（二）工作壓力與互動形式之相關性
本研究利用η (eta) 係數來瞭解工作壓力（連續變項）與休閒參與的互動形式
（類別變項）之關聯情形，結果如表 4-4-2 所示。只有工作控制與互動形式間有顯 著的低度相關，其餘工作壓力構面與互動形式皆無相關。
總結工作壓力與休閒參與的相關性，可知工作壓力與休閒參與的關聯程度並不 高，且半數以上的變項之間沒有顯著相關存在。
二、工作壓力與工作生活平衡之相關
以皮爾森積差相關分析工作壓力與工作生活平衡各構面的相關性，結果如表 4-4-3 所示，工作壓力各構面與個人生活介入工作構面沒有顯著相關，不同於 Graham (2006) 指出工作生活平衡上有困難的員工，較常感到工作壓力。工作壓力中的工作 控制與工作負荷與工作介入生活構面有顯著相關，類似吳逸賢（2007）的研究結果，
工作要求（負荷）的增加會影響員工工作家庭之衝突。最後工作壓力中的各構面則 是跟工作個人生活提升均有顯著相關，工作控制、主管與同事支持與工作個人生活 提升有顯著正相關，工作負荷與就業缺乏保障則與工作個人生活提升存在顯著負相 關，亦支持過去研究之結果。
表 4-4-2 工作壓力與休閒參與互動形式相關係數表
相關係數（Eta）
工作控制*互動形式 .117*
工作負荷*互動形式 .058
主管支持*互動形式 .109
同事支持*互動形式 .023
就業缺乏保障*互動形式 .088
*p <.05
表 4-4-3 工作壓力與工作生活平衡相關係數表
四、迴歸假設檢驗
本研究欲以多元階層迴歸分析了解人口背景變項、工作壓力與休閒參與對工作 生活平衡之解釋情形。然欲進行多元迴歸分析需確認模型未違反迴歸假設，以及變 項間無明顯之共線性，因此本研究之分析首先進行迴歸假設之檢驗。
本研究分別就迴歸模型之常態性、獨立性與多元共線性進行檢驗。常態性檢驗 部分，由累積常態機率圖 (P-P plot) 顯示，並未違反殘差常態性假設；獨立檢驗之 Durbin-Watson 檢定值為 2.02，顯示殘差無自我相關；在多元共線性檢驗部分，各變 項之變異數膨脹係數 (variance inflation factor; VIF) 介於 1.10 ~ 1.76，顯示模式各 變項間無明顯共線性情況。由以上迴歸診斷證實，本研究資料未違反迴歸假設，適 合進行多元迴歸分析。
五、工作壓力、休閒參與與工作生活平衡之多元階層迴歸
本研究以多三階層迴歸分析工作生活平衡之解釋情形，階層一放入個人背景變 項，包括性別、婚姻狀況、服務年資、工作時數（平均每天實際工作小時數*平均每 週工作天數）、無薪假天數以及工作滿意（感到工作帶來壓力的頻率），其中性別 與婚姻狀況為類別變項，因此在進行迴歸前將此兩變項轉為虛擬變項後再放入迴歸 式中；階層二放入工作壓力，包括工作控制、工作負荷、主管支持、同事支持與就 業缺乏保障；最後一階，階層三放入休閒參與變項，包含休閒參與總次數、知覺次 數、休閒參與每次花費時間、知覺時間、運動自覺以及最適體驗，其中休閒參與的 休閒參與類型及參與的主要方式兩變項為類別變項未放入迴歸，最適體驗採用三題 的平均值。
由於本研究依變項工作生活平衡包括三個構面，以下分別針對三個構面進行多 元階層迴歸。
（一）個人生活介入工作
迴歸結果顯示個人背景變項、工作壓力與休閒參與無法有效解釋工作生活平衡 (F(18,222)=1.34, p=.165)，如表 4-4-5 所示。
由前述表 4-4-3 與表 4-4-4 的相關分析中可知，個人生活介入工作與工作壓力各 構面以及休閒參與皆無顯著相關，多元階層迴歸分析中，在控制個人背景變項後，
工作壓力與休閒參與也未能有效解釋個人生活介入工作。但性別以及已婚無小孩具
有顯著的係數值，表示女性較男性有著較高的個人生活介入工作的頻率，已婚無小 53.00％之變異量 (F(18,222)=13.90, p<.05)。由各階層之解釋力來看，個人背景變項 之 R2改變量=.418 (F(7,233)=23.87, p<.05)；工作壓力之 R2改變量=.095
(F(5,228)=8.91, p<.05)；休閒參與之 R2改變量=.017 (F(6,222)=1.34, p=.24)。
三階層分析之係數估計値如表 4-6-6 所示，第一階層人口背景變項中婚姻狀況、
工作時數以及工作滿意可顯著解釋工作生活平衡。類似過去文獻指出長工時、照顧 責任是影響工作生活平衡的主要因素，伴隨長工時而來的是，工作產生對生活的負 面外溢 (Dex & Bond, 2005; White, Hill, McGovern, Mills & Smeaton, 2003)。已婚有 小孩的相較於未婚者，有著較少的工作介入個人生活，推測在職場上，已婚有小孩
三構面，對工作介入個人生活有顯著解釋力，較低的工作控制、主管支持，反應出 較高的工作介入生活頻率，越高的工作負荷，工作介入生活的頻率也越高；根據 JDCS 模型的概念，在工作負荷大且工作控制性低的狀況下，容易產生壞的壓力，再加上 低主管支持會強化壞壓力的效應 (Karasek & Theorell, 1990) ，因此，低工作控制、
高工作負荷與低主管支持皆是員工高工作壓力的源頭之一，且影響工作介入個人生 活。本研究結果類似過去研究之發現，工作壓力會影響工作生活平衡中的工作休閒 衝突，即工作負荷會顯著正向影響、工作控制與主管支持則是顯著負向影響工作休 閒衝突（林若慧，2006；廖宜穎，2008），本研究產生影響的因子與作用的方向皆 同於過去研究發現。在同事支持與就業缺乏保障構面上則無法顯著解釋工作介入個 人生活，表 4-4-3 中也顯示，此兩構面也與工作介入個人生活無顯著相關。同事支 持與過去研究類似，未發現其與工作生活平衡的顯著相關性，而就業缺乏保障則是 應用在台灣時所加入的變項，過去較少討論其對工作生活平衡的影響，一般來看，
員工對自己的工作是否感到有保障，不太會直接影響其工作介入個人生活的部分。
第三階層在控制個人背景變項與工作壓力後，休閒參與無法有效解釋工作介入 個人生活，只有知覺次數的個別解釋力達顯著水準，但在表 4-4-4 的相關分析中，
知覺次數與工作介入個人生活有著顯著的低度負相關，也就是員工若覺得休閒參與 的次數足夠，代表其工作之外的生活未被工作侵入太多，工作介入個人生活的頻率 也就較低。
（三）工作個人生活提升
首先說明，此工作個人生活提升依變項經過轉向，越高分表工作個人生活互相 提升的頻率越低。迴歸結果顯示個人背景變項、工作壓力與休閒參與能有效解釋工 作生活平衡 27.20％之變異量 (F(18,222)=4.61, p<.05)。由各階層之解釋力來看，個 人背景變項之 R2改變量=.090 (F(7,233)=3.31, p<.05)，工作壓力之 R2改變量=.136 (F(5,228)=8.04, p<.05)，休閒參與之 R2改變量=.045 (F(6,222)=2.30, p<.05)。三階層 分析之係數估計値如表 4-4-7 所示，第一階層人口背景變項中，只有工作滿意可顯 著解釋工作生活平衡，即在工作上常感到有壓力者，其工作個人生活提升的頻率就 越低。
表4-4-7 工作個人生活提升多元階層迴歸分析結果摘要表 (n=241)
縱整三個多元階層迴歸可知，本研究結果類似 Fisher-McAuley 等 (2003) 建立 的工作生活平衡模式所強調的，取得不同角色平衡時所競爭的資源，就是能顯著解 釋工作生活平衡的因素，例如，時間的分配、婚姻狀況、承擔的工作負荷量、掌握 工作控制的程度等因素。同時也支持 Dex 與 Bond (2005) 的研究結果，長工時、
職業、性別、年齡、照顧責任這些因子是工作生活平衡非常重要的決定因素。另外 在三個迴歸式中，休閒參與無法顯著解釋工作個人生活的互相介入；只在第三個迴 歸式具有顯著解釋力，可解釋工作個人生活的互相提升，因此，欲減少工作生活間 的衝突或許較難從休閒參與著手，但欲提升工作生活之間的互益，就可從瞭解休閒 參與來獲得解決方法。
第伍章 結論與建議
本研究以高科技產業員工為對象，瞭解其工作壓力、休閒參與及工作生活平衡 之現況，分析不同人口背景變項在工作壓力、休閒參與及工作生活平衡上的差異，
並進一步探討人口背景變項、工作壓力與休閒參與對工作生活平衡之解釋情形。依 據研究結果提出研究之結論與建議分述如下。