第五節 第五節
第五節 工作滿意度之迴歸分析 工作滿意度之迴歸分析 工作滿意度之迴歸分析 工作滿意度之迴歸分析
本節將使用階層迴歸分析（Hierarchical Regression）與路徑分析（Path analysis）以瞭解自我效能變項對此工作滿意度模式之實質影響力。
壹、工作滿意度之階層迴歸分析
本 研 究 為 瞭 解 自 我 效 能 在 增 強 權 能 感 與 工 作 滿 意 度 之 間 的 中 介 效 果
（mediator effects），因此採用階層迴歸分析進行驗證。而為了簡化分析模型，
只挑選上節對於工作滿意度有顯著差異及相關的自變項放入迴歸分析中，以探討 個人特徵變項、增強權能感、自我效能等變項對工作滿意度的預測力。在個人特 徵變項部分，包括年齡、婚姻狀況、現職年資、機構所在地區、機構社工員數量 等五變項，故先將類別變項轉變成虛擬變項（dummy viariable），再放入迴歸模 式中，因此，需轉換的類別變項為婚姻狀況、機構所在地區此兩變項，婚姻狀況 以未婚為參照組；機構所在地區以北部地區為參照組，並以工作滿意度作為依變 項，將這些變項以強迫進入法納入迴歸分析模式中。
在第一階段部分，將個人特徵變項放入迴歸模式中，第二階段部分再將增強 權能感各構面放入迴歸模式中，並觀察其整體模式在工作滿意度的解釋量
（Adjusted R Square）有無達到顯著水準。在第三階段部分，再放入自我效能變 項，觀察其解釋力有無增加，以及個人特徵變項與增強權能感各構面是否有所變 化；若有所改變且對於前述步驟中各自變項均產生增強或抑制作用的話，則證明 自我效能變項具有中介效果，並將進一步分析其差異所代表之意義。以下將針對 各階層模式步驟進行討論：
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一、個人特徵變項與工作滿意度間之探討：
在此階段的迴歸分析中，將個人特徵變項（年齡、婚姻狀況、現職年資、機 構所在地區、機構社工員數量）放入迴歸模型中，初步結果發現，整體迴歸模型 達顯著水準（F=6.334，p=.000）（見表4-42）。其決定係數值為0.160，調整過 後為0.135，表示個人特徵變項對工作滿意度的解釋力為13.5%，亦即受試者之工 作滿意度會受到個人特徵變項的差異而有所不同，其中，發現年齡（t=2.576，
p=.005）、婚姻狀況（t=2.073，p=.039）、現職年資（t=2.015，p=.045）、機構 社工員數量(t= -2.408，p=.017，)在工作滿意度上呈現顯著差異，由Beta值的正負 可知（β=.173、β=.146、β=.131、β=-.157），顯示社工員年齡越大，工作滿 意度越高；已婚社工員的工作滿意度較未婚社工員的工作滿意度高；社工員的現 職年資越長，工作滿意度越高；機構社工員數量越少時，工作滿意度越高。
二、個人特徵變項與增強權能感對工作滿意度之探討：
在此階段的迴歸分析中，再將相互性、共同參與、擁有權納入迴歸模型中，
初步分析結果發現，其整體迴歸模型達顯著水準（F=24.178，p=.000）。決定係 數值為0.542，調整過後的決定係數值為0.522，表示對於工作滿意度的解釋力為 52.2%，亦即受試者的工作滿意度會受到上述自變項的差異而有所不同，其整體 解釋力較上階層迴歸模型增加38.7％（ΔR＝.387）。
在分析個別預測變項之標準化迴歸係數及其顯著上，發現在個人特徵變項 中，只剩下年齡此變項在工作滿意度上呈顯著差異（t=2.269，p=.002），其Beta 值為正值（β=.288），顯示當社工員年齡越大時，其工作滿意度越高。在增強 權能感構面中，只有擁有權構面達顯著水準（t＝8.370，p=.000），其Beta值為 正值（β=.584），表示當社工員之擁有權感受越高時，其工作滿意度越高。
三、增強權能感、自我效能與工作滿意度的階層迴歸分析
此階段的迴歸分析中，再將自我效能變項再納入迴歸模型中，其結果顯示同 時納入個人特徵變項（年齡、婚姻狀況、現職年資、機構所在地區、機構社工員 數量）與相互性、共同參與、擁有權、自我效能等相關變項之迴歸模式，其解釋 變異達顯著水準（F=26.355，p=.000），決定係數為0.609，調整過後的決定係數 為0.587，表示對工作滿意度的解釋力為58.7％，此外，增加自我效能變項後，對 於工作滿意度總變異量增加6.5%解釋力（ΔR＝.065），表示投入自我效能變項 能夠有效提升模型的解釋力。
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進一步分析個別預測變項之標準化迴歸係數及其顯著上，發現再放入自我效 能變項後，個人特徵變項中，依然只剩年齡此變項對工作滿意度有顯著影響（t=
1.496，p=.008），其Beta值為正值（β=.127），顯示當社工員的年齡越大時，
其工作滿意度越高。在增強權能感構面中，雖相互性、共同參與的係數有所改變，
但仍無法達顯著水準，至於擁有權此構面仍可達顯著水準（t=6.667，p=.000），
其Beta值為正值（β=.498），顯示當社工員之擁有權感受越高時，其工作滿意 度也越高。在自我效能變項中，達顯著水準（t=2.975，p=.003），其Beta值為正 值（β=.161），表示自我效能對於工作滿意度有正面的影響力，顯示當社工員 之自我效能越高時，工作滿意度也會越高。而依據邱政皓（2003）對於部分中介 效果的認定，其認為自變項若置入同時有中介變項的迴歸模式中，其估計值小於 上一階段迴歸模式之自變項估計值，且迴歸模式達統計顯著水準，代表中介變項 對此迴歸模式產生影響，為部分中介效果。因此，由前後比較放入自我效能變項 後，其迴歸模式仍達顯著水準，而原達統計顯著的擁有權構面之估計值降低與整 體變異的解釋力增加來看，表示自我效能扮演中介作用效果不大，只為部分中介 效果（partial mediation effects）。詳細之內容，如表4-42所示：
表4-42 個人特徵、增強權能感、自我效能在工作滿意度之階層迴歸分析表
加入自變項
工作滿意度
模式一 模式二 模式三
Beta t Beta t Beta t
年齡 .173 2.576** .288 2.269** .127 1.496**
已婚（dummy1） .146 2.073* .032 .594 .012 .219 現職年資 .131 2.015* .027 .556 .034 .711 中部地區（dummy1） -.029 -.400 -.005 -.095 .011 .217 南部地區（dummy2） -.075 -1.062 -.094 -1.798 -.092 -1.782 東部地區（dummy3） .120 1.598 .140 1.506 .130 2.358 機構社工人員數量 -.157 -2.408** .023 .450 .025 .501
相互性 .098 1.497 .109 1.681
共同參與 .020 .264 .021 .281
擁有權 .584 8.370*** .498 6.667***
自我效能 .161 2.975**
F 6.334*** 24.178*** 26.355***
Ｒ² .160*** .542*** .609***
Ｒa² .135*** .522*** .587***
∆F 17.844 2.177
∆Ｒ .387 .065
* p<0.05 ** p<0.001 *** p<0.001
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貳、工作滿意度模式之路徑分析
本研究進一步使用路徑分析（Path Analysis）檢驗第三章所提出研究架構的 準確和可靠程度。本研究三個變項間的結構關係，包括增強權能感、自我效能、
工作滿意度等三變項。此一結構關係，係由下列二組假設而組成：
假設一：增強權能感（互惠性、共同參與、擁有權）、自我效能影響工作滿意度。
假設二：增強權能感（互惠性、共同參與、擁有權）影響自我效能。
使用路徑分析將可瞭解各個變項間是否存在相關或因果關係，以及透過變項 間的直接效果（direct effect）與間接效果（indirect effect），驗證此工作滿意度 模式之實質影響力。以下說明分析過程：
一、增強權能感、自我效能與工作滿意度的多元迴歸分析
此多元迴歸分析中，將互惠性、共同參與、擁有權、自我效能等變項納入迴 歸模型中，其解釋變異達顯著水準（F=62.487，p=.000），決定係數為0.514，調 整過後決定係數為0.506，由此可知，表示社工員之工作滿意度高低會受到增強 權能感與自我效能的影響而有所不同。
在分析個別預測變項之標準化迴歸係數及其顯著上，發現互惠性（t=1.447，
p=.149）、共同參與（t=.327，p=.744）皆未達顯著水準。而擁有權（t=6.834，
p=.000）、自我效能（t＝6.834，p=.511）達顯著水準，顯示當社工員擁有權感 受愈高時，工作滿意度愈高；社工員自我效能愈高時，工作滿意度愈高。其中擁 有權之路徑係數為.511（β＝.511），自我效能之路徑係數為.201（β＝.201），
而上述此二路徑係數顯示，增強權能感中的擁有權構面與自我效能對於工作滿意 度具有預測力。
二、增強權能感與自我效能之迴歸分析
此迴歸分析中，將互惠性、共同參與、擁有權三變項納入迴歸模型中，其解 釋變異量達顯著水準（F=32.583，p=.000），決定係數為0.294，調整過後決定係 數為0.285，表示社工員之自我效能高低會受到增強權能感的影響而有所不同。
在分析個別預測變項 之標準化迴歸係數及 其顯著上，發現發現 互惠性
（t=-.934，p=.351）、共同參與（t=-.240，p=.810）皆未達顯著水準。而擁有權
（t=7.362，p=.000）達顯著水準，顯示增強權能感中的擁有權構面對於自我效能
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具有預測力，其中擁有權之路徑係數為.598（β＝.598）。藉由上述變項間的路 徑係數，整體模型估計如圖4-1所示。
圖 4-1 工作滿意度模式之路徑圖
三、效果分析
藉由上述各變項間的路徑係數，將每一變項的效果分析摘要整理如表 4-43 所示。
表4-43 迴歸取向路徑分析各項效果分解說明
依變項：內衍變項
自變項 自我效能 工作滿意度
外衍變項外衍變項 外衍變項外衍變項 增強權能感
直接效果 .598*** .511***
間接效果 - .120***
總效果 .598*** .631***
自我效能 直接效果 間接效果 總效果
.201***
- .201***
* p<0.05 ** p<0.001 *** p<0.001 自我效能
增強權能感 工作滿意度
0.511***
0.598*** 0.201***
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由表 4-43 得知，增強權能感對於工作滿意度產生 0.511 的直接效果，然透過 自我效能，則對工作滿意度產生了 0.120 的間接效果，而直接效果與間接效果相 加後，得知增強權能感對工作滿意度的總效果為 0.631，另，自我效能也對於工 作滿意度產生 0.201 的直接效果。因此，藉由各項效果分解可驗證在此工作滿意 度模式中，增強權能感與自我效能此兩變項的確可用來預測工作滿意度，且增強 權能感透過自我效能此一中介變項後，更能加以提升工作滿意度。
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