工作滿意之中介效果驗證分析

本研究期能透過工作滿意的中介效果，來解釋企業聲望及組織文化 對留任意願之影響。為了驗證工作滿意之中介效果，本研究依據 Baron 與 Kenny（1986）的建議，中介效果若要成立，必須滿足以下三項條件 首先，自變項對中介變項必須有顯著的影響；其次，自變項與中介變項 分別對依變項必須有顯著的影響；最後，當中介變項加入迴歸式後，自 變項與依變項的關係將變為不顯著，或因而減弱。若因為中介變項加入

，使自變項對依變項的影響，由原來的顯著降低至不顯著，則表示中介 變項具完全中介效果（Full mediation）。若當中介變項加入後，讓自變 項對依變項的影響減弱，但仍有顯著水準，則表示中介變項僅有部分中 介效果（Partial mediation）。

在運用迴歸分析時，為了避免各變項間因彼此特性相似度高，存有 共線性問題，發生自變項與依變項相關性低但迴歸係數卻顯著，或與依 變項相關性高但迴歸係數卻未顯著的狀況，以至於誤判的產生，則需進 行共線性分析以檢定是否有線性重合的問題（王保進，1999）。本研究 將利用變異數膨脹係數（Variance Inflationary Factor，VIF 值）來檢測，

若 VIF 值小於 10，則表示不具有共線性的問題。

一、工作滿意於企業聲望與留任意願間之中介效果

有關企業聲望透過工作滿意影響留任意願的中介變項驗證模型如 圖 4-1 所示：

圖 4 - 1 知識分享之中介變項驗證模型(一)

本研究對企業聲望、工作滿意及留任意願等變項進行迴歸分析結果

，從表 4-21 的迴歸模式 1 可發現：企業聲望對工作滿意具有顯著的正向 影響（β=0.628, p < 0.001）；再者，從表 4-22 的迴歸模式 2 與迴歸模式 3-1 可發現：工作滿意與企業聲望，均對留任意願具有顯著的正向影響

（β=0.516、0.468, p<0.001）。以上分析的結果，符合 Baron 與 Kenny

（1986）所提出中介驗證的前兩項條件。

由表 4-22 的迴歸模式 3-1 與迴歸模式 3-2 之比較分析可得知：企業 聲望對留任意願原具有顯著的正向影響（β=0.468, p<0.001），在置入 中介變項工作滿意後（β=0.367, p<0.001），企業聲望雖仍具有顯著的 正向影響（β=0.237, p<0.001），但顯著水準已經下降（β值由 0.468 降至 0.237），分析結果符合中介驗證的第三項條件。而且各迴歸模式

（H6）：工作滿意對於企業聲望與留任意願間具有中介效果獲得部分支 持；亦即企業聲望會直接影響留任意願的程度，並且會透過工作滿意，

間接影響留任意願的高低。

表 4-21 企業聲望對工作滿意影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF 1 工作滿意 企業聲望 ^{0.628*** 14.220 0.000 0.395 202.216 1.000}

註：有效樣本總數 n=312；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

表 4-22 企業聲望與工作滿意對留任意願影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF 2 留任意願 工作滿意 0.516*** 10.595 0.000 0.266 112.259 1.000

3-1 留任意願 企業聲望 0.468*** 9.313 0.000 0.219 86.732 1.000

3-2 留任意願

企業聲望 ^{0.237*** 3.878 0.000}

0.300 66.191

1.652

工作滿意’ ^{0.367*** 5.991 0.000 1.652}

註：有效樣本總數 n=312；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

二、工作滿意於組織文化與留任意願間之中介效果 有顯著的正向影響（β=0.143, p>0.05），不符合 Baron 與 Kenny

（1986）所提出中介驗證的首項條件。

表 4-23 企業聲望對工作滿意影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF 1 工作滿意 官僚型文化 0.143 2.537 0.012 0.020 6.438 1.000 註：有效樣本總數 n=312；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

工 作 滿 意

(二)創新型文化

從表 4-24 的迴歸模式 1 可發現：創新型文化對工作滿意具有 顯著的正向影響（β=0.701, p < 0.001）；再者，從表 4-22 的迴歸 模式 2 與迴歸模式 3-1 可發現：工作滿意與創新型文化，均對留任 意願具有顯著的正向影響（β=0.516、0.452, p<0.001）。以上分析 的結果，符合 Baron 與 Kenny（1986）所提出中介驗證的前兩項條 件。

由表 4-22 的迴歸模式 3-1 與迴歸模式 3-2 之比較分析可得知

： 創 新 型 文 化 對留 任 意 願 原 具 有顯 著 的 正 向 影 響（ β =0.452, p<0.001），在置入中介變項工作滿意後（β=0.391, p<0.001），創 新型文化雖仍具有顯著的正向影響（β=0.177, p<0.01），但顯著 水準已經下降（β值由 0.452 降至 0.177, p 值由 0.000 提升為 0.009

），分析結果仍符合中介驗證的第三項條件。而且各迴歸模式之 VIF 值，經檢測發現均小於 10。

由此結果顯示，工作滿意在創新型文化與留任意願間存在有

「部分中介效果」，且變項間不具有共線性的問題。

表 4-24 創新型文化對工作滿意影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF 1 工作滿意 創新型文化 0.701*** 17.315 0.000 0.492 299.812 1.000 註：有效樣本總數 n=312；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

表 4-25 創新型文化與工作滿意對留任意願影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF 2 留任意願 工作滿意 0.516*** 10.595 0.000 0.266 112.259 1.000

3-1 留任意願 創新型文化 0.452*** 8.914 0.000 0.204 79.464 1.000

3-2 留任意願

創新型文化 ^{0.177** 2.623 0.009}

0.277 60.635

1.967

工作滿意 ^{0.391*** 5.786 0.000 1.967}

註：有效樣本總數 n=312；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

(三)支持型文化

從表 4-26 的迴歸模式 1 可發現：支持型文化對工作滿意具有 顯著的正向影響（β=0.754, p < 0.001）；再者，從表 4-22 的迴歸 模式 2 與迴歸模式 3-1 可發現：工作滿意與支持型文化，均對留任 意願具有顯著的正向影響（β=0.516、0.469, p<0.001）。以上分析 的結果，係符合 Baron 與 Kenny（1986）所提出中介驗證的前兩項 條件。

由表 4-27 的迴歸模式 3-1 與迴歸模式 3-2 之比較分析可得知

： 支 持 型 文 化 對留 任 意 願 原 具 有顯 著 的 正 向 影 響（ β =0.469, p<0.001），在置入中介變項工作滿意後（β=0.375, p<0.001），支 持型文化雖仍具有顯著的正向影響（β=0.186, p<0.05），但顯著 水準已經下降（β值由 0.469 降至 0.186, p 值由 0.000 提升為 0.05

），分析結果仍符合中介驗證的第三項條件。而且各迴歸模式之 VIF 值，經檢測發現均小於 10。

由此結果顯示，工作滿意在支持型文化與留任意願間存在有

「部分中介效果」，且變項間不具有共線性的問題。

表 4-26 支持型文化對工作滿意影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF 1 工作滿意 支持型文化 ^{0.754*** 20.215 0.000 0.569 408.666 1.000}

註：有效樣本總數 n=312；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

表 4-27 支持型文化與工作滿意對留任意願影響之迴歸分析

模式 依變項 自變項 β t 值 p 值 R² F 檢定 VIF 2 留任意願 工作滿意 0.516*** 10.595 0.000 0.266 112.259 1.000

3-1 留任意願 支持型文化 0.469*** 9.350 0.000 0.220 87.431 1.000

3-2 留任意願

支持型文化 ^{0.186* 2.532 0.012}

0.281 60.313

1.967

工作滿意 ^{0.375*** 5.110 0.000 1.967}

註：有效樣本總數 n=312；* p<0.05；** p<0.01；*** p<0.001。

由此研究結果顯示，工作滿意在組織文化三子構面之創新型文化、

支持型文化分別與留任意願間存在有「部分中介效果」，且變項間不具 有共線性的問題。因此，本研究假設六（H6）：工作滿意對於組織文化 與留任意願間具有中介效果獲得部分支持；亦即組織文化會影響留任意 願的程度，並且會透過工作滿意，間接影響留任意願的高低。