第四章 研究結果
第一節 樣本基本資料
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第四章 研究結果
第一節 樣本基本資料
表 4-1 為回收樣本之基本特性，有效樣本共 218 分，其中男性 91 人，佔 41.7%，女性 127 人，佔 58.3%；女性多於男性。在樣本年齡方面，並無 20 歲以 下填答者，21-30 歲有 96 人，佔 44%，31-40 歲有 78 人，佔 33.8%，41-50 歲有 36 人，佔 16.5%，而 50 歲以上有 8 人，佔 3.7%；顯示以民國 50 年至 70 年間出 生的勞動人口為多。國中或以下 2 人，高中/職有 17 人，佔 7.8%，專科（二專, 三專或五專）32%，佔 14.7%，大學(含技職院校)118%，佔 54.4%，研究所(或以 上)48%，佔 22.1%；顯示樣本教育程度多在專科及以上。在就業年資部分，未滿 一年共 20 人，佔 9.2%，一年到兩年 28 人，佔 12.9%，三年到五年 45 人，佔 20.7%，
五年到七年 22 人，佔 10.1%，七年以上 102 人，佔 47%。
與直屬主管共事年資，未滿一年有 66 人，佔 30.3%，一年到兩年 66 人，佔 30.3%，三年到五年 44 人，佔 20.2%，五年到七年 12 人，佔 5.5%，七年以上 30 人，佔 13.8%。主管性別部分，男性 137 人，佔 63.4%，女性 79 人，佔 36.2%，
受測者之主管以男性居多。在職務方面，現場人員 16 人，佔 7.3%，一般職員 154 人，佔 70.6%，基層主管 32 人，佔 14.7%，中階主管 4 人，佔 1.8%，高階主管 3 人，佔 1.4%，其他 8 人，佔 4.2%。填答者所服務之公司的所屬產業，資訊與通 訊傳播業 23，佔 10.7%，金融與保險業 54 人，佔 25.2%，不動產業 1 人，佔 0.5%，
服務業 49 人，佔 22.9%，住宿與餐飲業 2 人，佔 0.9%，運輸及倉儲業 1 人，佔 0.5%，一般製造業 28 人，佔 13.1%，營造業 1 人，佔 0.5%，高科技電子業 20 人，佔 9.3%，其他 35 人，佔 16.3%。
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職務
現場人員 16 7.3 % 一般職員 154 70.6 % 基層主管 32 14.7 % 中階主管 4 1.8 % 高階主管 3 1.4 %
其他 8 4.2 %
未填答 1
目前服務的公司產業別
資訊與通訊傳播業 23 10.7 % 金融與保險業 54 25.2 %
不動產業 1 .5 %
服務業 49 22.9 % 住宿與餐飲業 2 .9 % 運輸及倉儲業 1 .5 % 一般製造業 28 13.1 % 營造業 1 .5 % 高科技電子業 20 9.3 %
其他 35 16.3 %
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l C h engchi U ni ve rs it y 第二節 描述性統計與變項相關
一、描述性統計
表 4-2 呈現所有研究變項之平均數、標準差、相關係數，以及量表內部一致 性係數。
其中獨變項不當督導的平均數為 2.47，介於「不同意」到「有點不同意」
之間，顯示受測者對不當督導的知覺程度並不明顯。
在中介變項部分，憤怒、害怕的平均數分別是 2.65、2.22，介於「未曾」
到「偶爾」之間，表示受測者在負面情緒的感受頻率並不高。
調節變項部分，傳統性的平均數為 2.62，介於「不同意」到「有點不同意」
之間，顯示受測者的傳統性價值並不明顯。認知再評估平均數為 4.53，介於「有 點同意」到「同意」之間，顯示受測者使用認知再評估的程度偏高。在表達壓抑 部分，平均數為 3.39，介於「有點不同意」到「有點同意」之間，受測者使用 表達壓抑的整體傾向並不明顯。
二、相關係數
人口變項部分，性別與憤怒有相關 (r=-.17, p <.05)，顯示女性比男感受 較多的憤怒情緒；性別與傳統性有相關 (r=.16, p <.05)，顯示男性的傳統性價 值比女性高。就業年資與憤怒情緒相關為 r=.19 (p <.01)，顯示就業年資越長 者，較常感到憤怒；就業年資傳統性相關 r=.16 (p <.05)，顯示就業年資越長 的人，傳統性的價值觀較為明顯；就業年資和表達壓抑情緒調控的相關為 r=.17 (p <.05)，表示就業年資越長的人，使用表達壓抑的情況會下降。和主管共事的 年資與憤怒情緒有關 (r=.15, p <.05)，表示和主管共事年資愈長的填答者，感 受憤怒情緒的頻率越高。
在獨變項不當督導部分，不當督導與就業年資相關為 r=.17 (p <.05)，顯 示就業年資越長，知覺的不當督導程度越高；而不當督導與組織正義、神經質性、
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敵意性等幾個控制變項的相關係數分別是 -.65、.24、.30，皆達顯著水準 (p
<.01)，再次顯示於後續分析中控制這些變項的重要。不當督導和工作滿意、情 緒耗竭、離職意圖這三個結果變項的相關分別是 -.38、.33、.32，皆達到顯著 水準 (p <.01)，符合過去研究的預期方向。不當督導和憤怒情緒的相關是 r=.61 (p <.01)，符合中介假設的預期方向，不當督導和害怕的相關是 r=.11，則未達 顯著水準。
中介變項方面，憤怒情緒和工作滿意、情緒耗竭、離職意圖這三個結果變項 的相關分別是 -.42、.43、.33，皆達到顯著水準 (p <.01)，符合中介假設的預 期方向；害怕情緒和工作滿意、情緒耗竭、離職意圖這三個結果變項的相關分別 是 -.17(p <.05)、.31(p <.01)、.08，前兩者和預期方向符合。
調節變項方面，認知再評估的情緒調控，與工作滿意相關為 r=.21 (p
<.01)，顯示認知再評估高的員工，有較高的工作滿意度；而認知再評估和情緒 耗竭的相關為 r=-.17 (p <.05)，顯示認知再評估高的員工，情緒耗竭的情況較 不嚴重。
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表 4-2
研究變項之平均數、標準差、相關係數及信度係數
平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14
1. 性別
2. 就業年資 3.73 1.40 -.10
3. 與直屬主管共事年資 2.42 1.34 -.16* .51**
4. 組織正義 3.68 1.02 .08 -.24** -.13 (.93)
5. 神經質性 3.20 0.73 -.10 -.04 -.02 -.21** (.87) 6. 敵意性 3.21 0.77 -.08 .08 .07 -.21** .53** (.78) 7. 不當督導 2.47 0.97 .04 .17* .02 -.65** .24** .30** (.95)
8. 工作滿意 4.09 0.98 .06 -.09 .04 .40** -.25** -.20** -.38** (.89) 9.情緒耗竭 3.05 0.87 -.12 .02 -.04 -.31** .50** .46** .33** -.64** (.87)
10.離職意圖 3.36 1.16 .06 .06 -.08 -.36** .14* .24** .32** -.59** .49** (.79) 11.負面情緒_憤怒 2.65 1.16 -.17* .19** .15* -.52** .27** .28** .61** -.42** .43** .33** (.89) 12.負面情緒_害怕 2.22 1.04 -.07 -.11 -.02 -.05 .48** .25** .11 -.17* .31** .08 .32** (.87)
13.傳統性 2.62 0.78 .16* .16* .02 .04 -.01 -.09 .11 .04 .01 -.04 .02 .00 (.76) 14.情緒調控_認知再評估 4.53 0.73 .01 -.02 .04 .02 -.10 -.08 -.02 .21** -.17* -.05 .00 -.08 .11 (.86)
15.情緒調控_表達壓抑 3.39 0.84 .10 -.17* -.11 -.05 .05 .01 .10 -.01 .08 -.07 -.02 .05 .07 .16* (.59) 有效的 N (完全排除) 216
對角括弧內數值為各變項信度係數 b. 性別：1=男性，0=女性。
c. 就業年資、與直屬主管共事年資：1=未滿一年，2=一年到三年，3=三年到五年，4=五年到七年，5=七年以上
*p <.05；**p <.01
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l C h engchi U ni ve rs it y 第三節 研究假設檢驗
本研究以階層迴歸方法，分析部屬負面情緒中介不當督導與部屬後果之關 係，並以傳統性、認知再評估情緒調控、表達壓抑情緒調控為調節變項，分別檢 視其對於不當督導與部屬負面情緒，及負面情緒與部屬後果之關係的影響，以下 為研究假設的驗證結果：
一、部屬負面情緒對不當督導與工作滿意、情緒耗竭、離職 意圖之中介效果分析
對於假設1，部屬負面情緒中介不當督導與部屬工作滿意、離職意圖、情緒 耗竭之關係，本研究採用 Kenny、Kashy 與 Bolger (1998) 的檢驗步驟進行分 析，共有兩項規則，第一，獨變項與中介變項有關，亦即圖 4-1(B)中的路徑 a 顯著；第二，以獨變項和中介變項同時預測依變項，中介變項和依變項有相關，
亦即圖 4-1(B)中的路徑 b 顯著。達成上述條件後，若 c＇不顯著，表示中介變項 完全中介獨變項和依變項的關係，若 c＇仍顯著，則表示中介變項部分中介了獨 變項和依變項的關係。
圖 4-1 基本中介模型。X 為獨變項，Y 為依變項，M 為中介變項。圖 4-1(A) 路 徑 c 表示從 X 預測 Y 的總效果。圖 4-1(B) ab 表示 X 透過 M 預測 Y 的間接效果，
c＇表示直接效果；間接效果 ab + 直接效果 c＇= 總效果 c。(引自：Kenny, et al., 1998)
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在 Kenny、Kashy 與 Bolger (1998) 的兩步驟之前，多了一項「獨變項與中介 變項有關」的條件，亦即圖 4-1(A) 的總效果 c 達顯著。然而，在中介模型的檢 驗中，若是直接效果 c＇和間接效果 ab 的正負號不同時，兩者相加的總效果將 會被抵消，而可能不達顯著，但卻不表示無中介效果的存在，因此 Kenny、Kashy 與 Bolger (1998) 認為「總效果必須顯著」的條件並非必要。本研究為根據情 感事件理論，初探部屬負面情緒在不當督導與員工後果之間的中介角色，故採取 Kenny、Kashy 與 Bolger (1998) 的做法，考量獨變項與中介變項之關聯，及獨 變項、中介變項同時預測依變項時的關連情形，作為對假設1的檢驗。
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表 4-4 呈現害怕情緒之中介分析的階層迴歸結果，結果顯示，不當督導和害 怕情緒的相關為β= .05，未達顯著水準，表示在不當督導與工作滿意、情緒耗 竭、離職意圖的關係間，並未發現害怕情緒的中介，因此，假設1b未獲支持。
整體而言，對於負面情緒中介不當督導與部屬結果的情形，發現憤怒情緒存 在中介效果，因此假設1獲得部分支持。
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表 4-3
憤怒情緒對不當督導與工作滿意、情緒耗竭、離職意圖之中介分析
變項名稱 憤 怒 工作滿意 情緒耗竭 離職意圖
控制變項
性別
-.10 -.14** .03 .01 -.07 -.04 .08 .10就業年資
.05 .02 -.07 -.05 .01 .00 .06 .05與直屬主管共事年資
.04 .08 .13 .14 -.09 -.10 -.17* -.18*組織正義
-.44** -.16* .36** .22** -.19** -.09 -.33** -.25**神經質性
.11 .09 -.15** -.13 .33** .30** -.03 -.05敵意性
.11 .04 -.04 .00 .24** .22** .20** .18*前置變項
不當督導
.47** -.06 -.02 -.02中介變項
憤怒情緒
-.24** .27** .21*R
2 .32 .44 .21 .26 .34 .39 .19 .21調整後的 R
2 .30 .42 .21 .23 .33 .37 .16 .18△R
2 0.12** .05** .05** .03**F 值
16.53** 23.52** 9.08** 8.87** 18.29** 16.55** 8.00** 7.07**註：a. 所有係數皆為標準化迴歸係數。
b. 性別：1=男性，0=女性。
c. 就業年資、與直屬主管共事年資：1=未滿一年，2=一年到三年，3=三年到五年，4=五年到七年，5=七年以上
*p <.05；**p <.01
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表 4-4
害怕情緒對不當督導與工作滿意、情緒耗竭、離職意圖之中介分析
變項名稱 害 怕 工作滿意 情緒耗竭 離職意圖
控制變項
性別
-.02 -.03 .03 .04 -.07 -.08 .08 .08就業年資
-.10 -.10 -.07 -.07 .01 .01 .06 .05與直屬主管共事年資
.03 .04 .13 .12 -.09 -.08 -.17* -.16*組織正義
.03 .06 .36** .26** -.19** -.13 -.33** -.29**神經質性
.47** .47** -.15* -.11 .33** .28** -.03 -.04敵意性
.01 .00 -.04 -.01 .24** .22** .20** .18**前置變項
不當督導
.05 -.17* .10 .08中介變項
害怕情緒
-.09 .09 .03R
2 .24 .24 .21 .23 .34 .36 .19 .19調整後的 R
2 .21 .21 .18 .20 .33 .33 .16 .16△R
2 .00 .02 .01 .00F 值
10.70** 9.21** 9.08** 7.66** 18.29** 14.35** 8.00** 6.11**註：a. 所有係數皆為標準化迴歸係數。
b. 性別：1=男性，0=女性。
c. 就業年資、與直屬主管共事年資：1=未滿一年，2=一年到三年，3=三年到五年，4=五年到七年，5=七年以上
*p <.05；**p <.01
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二、傳統性、認知再評估對不當督導與負面情緒的調節分析
對調節效果的分析，採用 Baron 與 Kenny (1986) 的作法，程序如下所述：
1. 以憤怒、害怕兩種情緒為依變項，放入性別、就業年資、與主管共事年 資、組織正義、神經質性、敵意性等變項進行控制。
2. 加入獨變項不當督導，及傳統性、認知再評估兩個調節變項。
3. 放入不當督導和傳統性、認知再評估的交互作用項。最後根據此步驟產 生的模式三，判定交互作用效果。
表 4-5 呈現傳統性、認知再評估情緒調控在不當督導與憤怒、害怕的調節分 析。
在假設2傳統性的調節部分，模式三不當督導和傳統性的交互作用項，對憤 怒、害怕的迴歸係數分別是β= .04、β= .09，皆未達顯著水準，也就是並無發 現傳統性對於不當督導與部屬負面情緒的調節，所以假設2a、假設2b未獲支持，
故整體而言，無法支持假設2。
在假設3的認知再評估的調節部分，模式三不當督導和認知再評估的交互作 用項，與憤怒的迴歸係數是β= -.08，未達顯著水準，所以未發現認知再評估調 節不當督導和憤怒情緒的關係，假設3a未獲支持。不當督導和認知再評估的交互 作用項，害怕的迴歸係數是β= -.19 (p <.01)，達到顯著水準，為了進一步檢 驗調節效果是否如假設預期，將繪製調節效果圖 (Cohen and Cohen,1983)，檢 驗假設3b是否受到支持。結果如圖 4-1。
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圖 4-1 表示，不同程度認知再評估者之間，不當督導知覺和害怕情緒的關 連方向相反：知覺不當督導增加時，高認知再評估部屬的害怕情緒呈現下降趨 勢，而低認知再評估部屬的害怕情緒則呈現上升。顯示認知再評估調節不當督導 和部屬害怕情緒的關係，因此假設3c獲得支持。
圖 4-1 認知再評估對不當督導與害怕情緒的調節效果
整體而言，慣用認知再評估情緒調控策略的員工，其不當督導與害怕情緒的 關聯程度較弱，因此假設3獲得部分支持。
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三、認知再評估、表達壓抑情緒調控策略，在負面情緒與部 屬後果之關係的調節分析
分析程序如下所述：
1. 以工作滿意、情緒耗竭、離職意圖三種結果為依變項，放入性別、就業 年資、與主管共事年資、組織正義、神經質性、敵意性等變項進行控制。
2. 加入憤怒、害怕兩個獨變項，及認知再評估、表達壓抑兩個調節變項。
3. 放入兩種情緒 (憤怒、害怕) 和兩種調節變項 (認知再評估、表達壓抑) 所形成之四個交互作用項。最後根據此步驟產生的模式三，判定交互作 用效果。
表 4-6 呈現表達壓抑、認知再評估，對於負面情緒與部屬後果的調節分析。
有關表達壓抑的調節分析，憤怒*表達壓抑對工作滿意、情緒耗竭、離職意 圖的迴歸係數分別是β= .02、β= -.02、β= .00；害怕*表達壓抑的迴歸係數 分別是 β= -.04、β= -.05、β= -.01，皆未達到顯著水準，因此 假設4a、假
有關表達壓抑的調節分析，憤怒*表達壓抑對工作滿意、情緒耗竭、離職意 圖的迴歸係數分別是β= .02、β= -.02、β= .00；害怕*表達壓抑的迴歸係數 分別是 β= -.04、β= -.05、β= -.01，皆未達到顯著水準，因此 假設4a、假