情緒勞務、工作倦怠、工作滿意度、社會支持之迴歸分析

本文擬以迴歸分析方法，探究特定自變項預測另一依變項之預測力大小，並 且檢驗變項之間是否有顯著之影響效果，藉以提供假設驗證支持與否之證據。

一、 情緒勞務與工作倦怠之關係

本文運用迴歸分析方法，驗證情緒勞務與工作倦怠之關係，情緒勞務做為預 測變項，工作倦怠做為效標變項，探討情緒勞務對於工作倦怠之影響效果。由表 27 結 果 顯 示 ， 情 緒 勞 務 與 工 作 倦 怠 的 迴 歸 模 式 具 有 顯 著 的 解 釋 變 異 能 力 (F=105.464)。此外，預測變項的迴歸係數皆為正值(β=0.487)，表示情緒勞務之付出 愈高，工作倦怠亦將隨之提高。假說一成立，情緒勞務對於工作倦怠具有顯著之 正向影響效果。

(一) 情緒落差與情緒耗竭之關係

接續驗證情緒落差與情緒耗竭兩者構面之關係，情緒落差做為預測變 項，情緒耗竭做為效標變項，探討情緒落差對於情緒耗竭之影響效果。由表 27結果顯示，情緒落差對於情緒耗竭的迴歸模式具有顯著的解釋變異能力 (F=73.013)。此外，預測變項的迴歸係數皆為正值(β=0.420)，表示情緒落差程 度愈高，情緒耗竭亦將隨之提高。假說1-1成立，情緒落差對於情緒耗竭具有 顯著之正向影響效果。

(二) 情緒落差與乏人格化之關係

驗證情緒落差與乏人格化兩者構面之關係，情緒落差做為預測變項，乏 人格化做為效標變項，探討情緒落差對於乏人格化之影響效果。由表27結果 顯 示 ， 情 緒 落 差 對 於 乏 人 格 化 的 迴 歸 模 式 具 有 顯 著 的 解 釋 變 異 能 力

(F=42.184)。此外，預測變項的迴歸係數皆為正值(β=0.332)，表示情緒落差程 度愈高，乏人格化亦將隨之提高。假說1-2成立，情緒落差對於乏人格化具有 顯著之正向影響效果。

(三) 情緒落差與缺乏成就感之關係

驗證情緒落差與缺乏成就感兩者構面之關係，情緒落差做為預測變項，

缺乏成就感做為效標變項，探討情緒落差對於缺乏成就感之影響效果。由表 27結果顯示，情緒落差對於缺乏成就感的迴歸模式具部份顯著的解釋變異能 力(F=5.979)。此外，預測變項的迴歸係數為負值(β=-0.131)，表示情緒落差程 度愈高，缺乏成就感亦將隨降低。假說1-3不成立，情緒落差對於缺乏成就感 具顯著之負向影響效果。

(四) 情緒努力與情緒耗竭之關係

驗證情緒努力與情緒耗竭兩者構面之關係，情緒努力做為預測變項，缺 乏成就感做為效標變項，探討情緒努力對於情緒耗竭之影響效果。由表27結 果顯示，情緒努力對於情緒耗竭的迴歸 模式具有顯著的解釋變異能 力 (F=19.602)。此外，預測變項的迴歸係數為正值(β=0.233)，表示情緒努力程度 愈高，情緒耗竭亦將隨提高，付出努力愈多，情緒耗竭將升高。假說1-4成立，

情緒努力對於情緒耗竭具有顯著之正向影響效果。

(五) 情緒努力與乏人格化之關係

驗證情緒努力與乏人格化兩者構面之關係，情緒努力做為預測變項，乏 人格化做為效標變項，探討情緒努力對於乏人格化之影響效果。由表27結果 顯示，情緒努力對於乏人格化的迴歸模 式具部份顯著的解釋變異能 力 (F=1.970)。此外，預測變項的迴歸係數為正值(β=0.076)，表示情緒努力程度 愈高，乏人格化亦將隨提高，然而，此一係數低於顯著水準，因此，假說1-5

並未成立，情緒努力對於乏人格化不具顯著之正向影響效果。

(六) 情緒努力與缺乏成就感之關係

驗證情緒努力與缺乏成就感兩者構面之關係，情緒努力做為預測變項，

缺乏成就感做為效標變項，探討情緒努力對於缺乏成就感之影響效果。由表 27結果顯示，情緒努力對於缺乏成就感的迴歸模式具部份顯著的解釋變異能 力(F=94.956)。此外，預測變項的迴歸係數為負值(β=-0.467)，表示情緒努力 程度愈高，缺乏成就感亦將隨之降低。假說1-6不成立，情緒努力對於缺乏成 就感具有顯著之負向影響效果。

表27 情緒勞務與工作倦怠變項及構面之迴歸分析表 自變項 依變項 F (p 值) ß t (p 值)

情緒勞務 工作倦怠 105.464

(0.000) ^0.487***

10.270 (0.000)

情緒落差 情緒耗竭 73.013

(0.000) 0.420*** 8.545 (0.000)

情緒落差 乏人格化 42.184

(0.000) 0.332*** 6.495 (0.000)

情緒落差 缺乏成就感 5.979

(0.015) -0.131* -2.445 (0.015)

情緒努力 情緒耗竭 19.602

(0.000) 0.233*** 4.427 (0.000)

情緒努力 乏人格化 1.970

(0.161) 0.076 1.403 (0.161)

情緒努力 缺乏成就感 94.956

(0.000) -0.467*** -9.745 (0.000) 註：***p<.001, **p<.01, *p<.05

二、情緒勞務與工作滿意度之關係

本文運用迴歸分析方法，驗證情緒勞務與工作滿意度之關係，情緒勞務做為 預測變項，工作滿意度做為效標變項，探討情緒勞務對於工作滿意度之影響效果。

由表28結果顯示，情緒勞務與工作滿意度的迴歸模式具有顯著的解釋變異能力 (F=15.193)。此外，預測變項的迴歸係數皆為負值(β=-0.207)，表示情緒勞務之付出 愈高，工作滿意度亦將隨之降低。假說二成立，情緒勞務對於工作滿意度具有顯 著之負向影響效果。

(一) 情緒落差與工作滿意度之關係

驗證情緒落差與工作滿意度之關係，情緒落差做為預測變項，工作滿意 度做為效標變項，探討情緒落差對於工作滿意度之影響效果。由表28結果顯 示 ， 情 緒 落 差 與 工 作 滿 意 度 的 迴 歸 模 式 具 有 顯 著 的 解 釋 變 異 能 力 (F=29.621)。此外，預測變項的迴歸係數皆為負值(β=-0.283)，表示情緒落差 之付出愈高，工作滿意度亦將隨之降低。假說2-1成立，情緒落差對於工作 滿意度具有顯著之負向影響效果。

(二) 情緒努力與工作滿意度之關係

驗證情緒努力與工作滿意度之關係，情緒努力做為預測變項，工作滿意 度做為效標變項，探討情緒努力對於工作滿意度之影響效果。由表28結果顯 示 ， 情 緒 努 力 與 工 作 滿 意 度 的 迴 歸 模 式 具 部 份 顯 著 的 解 釋 變 異 能 力 (F=0.826)。此外，預測變項的迴歸係數皆為負值(β=-0.049)，表示情緒努力 之付出愈高，工作滿意度亦將隨之降低，然而，此一係數低於顯著水準，因 此，假說2-2並未成立，亦即情緒努力對於工作滿意度不具顯著之負向影響 效果。

表28 情緒勞務與工作滿意度變項及構面之迴歸分析表

自變項 依變項 F 值(p 值) ß t 值(p 值)

情緒勞務 工作滿意度 15.193

(0.000) ^-0.207***

-3.898 (0.000)

情緒落差 工作滿意度 29.621

(0.000) -0.283*** -5.443 (0.000)

情緒努力 工作滿意度 0.826

(0.364) -0.049 -0.909 (0.364) 註：***p<.001, **p<.01, *p<.05

三、 工作倦怠與工作滿意度之關係

本文運用迴歸分析方法，驗證工作倦怠與工作滿意度之關係，工作倦怠做為 預測變項，工作滿意度做為效標變項，探討工作倦怠對於工作滿意度之影響效果。

由表 29 結果顯示，工作倦怠與工作滿意度的迴歸模式具有顯著的解釋變異能力 (F=54.062)。此外，預測變項的迴歸係數皆為負值(β=-0.370)，表示工作倦怠之程度 愈高，工作滿意度亦將隨之降低。假說三成立，工作倦怠對於工作滿意度具有顯 著之負向影響效果。

(一) 情緒耗竭與工作滿意度之關係

本文運用迴歸分析方法，驗證情緒耗竭與工作滿意度之關係，情緒耗竭 做為預測變項，工作滿意度做為效標變項，探討情緒耗竭對於工作滿意度之 影響效果。由表29結果顯示，情緒耗竭與工作滿意度的迴歸模式具有顯著的 解釋變異能力(F=88.530)。此外，預測變項的迴歸係數皆為負值(β=--.455)，

表示情緒耗竭之付出愈高，工作滿意度亦將隨之降低。假說3-1成立，情緒耗 竭對於工作滿意度具有顯著之負向影響效果。

(二) 乏人格化與工作滿意度之關係

本文運用迴歸分析方法，驗證乏人格化與工作滿意度之關係，乏人格化 做為預測變項，工作滿意度做為效標變項，探討乏人格化對於工作滿意度之 影響效果。由表29結果顯示，乏人格化與工作滿意度的迴歸模式具有顯著的 解釋變異能力(F=68.530)。此外，預測變項的迴歸係數皆為負值(β=--.410)，

表示乏人格化之付出愈高，工作滿意度亦將隨之降低。假說3-2成立，乏人 格化對於工作滿意度具有顯著之負向影響效果。

(三) 缺乏成就感與工作滿意度之關係

本文運用迴歸分析方法，驗證缺乏成就感與工作滿意度之關係，缺乏成 就感做為預測變項，工作滿意度做為效標變項，探討缺乏成就感對於工作滿 意度之影響效果。由表29 結果顯示，缺乏成就感與工作滿意度的迴歸模式 具有顯著的解釋變異能力(F=13.616)。此外，預測變項的迴歸係數皆為負值 (β=--.196)，表示缺乏成就感之付出愈高，工作滿意度亦將隨之降低。假說 3-3 成立，缺乏成就感對於工作滿意度具有顯著之負向影響效果。

表29 工作倦怠與工作滿意度變項及構面之迴歸分析表

變數 依變項 F值(p值) β t值(p值)

工作倦怠 工作滿意度 54.062

(0.000) -0.370*** -7.353 (0.000) 情緒耗竭 工作滿意度 88.530

(0.000) -0.455*** -9.409 (0.000) 乏人格化 工作滿意度 68.530

(0.000) -0.410*** -8.278 (0.000) 缺乏成就感 工作滿意度 13.616

(0.000) -0.196*** -3.690 (0.000) 註：***p<.001, **p<.01, *p<.05

四、社會支持對於情緒勞務與工作倦怠關係之調節效果

依據Baron and Kenny (1986)之建議，調節效果之成立必須符合三個條件，首 先，自變項對於依變項必須具有預測效果；其次，調節變項對於依變項亦須具備 預測效果；最後，自變項與調節變項之交互效果對於依變項亦須具備預測效果。

本文運用迴歸分析方法，驗證社會支持對於情緒勞務對於工作倦怠關係之調 節效果，由表30 結果顯示，交互效果之迴歸係數係為負值(β=--1.583)，表示主管 支持對於情緒落差對於情緒耗竭之關係具有抑制效果，假說四成立，社會支持在 情緒勞務與工作倦怠間具有顯著之調節效果。

表30 社會支持對於情緒勞務與工作倦怠關係之調節效果之迴歸分析表

變數 F值(p值) β t值(p值)

情緒勞務 105.464

(0.000)

0.487*** 10.270 (0.000)

情緒勞務 52.803

(0.000)

0.485*** 10.195 (0.000)

社會支持 -0.028 -0.588

(0.557)

情緒勞務 46.539

(0.000)

1.232*** 8.046 (0.000)

社會支持 1.401*** 4.949

(0.000)

情緒勞務*社會支持 -1.583*** -5.116

(0.000) 註：***p<.001, **p<.01, *p<.05；依變項係為工作倦怠

(一) 主管支持在情緒落差與情緒耗竭間之調節效果

依據分析之結果顯示，自變項對於依變項具有預測效果；調節變項對於 依變項未具預測效果；自變項與調節變項之交互效果對於依變項具備預測效 果，僅有二者成立，即使表31之結果顯示，交互效果之迴歸係數係為負值 (β=-0.162)，表示主管支持對於情緒落差對於情緒耗竭之關係具有抑制效果，

由於，並未完全符合調節效果應具之三個要件，此一研究結論須加保留，爰 此，假說4-1並未成立。

(二) 主管支持在情緒落差與乏人格化間之調節效果

依分析之結果顯示，自變項對於依變項具有預測效果；調節變項對於依 變項具備預測效果；自變項與調節變項之交互效果對於依變項具備預測效

依分析之結果顯示，自變項對於依變項具有預測效果；調節變項對於依 變項具備預測效果；自變項與調節變項之交互效果對於依變項具備預測效