參、 教師工作滿意度對組織公民行為之預測力分析
第五節 教師工作滿意度在教師心理擁有感與組織公 民行為間之中介效果驗證
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由表52 可知，對「對學生之公民行為」具有預測功能的變項共有兩個達到 顯著水準（p<.001），投入順序分別為「行政領導」、「工作環境」。
上述變項有效解釋「對學生之公民行為」之總變異量為11.7%，其中，「行 政領導」的解釋變異量有10.7%，是主要的預測變項。
在標準化迴歸係數方面為正值，表示教師工作滿意度對「對學生之公民行 為」的影響為正向，亦即教師對學校的「行政領導」、「工作環境」滿意度愈高，
其「對學生之公民行為」的展現程度也愈高。
第五節 教師工作滿意度在教師心理擁有感與組織公 民行為間之中介效果驗證
本研究欲以「教師工作滿意度」為中介變項，以「教師心理擁有感」為預 測變項、以「教師組織公民行為」為效標變項，藉由階層迴歸分析進一步驗證「教 師工作滿意度」在「教師心理擁有感」預測「教師組織公民行為」之影響，此外，
以Sobel 檢定進一步檢驗間接效果的顯著性，藉以驗證本研究之假設六：「國民 中學學校組織中教師工作滿意度對教師心理擁有感與教師組織公民行為具有中 介效果。」
壹、階層迴歸分析
本研究採用 Baron 及 Kenny（1986）所提出的中介效果檢驗模式，其過程 必須符合三個條件：一、心理擁有感與工作滿意度之變項必須分別對組織公民行 為有顯著影響。二、心理擁有感之變項必須對工作滿意度之變項有顯著影響。三、
以心理擁有感與工作滿意度同時作為預測變項，對組織公民行為進行迴歸分析時，
心理擁有感變項的標準化迴歸係數必須小於其單獨預測組織公民行為時的迴歸 係數，甚至變成不顯著；同時，工作滿意度變項的迴歸係數仍然要顯著。
由表53 可知：以心理擁有感（自變項）及工作滿意度（自變項）分別預測
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組織公民行為（依變項），結果顯示心理擁有感(F=133.643, p<.001)與工作滿意度 (F=106.500, p<.001)均達顯著水準，心理擁有感與工作滿意度分別對組織公民行 為有顯著影響，此結果驗證條件一。
其次，以心理擁有感（自變項）預測工作滿意度（依變項），結果顯示心理 擁有感(F=272.933, p<.001)達顯著水準，表示心理擁有感對工作滿意度有顯著影 響，此結果驗證條件二。
表 53
教師心理擁有感、工作滿意度、組織公民行為之迴歸分析摘要表
變項 相關
係數R
決定係
數R2 F 值 標準化迴歸 係數β 心理擁有感對組織公民行為 .509 .259 133.643*** .509 工作滿意度對組織公民行為 .467 .218 106.500*** .467 心理擁有感對工作滿意度 .646 .417 272.933*** .646
*** p<.001
最後，將心理擁有感與工作滿意度依序強迫投入自變項，對組織公民行為 進行階層迴歸分析，由表58 可知：首先投入的變項是心理擁有感，階層一的迴 歸模式中(F=133.643, p<.001)，標準化迴歸係數 β 為.509，可知心理擁有感程度 愈高，組織公民行為愈佳。接著投入工作滿意度變項，在階層二的迴歸模式中 (F=78.522, p<.001)，標準化迴歸係數 β 為.356，表示心理擁有感與工作滿意度對 組織公民行為有顯著正向影響，心理擁有感與工作滿意度對組織公民行為的整體 預測力為 29.2%，且在此模式中，心理擁有感的標準化迴歸係數(β=.356)，小於 其單獨預測組織公民行為時的迴歸係數(β=.509)，此結果驗證條件三。
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表 54
教師心理擁有感與工作滿意度預測組織公民行為之階層迴歸分析摘要表 依變項：組織公民行為
自變項＼階層 階層一 階層二
階層變項 t 值 β t 值 β
1. 心理擁有感 11.560 .509*** 6.308 .356***
2. 工作滿意度 4.200 .237***
R2 .259 .292
ᇞR2 .033
F 133.643*** 78.552***
*** p<.001
根據上表可知，在納入工作滿意度後，教師心理擁有感和工作滿意度對組織
公民行為的影響達到顯著(p<.001)，同時，心理擁有感對組織公民行為的影響也 仍然顯著(p<.001)，顯示工作滿意度在心理擁有感與組織公民行為間具有部份中 介效果，即在學校組織的脈絡下，教師工作滿意度部分中介教師心理擁有感對組 織公民行為的正向影響。
貳、Sobel 檢定
過去研究於檢驗中介模式時，常以迴歸分析和 Baron 及 Kenny（1986）提 出的三個假設進行檢驗，然而單以比較迴歸係數的改變並無法提供嚴謹的統計考 驗。對於中介關係的檢驗，迴歸分析恰當的顯示出變項之間的邏輯，但許多研究 者於應用上卻不夠周延(沈緯鈞、廖主民，2011)。事實上，Baron 及 Kenny（1986）
亦指出，檢視完全或部分中介關係時，不應只單就各迴歸係數值顯著與否而斷定，
更應該考量中介效應(βc’-βc) (mediated effect)的絕對數值(absolute size)，進而提供 更具統計檢驗效應的證據，以拒絕 βc’=βc 之虛無假設，並確立中介關係。Baron 及 Kenny（1986）認為，Sobel 檢定即為檢驗中介效應值是否達到顯著的方法之 一。雖然Sobel 檢定並非是完美無缺的檢驗式，但經 MacKinnon(2008)模擬分析 發現，Sobel (1982)所推導的公式仍是中介效應標準誤的最佳估計值，而邱皓政
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(2009)認為此因素是為何許多結構方程模式的計算軟體，如：Lisrel、Amos、EQS，
仍以Sobel 作為中介效應顯著性考驗方式的原因。此外，許多統計學者(Baron &
Kenny, 1986; Preacher & Hayes, 2004)也說明了 Sobel 檢定於迴歸分析取向驗證中 介效應過程中的重要性。
根據上述原因，本研究除了探討潛在自變項對潛在依變項的直接效果外，亦 更進一步探討自變項對潛在依變項的間接效果，並利用Sobel 檢定公式，加以檢 驗間接效果：
將「心理擁有感→工作滿意度→組織公民行為」之未標準化迴歸係數與標準 誤代入公式，得到z=4.09( p<.001)，代表中介效果達到顯著水準。表示心理擁有 感會透過工作滿意度的中介而影響組織公民行為，但前置變項對依變項仍然有顯 著的預測效果( p<.001)，故為部分中介。整理如表 55 所示。
表 55
Sobel 檢定摘要表
路徑 a b Sa Sb 檢定統計量(Z) 心理擁有感→工作滿意度
→組織公民行為
3.161 0.245 0.191 0.058 4.09***
***p<.001
註：a 為心理擁有感對工作滿意度之未標準化迴歸係數，b 為工作滿意度對組織 公民行為之未標準化迴歸係數，Sa 為未標準化迴歸係數 a 的標準誤、Sb為未標 準化迴歸係數b 的標準誤。
綜合以上，本研究取階層迴歸中的標準化迴歸係數( Beta 值)作為徑路係數，
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整理出本研究的徑路圖(path diagram)如圖 4。
圖 4 心理擁有感、工作滿意度對組織公民行為之徑路圖
在徑路圖中，以箭頭表示因果關係，利用多元迴歸分析之標準化迴歸係數 作為每一逕路間最大可能之徑路係數，說明各變項間的因果關係。根據圖4 可知，
徑路圖共包含三個路徑：一、心理擁有感→工作滿意度；二、工作滿意度→組織 公民行為；三、心理擁有感→組織公民行為，且三個路徑之徑路係數皆達顯著 (p<.001)。
同 時 由 上 圖 可 看 出 「 心 理 擁 有 感 」 對 「 工 作 滿 意 度 」 之 直 接 效 果 值 為.646( p<.001)，對「組織公民行為」之直接效果值為.356( p<.001)。間接效果值 與總效果值方面，「心理擁有感」對「組織公民行為」變數的間接效果值(心理擁 有感→工作滿意度→組織公民行為的路徑)等於.646X.237=.153 ，並且經 Sobel 檢定驗證達顯著( p<.001)，因此，總效果值等於直接效果值加上間接效果值
=.356+.153=.509，彙整如表 60 所示。
心理擁有感 組織公民行為
工作滿意度 0.646***
0.356 ***
0.237***
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表 56
徑路分析整理表
路徑 代號 路徑係數 Sobel test 心理擁有感→工作滿意度 a 0.646***
工作滿意度→組織公民行為 b 0.237***
心理擁有感→工作滿意度→組織公民行為 axb 0.153*** 4.09***
心理擁有感→組織公民行為 c’ 0.356***
總效果值 c 0.509***
*** p<.001
綜上所述，本研究驗證心理擁有感對組織公民行為有直接效果，同時心理 擁 有 感 與 工 作 滿 意 度 對 組 織 公 民 行 為 也 有 間 接 效 果 ， 其 整 體 效 果 值 為.509( p<.001)。然而前置變項對依變項仍然有顯著的預測效果( p<.001)，故為 部分中介。亦即：心理擁有感除了對組織公民行為有直接影響外，亦部分透過工 作滿意度影響組織公民行為之展現。研究假設六：「國民中學學校組織中教師工 作滿意度對教師心理擁有感與教師組織公民行為具有中介效果。」獲得支持。
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第五章 結論與建議
本研究探討教師心理擁有感、工作滿意度及組織公民行為之現況，並分析 其關係，依據第四章研究結果與相關文獻之綜合討論，彙整為研究發現，並歸納 成結論後提出建議，作為教育行政機關和學校領導人經營管理與未來研究之參考。
本章共分為三節，第一節彙整主要研究發現，第二節為研究結果歸納之結論，第 三節為具體建議。