徑路分析

第五節 徑路分析

針對 LMX 關係品質與其所產生的結果進行徑路分析，則總共出現 2 條顯著的連 結關係，表示 LMX 關係品質的三個構面中，有兩個構面與 LMX 關係結果有顯著關係 存在，其中，又以 B1 信賴支持對 LMX 關係結果影響強度最大(0.497)，B3 工作情感 次之(0.379)。由多元迴歸可知，若以 B1、B3 預測 LMX 關係結果時，則二個自變項 共可解釋依變項總變異量的 72.6％。

本研究依據徑路分析所得結果，驗證原本之研究架構，並發現本研究所提之研 究模式是可以被接受的，並將相對應的徑路關係，描繪於下圖。

圖 4-5-1：修正後研究架構之徑路圖

0.497

0.115

0.325 0.552

B2 溝通品質

0.342 0.565

0.180 0.327

0.427

0.111

0.346

0.545 C1 信任與提拔

0.379

A3 相似 A1 關心

A5 LMX 前因變項

A2 肯定 A4 逢迎

B4 LMX 關係品質

B1 信賴支持

C2 LMX 關係結果

B3 工作情感

第六節 其他統計分析

研究者在本小節將採用獨立樣本 T 檢定、單因子變異數分析等統計分析方法，

檢驗未被考驗的假設。

H1-4：主管與部屬的性別相似性，與 LMX 關係品質有顯著相關。

研究者採用獨立樣本 T 檢定，檢驗 H1-4。將主管與部屬，區分為兩組，第一組 為同樣性別，第二組為不同性別，檢定此二組別在 LMX 關係品質上，是否存在顯著 差異。結果如下。

表 4-6-1：不同性別對 LMX 關係品質各構面獨立樣本 T 檢定

變項及構面 組別 個數 平均數 標準差 顯著性

信賴支持 同性別

不同性別

185 98

26.91 26.74

6.24

6.98 0.846

溝通品質 同性別

不同性別

185 98

27.97 28.20

6.17

6.82 0.780

工作情感 同性別

不同性別

185 98

41.28 41.50

9.45

10.63 0.861 LMX 關係品質 同性別

不同性別

185 98

96.16 96.45

20.67

23.51 0.918

由上表得知，在這兩個組別中，LMX 關係品質與其各構面並未達顯著，表示主 管與部屬的性別相似性與 LMX 關係品質沒有顯著關係，也就是說，部屬與主管之間 是否相同性別，並不影響兩者間 LMX 關係品質。結果表示 H1-4 不成立，與西方學者 之發現有所不同。如 Wayne, Liden & Sparrowe(1994)發現同樣性別的主管與部屬 配對，比起不同性別的主管與部屬配對，更容易發展出高品質的 LMX 關係。但也有 學者發現性別相似對 LMX 關係品質沒有顯著關係，如 Bauer & Green(1996)也有同 樣的發現，指出性別與 LMX 關係品質之間，並沒有顯著關係存在。Olga & Robin(1999) 也沒有發現性別對於 LMX 關係品質具有顯著效果。

H1-3：主管與部屬的年齡相似性，與 LMX 關係品質有顯著相關。

研究者採用單因子變異數分析，檢驗 H1-3。將主管與部屬，依其年齡差距，分 為三組，第一組為主管與部屬年齡差距在零歲到五歲間，第二組為主管與部屬年齡

差距在六歲到十歲，第三組為主管與部屬年齡差距超過十歲，比較其在 LMX 關係品 質及其構面上有無差異，進行 Scheffe 多重事後比較。結果如下。

表 4-6-2：年齡差距對 LMX 關係品質單因子變異數分析

信賴支持 溝通品質 工作情感

年齡差距分組 個數

平均數 標準差 平均數 標準差 平均數 標準差

1.0 歲-5 歲 2. 6 歲-10 歲

3. >10 歲

61 55 70

27.61 27.71 26.33

6.10 7.15 6.52

28.57 29.15 27.39

5.79 7.02 6.52

43.57 42.75 40.09

8.87 10.02 10.32 F 檢定

P 值

N=186 0.891 0.412

1.232 0.294

2.291 0.104

***P<0.001；**P<0.01；*P<0.05

由上表以及 Scheffe 多重事後比較結果，可知這三個組別彼此間都沒有顯著差 異，表示主管與部屬的年齡相似性，與 LMX 關係品質沒有顯著相關。導致其未達顯 著的可能原因是年齡差距分組的區間大小問題。研究者認為年齡差距在五年以內，

應當可以歸為年齡相仿，當年齡差距超過了十年，則可視為年齡差距甚大。可能是 這樣的想法，產生了錯誤，造成三組之間沒有顯著的結果。

H1-7：共事時間長短，與 LMX 關係品質有顯著相關。

研究者採用逐步迴歸分析，檢驗 H1-7。以主管與部屬共事時間長短作為自變 數，LMX 關係品質為依變數，結果如下。

表 4-6-3：共事時間長短對 LMX 關係品質之迴歸分析

依變數 自變數 β值 T 值 F 值 Adj. R² VIF

LMX 關係品質 共事時間長短 0.111 1.859 3.455 0.009 1.000

***P<0.001；**P<0.01；*P<0.05

從上表可知，共事時間長短與 LMX 關係品質之迴歸分析結果，並未達顯著，表 示共事時間長短與 LMX 關係品質之間，沒有顯著關係存在。也就是說主管與部屬之 間共事時間的長短，並不會影響兩者之間的 LMX 關係品質。所以，並不會因為主管 與部屬之間共事時間比較長，就會發展出比較好的關係品質。

H1-8：工作關係建立前的實際關係多寡，與 LMX 關係品質有顯著相關。

本研究工作建立前的雙方實質關係分量表中，將回答『是』的部分編碼為『1』，

回答『否』與『無法回答』的部分，編碼為『0』。並且，以加總的結果作為實質關 係多寡的標準。採用逐步迴歸分析之，結果如下所示。

表 4-6-4：實際關係的多寡對 LMX 關係品質之迴歸分析

依變數 自變數 β值 T 值 F 值 Adj. R² VIF

LMX 關係品質 實際關係多寡 0.086 1.455 2.116 0.004 1.000

***P<0.001；**P<0.01；*P<0.05

結果發現，實際關係的多寡與 LMX 關係品質之迴歸分析結果，並未達顯著。表 示實際關係的多寡與 LMX 關係品質之間，沒有顯著關係存在。這樣的結果，可能顯 示了在工作關係開始之前，擁有越多關係，並不保證在工作關係開始之後，就可以 與主管建立起較高的 LMX 關係。

H1-9：實質關係深淺，對 LMX 關係品質，有不同效果。

本研究將有家人關係者歸為一類(血親與姻親)，工作關係前彼此相互熟識者(相 互熟識者扣除血親與姻親)歸為一類，其餘歸為第三類，針對 LMX 關係品質及其構 面，以單因子變異數分析與 LSD 多重比較分析之，結果如下。

表 4-6-5：關係深淺對 LMX 關係品質單因子變異數分析

信賴支持 溝通品質 工作情感 LMX 關係品質

關係深淺 分組

個數

平均數 標準差 平均數 標準差 平均數 標準差 平均數 標準差 1.家人關係

2.熟人關係 3.生人關係

17 31 235

28.18 29.81 26.37

4.89 4.78 6.69

29.00 30.03 27.72

6.06 5.21 6.52

45.00 46.23 40.45

6.47 7.06 10.14

102.18 106.06 94.54

16.54 15.48 23.30 F 檢定

P 值 LSD

N=283 4.315 0.014*

2>3

2.000 0.137

6.162 0.002**

2>3

4.677 0.010*

2>3

***P<0.001；**P<0.01；*P<0.05

LSD 多重比較乃事前比較之一種，事前比較指的是研究者在實證進行之前，根 據相關理論與研究目的，事先選定好要比較的組別，加以驗證，此種比較方式與變 異數分析之 F 值是否達顯著無關，即使 F 值未達顯著，研究者還是根據事先計畫好 的比較進行分析。是以自上表可以發現在 LMX 關係品質各構面中，就變異數分析而 言，除了溝通品質構面未達顯著之外，支持與工作情感都達顯著。且 LSD 結果發現，

熟人關係與生人關係兩組間在『信賴支持』、『工作情感』兩構面以及 LMX 關係品質，

皆有顯著差異。這裡出現比較有趣的現象是熟人關係與生人關係兩組之間在『信賴 支持』、『工作情感』兩構面以及 LMX 關係品質，出現了顯著差異，可是，關係最為 深刻，來自血緣的家人關係組別，卻反而沒有呈現出預期中的差異現象。研究者認 為這可能是因為，以家人關係為基礎的工作關係，身為部屬者較不需要擔心失業的 危機，另一方面，也可能是家人關係與工作關係糾纏成一團，無法細分所致。