第五章 量化研究分析
第二節 正式問卷分析
Cronbach’s alpha 係數皆大於 0.7，介於 0.928-0.973 之間；情緒勞務總體量表及 子構面Cronbach’s alpha 係數大於 0.7，介於 0.860-0.910 之間；工作滿意度總體 量表Cronbach’s alpha 係數大於 0.7，為 0.946，自我效能總體量表及感知組織支 持總體量表之Cronbach’s alpha 係數皆大於 0.7，分別為 0.947 及 0.952。由信度 分析結果顯見，均具良好信度。
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以感情狀況而言，本研究之受測者，未婚的有 28 人（56%）；已婚的 有 22 人（44%）。
四、最高學歷
根據調查的結果顯示，本次受測者最高學歷為大學的有 15 人（30%）；
碩士畢業的有 34 人（68%）；博士畢業的則只有 1 人（2%）。從結果中能 發現，最高學歷以碩士畢業為大宗。
五、工作所在縣市
以填寫問卷之勞動檢查員而言，在臺北市工作者有 10 人（20%）；新 北市有 12 人（24%）；桃園市有 2 人（4%）；臺中市有 12 人（24%）；臺 南市有 12 人（24%）；高雄市有 2 人（4%）。以比例而言，桃園市及高雄 市受測者相對較少，其餘縣市比例仍算平均。
六、負責業務
勞動檢查員主要可分為兩類，勞動條件檢查員及職業安全衛生檢查員。
本研究受測之勞動條件檢查員為 19 位（38%）；職業安全衛生檢查員則為 31 位（62%）。
七、服務年資
本研究將服務年資分為 5 組，分別為服務 5 年以下，有 37 人（74%）；
6 到 10 年者有 9 人（18%）；11 到 15 年者有 2 人（4%）；16 到 20 年者有 1 人（2%）；服務 21 年以上者有 1 人（2%）。由敘述統計的結果能發現，
服務 10 年以上者，人數明顯較少。
八、職階
受測者中擔任主管職之勞動檢查員有 2 人（4%）；非主管職者有 48 人
（96%）。職階以非主管職為主，占九成以上。
九、身分別
勞動檢查員主要由兩種身分別組成，正式人員及約聘雇人員。受測者中 正式人員為 31 人（62%）；約聘雇人員為 19 人（38%）。
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參、變項之描述性統計
為對各變項中之構面及題項有更深刻之了解，將針對平均值及標準差進 行整理歸納。本研究採 Likert 七點量表（非常不同意、不同意、有點不同意、
普通、有點同意、同意、非常同意）。編碼時，將非常不同意，登錄為「1」、
不同意登錄為「2」、有點不同意登錄為「3」、普通登錄為「4」、有點同 意登錄為「5」、同意登錄為「6」、非常同意登錄為「7」進行編列。中間 值為「4」，得分越高，意指受測者對題項之同意程度也越高。
一、生涯召喚量表
以生涯召喚量表而言，得分最高的為第 11 題「我的工作可以直接的幫 助到別人」，平均值為 5.44；得分次高的有兩題，第 15 題「我的工作能讓 我有機會回饋社會」及第 16 題「我工作中最重要的一部分，就是能夠幫助 到別人」，平均值為 5.1。三題皆位於「有點同意」至「同意」間。
得分最低的為第 20 題「我的工作能完成我這一生的使命」，平均值為 3.14；得分次低的為「我之所以從事目前的行業，是因為我相信這就是我的 使命所在」，平均值為 3.52，兩題介於有點不同意及普通間。生涯召喚總體 量表之平均值為 4.32，顯見受測之勞動檢查員對生涯召喚之感知介於「普通」
與「有點同意」間。
由表十七也能發現，跟勞動檢查員內心有關的選項，得分較低。如超越 奉獻構面，平均得分僅有 3.5。原因應可歸咎於概念過於抽象，且過於理想，
如同質化研究所呈現之結果，大多數人擔任勞動檢查員仍是因為現實考量，
而並非認為自己天生就應該從事這份工作，甚至於實現自身理想。但由勞動 檢查過後的回饋也能發現，勞動檢查工作確實有其存在之意義，所做之事也 有意義。最重要的是，如利他助人構面得分所示，這份工作確實能幫助到其 他人。
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三、工作滿意度量表
以工作滿意度量表而言，總體工作滿意度平均值及三題之平均值皆高於 中間值。「整體而言，我對我的工作很滿意」，平均值為 4.22；「整體而言，
我相當喜歡在這裡工作」，平均值為 4.04；「整體而言，我對目前工作的穩 定程度感到滿意」，平均值為 4.36。介於「普通」及「有點同意」間。總體 工作滿意度之平均值為 4.21，顯見受測之勞動檢查員對工作滿意度高於平均 值，介於「普通」及「有點同意」間。
表十九 工作滿意度量表描述性統計分析表
題項 平均值 標準差
工作滿意度總體量表 4.21 1.552 1.整體而言，我對我的工作很滿意。 4.22 1.556 2.整體而言，我相當喜歡在這裡工作。 4.04 1.690 3.整體而言，我對目前工作的穩定程度感到滿意。 4.36 1.651 資料來源:本研究整理繪製
四、自我效能量表
以自我效能量表而言，多數題項皆高於中間值，平均值介於 4.54 到 5.22，
位於「普通」及「同意」間。唯有第 3 題「對我來說，堅持理想和達成目標 是輕而易舉的」，平均得分較低，平均值為 3.74，介於「有點不同意」到「普 通」間，也顯示對於勞動檢查員而言，或許堅持改善勞工工作環境或勞動條 件的理想，是困難的。對自我效能總體量表平均值為 4.22，顯見受測之勞動 檢查員對自我效能之看法，介於普通及有點同意間。
表二十 自我效能量表描述性統計分析表
題項 平均值 標準差
自我效能總體量表 4.74 1.181 1.如果我盡力去做的話，我總是能夠解決難題的。 5.22 1.502 2.即使別人反對我，我仍然想辦法達成我所要的目標。 4.54 1.487
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肆、生涯召喚、情緒勞務、自我效能、組織支持對工作滿意度之預測
本段將以相關分析及多元回歸分析對生涯召喚、情緒勞務、自我效能、組織 支持對工作滿意度間之關係進行分析。先進行相關分析後，接著以多元迴歸分析 對生涯召喚、情緒勞務、自我效能、組織支持對工作滿意度間之因果關係深入進 行探究，以驗證研究假設。
一、相關分析
表二十二為本研究所有變項之平均數、標準差與相關係數表。表中顯示 生涯召喚與工作滿意度（r=.712，p=<.001），有顯著的正向高度相關，意指 勞動檢查員生涯召喚感知程度越高，則工作滿意度越高。情緒勞務表層演出 與工作滿意度相關分析之結果（r=-.214），情緒勞務表層演出與工作滿意度 間未達顯著水準。情緒勞務深層演出與工作滿意度相關分析之結果（r=.414，
p=<.001），呈顯著正向中度相關，意指勞動檢查員情緒勞務深層演出越高，
則工作滿意度越高。自我效能與工作滿意度相關分析之結果（r=.618，
p=<.001），呈顯著正向中度相關，意指勞動檢查員自我效能感越高，則工 作滿意度越高。組織支持與工作滿意度相關分析之結果（r=.765，p=<.001），
呈顯著正向高度相關，意指勞動檢查員感知組織支持越高，則工作滿意度越 高。
總結而言，本研究 H1、H2b、H3-1、H4-1獲得初步證實，而 H2a於相關分 析階段未達統計上之顯著水準，將以多元階層迴歸分析，進而更深入瞭解變 項間之因果關係。
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表二十二 本研究主要變項之相關分析
變項 平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 1 生涯召喚 4.32 1.356 1.000
2 情緒勞務
-表層演出 4.34 1.200 -.237 1.000 3 情緒勞務
-深層演出 4.76 1.124 .396*** .306* 1.000
4 自我效能 4.74 1.181 .684*** -.025 .472*** 1.000
5 組織支持 3.63 1.383 .615*** -.251 .210 .458*** 1.000
6 工作滿意度 4.21 1.552 .712*** -.214 .414*** .618*** .765*** 1.000 註：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001；N=50
資料來源:本研究整理繪製
二、多元階層迴歸分析
過去公務人員相關研究中，常將性別、年齡、教育程度、職務、公部門 年資作為控制變項，能使自變項與依變項間關係更加準確（吳宗憲，2014）。
以勞動檢查員而言，負責的業務別，也就是勞動條件檢查及職業安全衛生檢 查為重要之因素，故本研究將年資及負責的業務別做為控制變項。為驗證本 研究之研究假設，H1、H2a、H2b、H3-1、H4-1，以兩階段進行檢驗，第一階段 置入控制變項，服務年資及負責的業務。結果發現均未達顯著水準，年資及 負責之業務對工作滿意度未有顯著差異。
第二階段再置入自變項生涯召喚、情緒勞務表層演出、情緒勞務深層演 出、自我效能、組織支持，由表二十三模式 2 生涯召喚之結果能發現，生涯 召喚對工作滿意度不具顯著影響，故研究假設「H1:勞動檢查員之生涯召喚 對工作滿意度有正向顯著影響」不成立。
由表二十三模式 2 情緒勞務表層演出之分析結果能發現，情緒勞務表層 演出對工作滿意度不具顯著影響，故研究假設「H2a:勞動檢查員情緒勞務表 層演出對工作滿意度有負向顯著影響」不成立。
由表二十三模式 2 情緒勞務深層演出之分析結果能發現，情緒勞務深層
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演出正向顯著影響工作滿意度（β=.217，p<.05），故研究假設「H2b:勞動檢 查員情緒勞務深層演出對工作滿意度有正向顯著影響」成立，意指勞動檢查
註：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001；N=50 資料來源:本研究整理繪製
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伍、生涯召喚、自我效能、組織支持對情緒勞務及工作滿意度之調節 效果
本段主要針對調節效果進行討論，以回答研究假設「H2-1a:勞動檢查員生涯 召喚對情緒勞務深層演出與工作滿意度間之關係具有正向調節效果」、「H2-1b: 勞動檢查員生涯召喚對情緒勞務表層演出與工作滿意度間之關係具有負向調節 效果」、「H3-2:勞動檢查員自我效能對情緒勞務表層演出與工作滿意度間之關係 具有正向調節效果」及「H4-2: 勞動檢查員感知到組織支持對情緒勞務表層演出 與工作滿意度間之關係具有正向調節效果」。
如同前文所述，將年資及負責的業務別做為控制變項，使自變項與依變項間 關係更加準確。本研究將自變項與調節變項轉換為 Z 分數，避免共線性的問題，
接著採用階層迴歸分析，以檢視自變項和調節變項的交互作用效果是否顯著，以 檢驗研究假設H2-1a、H2-1b、H3-2及H4-2。
於階層迴歸分析中，第一層放入控制變項（服務年資、負責業務）；第二層 放入自變項（情緒勞務-表層演出、情緒勞務-深層演出）；第三層放入調節變項
（生涯召喚、自我效能、組織支持）；第四層放入交互作用項（表層演出*生涯 召喚、深層演出*生涯召喚、表層演出*自我效能、表層演出*組織支持）。
由表二十四模式 4 可見，將情緒勞務表層演出與生涯召喚之交互作用項投入 階層迴歸分析後，未達顯著，可以發現生涯召喚對情緒勞務表層演出及工作滿意 度間並無調節效果。因此研究假設「H2-1b:勞動檢查員生涯召喚對情緒勞務表層 演出與工作滿意度間之關係具有負向調節效果」並不成立。
同樣由表二十四模式 4 進行觀察，可見將情緒勞務深層演出與生涯召喚之交
同樣由表二十四模式 4 進行觀察，可見將情緒勞務深層演出與生涯召喚之交