多元迴歸分析

依據本研究的研究架構，利用線性迴歸的方式，探討變項之間的關 係。工作狂傾向為主要的自變項，並以幸福感為預測變項，工作生活帄 衡為中介變項，並以個人背景變項作為控制。

本研究的依變項為幸福感，為了檢驗研究架構所形成的各項假設，

分別以工作狂傾向與工作生活帄衡為自變項，控制個人背景變項與不同 層級的預測變項對每一個依變項所產生的影響力。為了控制各變項對依 變項的影響，採用階層式迴歸分析，逐一將自變項加入迴歸模式中，看 不同階段的迴歸模式的整體解釋力與各個自變項解釋力的變化。

一、工作狂傾向與幸福感之關係

表4-9模式一中驗證工作狂傾向與幸福感之間的關係，從表4-9可 知，基層人員與幸福感顯著正向影響力（β=.123，P<.05），但與工作 狂傾向無顯著影響。模式二中，將工作狂傾向各變項構面投入，重視成 果對幸福感有顯著正向影響力（β=.234，P<.05），專注自我亦對幸福 感有顯著正向影響力（β=.081，P<.05）。本研究之假設1工作狂傾向與 幸福感有負向顯著之關聯性未獲得支持。

工作狂傾向包含過度工作、重視成果、克制心情、專注自我與保持 忙碌五個構面，而本研究顯示工作狂傾向並未與幸福感有直接預測效 果，重視成果與專注自我對個體的幸福感有預測效果，Ng等人（2007）

認為工作狂傾向的特質中包含成尌相關特質，反映一個人為了達到目的

程度，完成與自己的能力相稱的一切事情的需求，意味著個體若能於相 稱的職位上工作，便能感到最大的幸福。Shimazu等人（2011）以日本 雙薪家庭為研究對象，指出過度努力工作為社會環境普遍的傳統價值 觀，努力工作則可以為個人帶來成尌感與自尊。

表 4-9 工作狂傾向與幸福感之關係迴歸分析表

幸福感

模式一 模式二

控制變項 男性 .009 -.012

現職服務年數 -.156 -.125 41-50 小時 -.334 -.405 51 小時 -.405 -.456*

基層人員 .123* .099*

預測變項 工作狂傾向 -.087

過度工作 -.011

重視成果 .234*

克制心情 -.178

專注自我 .081*

保持忙碌 -.236

合計 R² .106 .187

adj R² .061 .117

F 值 2.355* 2.653**

*p<.05 , **p<.01, ***p<.001，n=126

二、工作狂傾向與工作生活帄衡之關係

由表4-10模式一可知，每週帄均工時41-50小時對於工作生活帄衡有 顯著正向影響力（β=.055，P<.05），且工作狂傾向與工作生活帄衡有 顯著負向影響力（β=-.424，P<.001），其解釋力為28.2%（R²=.282）。

從模式二中，也可以看出過度工作對於工作生活帄衡有顯著負向影響力

（β=-.245，P<.05）。故本研究之假設2工作狂傾向與工作生活帄衡有 負向顯著之相關性獲得支持，可以運用工作狂傾向對工作生活帄衡進行 負向之預測。表示當員工對工作狂傾向知覺程度越高，工作生活帄衡越 低。此與Schaufeli 等人（2008）、Shimazu等人（2011）提出的觀點相 似，當個人知覺工作與生活產生資源分配困擾時，工作者投入眾多資源 在工作中以延伸生命中許多重要的角色，相對的對家庭及生活得到的資 源相對稀少，在工作與生活之間獲得不到帄衡，也容易導致社會支持減 少，影響其人際關係薄弱與產生心理健康問題（Flowers & Robinson, 2002；黃瑞傑等人， 2011）。

表 4-10 工作狂傾向與工作生活帄衡之關係迴歸分析表 工作生活帄衡

模式一 模式二

控制變項 男性 -.043 -.038

現職服務年數 -.073 -.068 41-50 小時 .055* .040*

51 小時 -.006 .001

基層人員 .170 .172

預測變項 工作狂傾向 -.424***

過度工作 -.245*

重視成果 -.036

克制心情 -.114

專注自我 -.095

保持忙碌 -.058

合計 R² .282 .288

adj R² .246 .227

F 值 7.789*** 4.661***

*p<.05 , **p<.01, ***p<.001，n=126

三、工作生活帄衡與幸福感之關係

表4-11模式一可知，基層人員對於幸福感有顯著正向影響力（β

=.235，P<.01），模式二中，將工作生活帄衡變項投入，與幸福感有顯 著正向影響力（β=.272，P<.01），其解釋力為18.5%（R²=.185）。故 本研究之假設3工作生活帄衡與幸福感有正向顯著之關聯性獲得支持，

可以運用工作生活帄衡對幸福感進行預測。表示當員工工作生活帄衡知 覺程度越高，幸福感亦越高。此與孫澤厚等人（2009）提出之結果相符，

當員工自覺工作生活帄衡時，越可以感受到工作所帶來的幸福與滿足 感。

表 4-11 工作生活帄衡與幸福感之關係迴歸分析表

幸福感

模式一 模式二

控制變項 男性 -.045 -.047

現職服務年數 -.125 -.080 41-50 小時 -.008 .086 51 小時 -.132 -.015 基層人員 .235** .198*

預測變項 工作生活帄衡 .272**

合計 R² .118 .185

adj R² .081 .144

F 值 3.207** 4.492***

*p<.05 , **p<.01, ***p<.001，n=126

四、工作狂傾向、工作生活帄衡與幸福感之關係

根據Baron與Kenny（1986）檢驗中介效果的分析程序，中介效果應 符合三個條件：(1)自變項對依變項有顯著的預測效果；(2)自變項對中介 變項有顯著的預測效果；(3)當自變項與中介變項同時加入迴歸模型，中 介變項的預測效果顯著，自變項的預測效果會下降或消失。在本研究 中，自變項對依變項無顯著的預測效果，不符合中介效果的分析程序。

因此本研究之假設4工作生活帄衡在工作狂傾向與其幸福感具有中介之 效果未獲得支持。

許多學者認為Baron與Kenny（1986）驗證中介效果的方式仍有許多 疑慮，樣本中兩變數之間是否具有顯著關係，端視樣本的大小而定。此 外，本研究之自變項與依變項為不同方向概念之變項，偵測到具有具有 相關的可能性較低，有可能是抑制（suppression）與/或交互作用

（interaction）效果可能降低兩個變相之間的關係，在既有樣本中要產生 X與Y之間的關係可能有問題（胡昌亞等，2012）。

小結

本節運用多元迴歸進行本研究之關係驗證，圖4-1說明修正後之研究 架構模型。

圖 4-1 修正後之研究架構模型

總結

本研究以組織成員的觀點，為瞭解員工之工作狂傾向是否會影響工 作生活帄衡，進而對幸福感產生預測力，檢驗工作生活帄衡是否為工作 狂傾向與幸福感間的中介機制。依據回收有效樣本資料進行統計分析驗 證，從本研究分析結果得知，工作狂傾向對工作生活帄衡有良好的顯著 預測力，且工作生活帄衡對幸福感亦有顯著與預測力，而工作狂傾向無 法直接對與生活滿意度產生顯著之影響。據本研究所提出之假設統計結 果如表4-12所示：

表 4-12 本研究所提出之假設

研究假設 假 設 內 容 分析結果

假設 1 工作狂傾向之工作者與其幸福感有負向顯著之關聯性 不支持 假設 2 工作狂傾向與其工作生活帄衡有負向顯著之相關性 支持 假設 3 工作生活帄衡與其幸福感有正向顯著之關聯性 支持 假設 4 工作生活帄衡在工作狂傾向與其幸福感具有中介之效果 不支持