
A型性格-成就
-.843(**)
-.057 -.065 -.061 1**在顯著水準為0.01時 (雙尾)，相關顯著。* 在顯著水準為0.05 時 (雙尾)，相關顯著。
二、迴歸分析
助人行為構面：由相關分析得知僅助人行為與人格特質之A型性格-成就有關 連性，故以A型性格-成就作為自變項，以助人行為 (y)作為依變項，進行逐步迴歸
助人行為構面：由相關分析得知僅助人行為與人格特質之A型性格-成就有關 連性，故以A型性格-成就作為自變項，以助人行為 (y)作為依變項，進行逐步迴歸