第四章 研究結果
第四節 研究假設驗證
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第四節 研究假設驗證
本研究以三個部分進行研究假設的驗證，在控制員工性別、主管性別、員工年 資、員工與主管共事時間之外，同時控制主管轉化領導的影響，首先檢驗前置因素 對員工正向心理資本之影響性分析，其前置因素包含員工組織認同、員工職業認同、
以及主管僕人領導，用以檢驗假設一到假設三；接著檢驗員工正向心理資本對其後 果變項之影響性分析，其後果變項包含員工角色內工作行為、員工角色外助人行為、
員工角色外建言行為、以及員工主觀幸福感，用以檢驗假設四到假設七；最後在上 述探討員工正向心理資本的前因與後果變數關係裡，檢驗是否扮演中介之角色。以 下依序將檢驗結果加以呈現。
一、前置因素對員工正向心理資本之影響性分析
《表 4-5》為檢定各前置因素與後果變項對員工正向心理資本影響之階層迴歸 分析程序。在檢驗各前置變項對員工正向心理資本之影響效果時，於模型 1 先將本 研究所設定的五個控制變項依序放入迴歸式當中，分別為：員工性別、主管性別、
員工年資、員工與主管共事時間、以及主管轉化領導，在依變項為員工正向心理資 本的情況下，由於主管轉化領導的係數達顯著(β= .56、p < .01)，因而整體控制變數 可解釋員工正向心理資本35%的變異。
模型2 則接續在控制住五個控制變項的影響下，依序放入三個前置變項，分別 為：員工之組織認同、員工之職業認同、與主管僕人領導，可解釋員工正向心理資 本47%變異量(ΔR2 = .12、p < .01)。其中，員工組織認同對員工正向心理資本有顯 著正向影響力(β= .17、p < .05)，顯示當員工的組織認同感越高時，其正向心理資本 也會越高；再者，員工的職業認同對員工正向心理資本亦達到顯著(β= .26、p < .01)，
顯示當員工對職業的認同感越高時，其正向心理資本也會越充裕；最後，主管的僕 人領導風格亦會顯著正向影響員工正向心理資本(β= .19、p < .05)，顯示當主管展現 出越多僕人領導風格時，員工的正向心理資本也會越多。
綜合以上數據，假設1、假設 2 與假設 3 皆獲支持。
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《表4-5》 員工正向心理資本的前置變項與後果變項影響之迴歸分析
變項 員工正向心理資本 員工角色內工作行為 員工助人行為 員工建言行為 員工主觀幸福感
模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 控制變項
員工性別 .05 .06 .11 .11 .10 .10 .03 .02 .03 .02
主管性別 .02 -.01 .03 .01 .05 .03 .03 .01 .12† .07
員工年資 .19 .11† .02 -.03 .02 -.03 .07 .03 .04 -.09†
共事期間 .03 -.01 .02 .01 .08 .07 .08 .07 .09 .07
主管轉化型領導 .56** .22* 自變項
員工組織認同 .17*
員工職業認同 .26**
主管僕人領導 .19*
中介變項
員工正向心理資本 .29** .26** .24** .75**
R2 .35 .47 .02 .10** .02 .09** .02 .07** .03 .57**
ΔR2 -- .12** -- .08** -- .07** -- .05** -- .54**
附註：N=178; †p<.10, *p<.05, **p<.01；
所有係數皆為標準化後迴歸係數；
性別：1=男性、2=女性；
員工年資：1=1 年以下、2=1-3 年、3=3-5 年、4=5-7 年、5=7-9 年、6=9-11 年、7=11-20 年、8=20 年以上；
共事時間：以「月」為計算單位。
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二、員工正向心理資本與其後果變項之影響性分析
接著在《表4-5》中則繼續列示了員工正向心理資本對不同結果變項的影響效 果。首先當依變項為員工角色內工作行為時，模型 1 中先將本研究所設定的控制 變項依序放入迴歸式當中，分別為：員工性別、主管性別、員工年資、以及員工與 主管共事時間，則整體四個控制變項可解釋員工角色內工作行為6%的變異。模型 2 則接續在控制住四個控制變項的影響下，再放入員工正向心理資本，則總共可解 釋員工助人行為10%變異量(ΔR2 = .08、p < .01)。而員工正向心理資本對員工角色 內工作行為之係數達正向顯著(β= .29、p < .01)，因此假設 4 獲支持，代表當員工 正向心理資本越高，員工也有越好的角色內工作行為。
再者，當依變項為員工助人行為時，模型 1 中先將本研究所設定的四個控制 變項依序放入迴歸式當中，分別為：員工性別、主管性別、員工年資、以及員工與 主管共事時間，則整體四個控制變項可解釋員工助人行為2%的變異。模型 2 則接 續在控制住四個控制變項的影響下，再放入員工正向心理資本，則總共可解釋員工 助人行為9%變異量(ΔR2 = .07、p < .01)，而員工正向心理資本對員工助人行為之係 數達顯著(β= .26、p < .01)，因此假設 5 獲得支持，代表當員工正向心理資本越 高，員工也有越高的助人行為。。
第三，當依變項為員工建言行為之效果分析時，在模型 1 中，同樣將本研究 所設定的四個控制變項依序放入迴歸式當中，分別為：員工性別、主管性別、員工 年資、以及員工與主管共事時間，則整體四個控制變項可解釋員工建言行為2%的 變異。模型 2 則接續在控制住四個控制變項的影響下，再放入員工正向心理資 本，則總共可解釋員工建言行為7%變異量(ΔR2 = .05、p < .01)。而員工正向心理資 本對員工建言行為之係數達正向顯著(β= .24、p < .01)，因此假設 6 獲支持，代表 當員工正向心理資本越高，員工也展現越多建言行為。
最後當依變項為員工主觀幸福感時，模型 1 中，先將本研究所設定的四個控 制變項依序放入迴歸式當中，分別為：員工性別、主管性別、員工年資、以及員工 與主管共事時間，則整體四個控制變項可解釋員工主觀幸福感3%的變異。模型 2
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則接續在控制住四個控制變項的影響下，再放入員工正向心理資本，則總共可解釋 員工主觀幸福感57%變異量(ΔR2 = .54、p < .01)。而員工正向心理資本對員工主觀 幸福感之係數達正向顯著(β= .75、p < .01)，因此假設 7 獲支持，代表當員工正向 心理資本越高，員工也有越好的員工主觀幸福感。
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三、員工正向心理資本所扮演之中介效果
在進行中介效果分析之前，由於本研究先前已確立了量表之信度與相關效度的 指標，因此得以進行後續中介分析(林鉦棽與彭台光，2012) (Math ieu and Tay10r,
2007)。本研究首先根據
Baron 與 Kenny(1986)的建議，以三個步驟階層迴歸分析來 初步驗證員工正向心理資本的中介效果是否成立，後續進一步以Sobel test 與拔靴 法(bootstrapping)確認這些間接效果確實存在。在傳統Baron 與 Kenny(1986)的中介效果檢測過程中，第一步須先針對自變項 對中介變項進行迴歸分析，當此影響效果成立時，再接著進行第二步的檢測，及自 變項對依變項的迴歸分析，期望能夠具顯著影響力後，再以最後第三步驟確立中介 效果的成立與否與形式。第三個步驟須將自變項與中介變項同時納入迴歸式中，同 時對依變項的效果進行分析，在此迴歸式裡，中介變項對依變項也同樣具顯著影響 力的前提之下，自變項對依變項的影響力與上述第二個步驟相比下降時，可宣稱具 中介效果，例如顯著性由p < .01 下降至 p < .05，在此關係仍具顯著影響力下，可 稱為「部分中介」，但若顯著性由第一步驟的顯著下降至不顯著時，例如第二步驟 自變項對依變項的顯著性由p < .01 到第三步驟下降至不顯著(如：p > .10)，即可宣 稱具有「完全中介效果」。
據此，本研究已確立第一個步驟之三個自變項：員工組織認同、員工職業認 同、以及主管僕人領導，對中介變項之員工正向心理資本皆具顯著正向影響力，因 此以下依序針對第二個步驟之自變項對依變項影響效果的迴歸分析。
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(一)自變項對依變項影響效果之迴歸分析
如《表4-6》所示，當依變項為員工角色內工作行為時，本研究於模型 1 首先 將五個控制變項放到模型中，則模型 1 可解釋員工角色內工作行為 6%的變異。接 著於模型 2 則接續在控制住五個控制變項的影響下，再依序放入三個自變項：員 工組織認同、員工職業認同、以及主管僕人領導，則模型 2 總共可解釋員工角色 內工作行為10%變異量(ΔR2 = .04、p < .10)，但除了主管僕人領導對員工角色內工 作行為之係數達顯著之外(β= .28、p < .05)，員工組織認同與員工職業認同部分並 未達顯著，因此後續將針對主管僕人領導與員工角色內工作行為之中介因子影響效 果繼續進行分析。
在《表4-6》顯示，當依變項為員工助人行為時，本研究於模型 1 首先將五個 控制變項放到模型中，則模型 1 可解釋員工助人行為 11%的變異。接著於模型 2 則接續在控制住五個控制變項的影響下，再依序放入三個自變項：員工組織認同、
員工職業認同、以及主管僕人領導，則模型 2 總共可解釋員工助人行為 15%變異 量(ΔR2 = .04、p < .05)，但除了主管僕人領導對員工助人行為之係數達顯著之外 (β= .29、p < .05)，員工組織認同與員工職業認同部分並未達顯著，因此後續將針 對主管僕人領導與員工助人行為之中介因子影響效果繼續進行分析。
而當依變項為員工建言行為時，本研究於模型 1 首先將五個控制變項放到模 型中，則模型 1 可解釋員工建言行為 5%的變異。接著於模型 2 則接續在控制住 五個控制變項的影響下，再依序放入三個自變項：員工組織認同、員工職業認同、
以及主管僕人領導，則模型 2 總共可解釋員工建言行為 9%變異量(ΔR2 = .04、p
< .10)，但除了主管僕人領導對員工建言行為之係數達顯著之外(β= .28、p < .05)，
員工組織認同與員工職業認同部分並未達顯著，因此後續將針對主管僕人領導與員 工建言行為之中介因子影響效果繼續進行分析。
最後，當依變項為員工主觀幸福感時，本研究於模型 1 首先將五個控制變項 放到模型中，則模型 1 可解釋員工主觀幸福感 32%的變異。接著於模型 2 則接續 在控制住五個控制變項的影響下，再依序放入三個自變項：員工組織認同、員工職
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業認同、以及主管僕人領導，則模型 2 總共可解釋員工主觀幸福感 42%變異量 (ΔR2 = .10、p < .01)，當中，除了員工組織認同對員工主觀幸福感之迴歸係數未達 顯著之外(β= .10、p > .10)，員工職業認同對員工主觀幸福感之係數為 β= .25 (p
< .01)與主管僕人領導對員工主觀幸福感之係數為 β= .19 (p < .10)，兩者皆達顯著，
因此後續將針對員工職業認同對員工主觀幸福感與主管僕人領導與員工主觀幸福感
因此後續將針對員工職業認同對員工主觀幸福感與主管僕人領導與員工主觀幸福感