第三章 研究方法
第三節 研究工具
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將問卷放入紙袋中彌封，由發放者回收、交回研究者。線上問卷部分，透過同學、
親友的聯絡網路，將寄送問卷網址給他們確知目前在職、有直屬主管的朋友們填 寫；除了收到邀請的對象，研究問卷網址並未在網路上公開，以避免不符合研究 對象條件的人士填寫。問卷引言強調研究資料的保密原則，僅供學術使用，以確 保受測者的隱私，而線上問卷網站的設計也確保所有訊息 (如：填答人數、填答 者背景資料、電子郵件地址……等) 不會被研究者本人之外的人士取得。本研究 亦採取贈送小禮物與抽獎活動，提高問卷的填答意願和回收率。
第一階段問卷於 2010 年 7 月下旬開始發放，花費兩個星期回收，共計回 收 240 份問卷 (線上 145 份，紙本 95 份)，內容完整的有效問卷為 218 份 (線上 125 份，紙本 93 份)，有效問卷中 180 份有留下電子郵件地址，將能收到第二階 段問卷的填寫邀請。第二階段問卷則於 2010 年 8 月下旬發放，亦開放問卷網 址兩個星期，共計回收 104 份，有效問卷為 94 份。
第三節 研究工具
本研究採用問卷調查法，使用自陳式問卷蒐集資料。為避免共同方法變異 (common method variance) 的問題，正式施測時，將依學者建議調整各變項之 題目順序，減緩填答者的預期或反應心向 (彭台光, 高月慈, & 林鉦棽, 2006)。
以下將依序針對測量各變項的量表，簡介其來源及相關資訊：前置變項（不當督 導）、中介變項（工作情緒）、結果變項（工作滿意度、離職意圖、情緒耗竭）、 調節變項（個人傳統性、認知再評估及壓抑式情緒調控習慣），以及控制變項。
一、不當督導
本研究對不當督導的測量，採用翻譯自 Tepper (2000) 的「不當督導行為量表」
(abusive supervision scale)，原量表共 15 題，題目範例如：「我的主管在別人 面前貶低我」、「我的主管對我說我能力不足」。填答者以 Likert 六點量尺形式，
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動情形。Cronbach's α值為.95。先前關於不當督導的研究，指導語時限多為「最近六個月」 (例如：Glasø, Vie, Holmdal, & Einarsen, 2010; Tepper, 2000; 陳彥宇, 2009)，然而情感事件理論 強調，「事件」是由起始與結束所框限的一段情節 (Weiss & Beal, 2005; Weiss &
Cropanzano, 1996)，過長的時限可能使填答者難以清楚回憶，而探討生活事件的縱 貫研究也指出，只有近三個月的事件，才和正負面情感、主觀幸福感有關 (Suh, Diener, & Fujita, 1996)，本研究以不當督導作為引發部屬情感變動的工作事件，
若採行過去研究的「六個月」時限，不僅較難發現不當督導與部屬負面情緒變動的 關聯，在意義上，測得之不當督導知覺可能變成工作的「背景」(context) 特徵，
更失去了不當督導作為「事件」的本質，因此，對於不當督導的測量時限至少應小 於三個月，而 Mignonac 與 Herrbach (2004) 在情感事件的測量更認為「一個月」
的時間長度，足夠完整的事件發生與結束，並且不會有回憶困難的問題，綜合以上 所述，本研究參酌 Mignonac 與 Herrbach 的建議，對不當督導之測量採行「過去 一個月」作為回憶時限。
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和內部一致性信度為：憤怒情緒，如「憤怒」、「生氣」，Cronbach's α值為.89；
害怕情緒，如「驚慌」、「害怕」，Cronbach's α值為.87。
指導語部分，則請填答者回憶「最近兩週」的工作情緒，根據情感事件理論，
情感應事件的變動而起伏，因此在負面情緒的回憶時限不應超過不當督導事件的「最 近一個月」，而太短的回憶時限如「最近三天」，又因為情緒本身短而波動的特性，
會產生較大誤差，而不適宜。對於情緒的測量，Glasø, Vie, Holmdal, & Einarsen (2010) 以情感事件理論為架構探討職場霸凌的研究中，使用「過去兩週」為回憶時 限，因此本研究依循 Glasø 等學者的作法，採「最近兩週」引導受測者回憶其工作 情緒。
三、工作滿意度
使用 Cammann、Fichman、Jenkins 與 Klesh (1983) 之問卷的「工作滿意度」
面向，共有 3 題，填答者以六點量尺回答其同意程度，1 到 6 分別代表「非常不同 意」到「非常同意」，範例題目如：「整體而言，我對我的工作感到滿意。」。得 分加總後，即形成對整體工作滿意度的評量；Cronbach's α值為.89。
四、情緒耗竭
對於情緒耗竭的測量，來自 Maslach 與 Jackson (1981) 工作倦怠量表 (Maslach Burnout Inventory) 之中「情緒耗竭」分量表，根據蘇守謙 (2000) 的 分析，過濾了經翻譯後，有可能題意不清、引發受測者正面反應傾向的題目，保留 6 個題項。填答者以 Likert 六點量尺形式答題，題目例如：「一大早起來，想到又 要面對一天的工作，使我感到很疲倦」、「在工作上，我感到身心俱疲」；Cronbach's α值為 .87。
五、離職意圖
本研究使用 Sjöberg 與 Sverke (2000) 測量整體離職傾向的題目，共有 3 題，填答者以六點量尺回答其對問題敘述的同意程度，題目範例如「在能夠完全
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六、個人傳統性
採用 Farh 等學者 (1997) 擷取自楊國樞 (1989) 「中國人個人傳統性量 表」之「遵從權威」分量表，修改的短版個人傳統性量表。原來的「遵從權威」
分量表共有 15 個題目，Farh 擷取其中 5 項最具代表性的題目，範例如：「要避 免發生過錯，最好的辦法就是遵從長者的話」。此量表曾在台灣與香港、中國大 陸的樣本研究中使用 (如 Farh, et al., 1997; Farh, et al., 2007)。Farh (2007) 表示在這些研究中，量表的內部一致性係數普遍偏低 (如 Cronbach's α=.76, Farh et al. [1997])，可能反應了在原來量表中，題目涉及的多種中國社會的 生活範疇，如在家庭中父母地位高於子女、丈夫地位高於妻子，在政治舞台上官 員地位高於民眾、在一般社會關係裡資深者地位高於資淺者；受測者以六點量尺 回答其對問題敘述的同意程度，在本研究中，傳統性的 Cronbach's α值為.76。。
七、情緒調控
本研究使用 Gross 和 John (2003) 的「情緒調控問卷」 (Emotion Regulation Questionnaire, ERQ)，測量個人情緒調控的使用習慣，受測者以六 點量尺表示其對問題敘述的同意程度。認知再評估分量表有 6 題，範例題目如：
「當我想要增加自己的正面情緒，我會改變我對現況的想法」，Cronbach's α值 為.86；表達壓抑分量表共有 4 題，題目範例如：「我透過不表達來控制我的情 緒」，Cronbach's α值為.59。
八、控制變項
(一) 人口統計變項
本研究納入性別、就業年資、與直屬主管共事年資為控制變項，採用虛擬變 數進行資料處理。在性別方面，男性、女性分別以 1、0 作編碼；在就業年資以 及和直屬主管共事年資方面，將「未滿一年」、「一年到兩年」、「三年到五年」、「五 年到七年」、「七年以上」分別以 1、2、3、4、5 作編碼。
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(二) 組織正義
對組織正義的測量，採用 改編自 Colquitt (2001) 的主管正義量表，共 有三個分量表測量組織分配正義、程序正義、互動正義(包含人際、訊息兩個面 向)，基於整份問卷的篇幅考量，本研究根據量表發展原始文獻，選取因素負荷 量高的 8 個題目，範例為：「主管會依據我的工作量給予適切的酬賞」、「我的主 管詳細解釋決策過程與結果。」；Cronbach's α值為.93。
(三) 神經質性
採用 Costa 與 McCrace (1992) 的 NEO 人格量表－修訂版 (NEO
Personality Inventory-Revised) 中的神經質性分量表，共有 12 個題目，受測 者以 1~6 之 Likert 六點量尺，回答對於題目數敘述的同意程度，題目範例是：
「我常覺得自己比別人差」、「我常覺得無助，且希望別人來幫我解決問題」； Cronbach's α值為.87。
(四) 敵意性
採用短式華人敵意量表 (翁嘉英 et al., 2008)，原來量表共有敵意認知、
敵意情感、表達敵意與壓抑敵意四個分量表，總共 20 題，基於整份問卷篇幅考 量，本研究根據翁嘉英等人 (2008)的量表發展研究，從四個分量表分別抽取因 素負荷量大的 2 題，共 8 個題項，題目例如：「我有時覺得自己的脾氣一觸即 發」、「有時候我會繃著臉或是悶悶不樂」填答者以 1 到 6 代表從「非常不同意」
到「非常同意」；Cronbach's α值為.78。
九、其他不列入計分之題目
由於本研究探討主題包含不當督導與負面情緒，問卷題項有較多負面敘述，
可能引起填答者的防衛或猜測，因此另外從鄭伯壎, 周麗芳, & 樊景立 (2000) 家長式領導量表選出 6 題仁慈領導，混入不當督導的題目間 (如：「我的主管對 我的照顧會擴及到我的家人」、「當我工作表現不佳時，我的主管會去了解真正的
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原因何在」)；從李東仁 (2009) 部屬情緒量表選出 4 題正面情緒的形容詞，混 入負面情緒的題目間 (如：「溫馨」、「心平氣和」)；以及從 Schaufeli & Bakker (2003) 之 Utrecht 工作投入量表選出 3 題，混入情緒耗竭題目之間 (如：「在 工作上，我感覺活力充沛」、「我對我的工作充滿熱情」)。
十、第二階段施測項目
間隔一個月後的問卷，針對同樣一批樣本，再次測量工作滿意、情緒耗竭與 離職意圖，題目來源與第一階段相同，此外，也詢問填答者與上次作答相較之下，
是否仍任職於同個職位、主管是否為同一人，作為檢核參考。
第四節 資料分析方法
本研究所收集之資料，以 SPSS 18.0 版套裝統計軟體，針對各變項進行描述 性統計分析、相關分析，在中介及調節效果方面，則採用階層迴歸分析來考驗假 設。
有鑑於第二階段回收的有效問卷過少，因此在後續資料分析，將以第一階段 218 筆資料為主，對於第一與第二共 94 筆雙階段資料的分析，將併入第四章第 四節補充分析中。
一、描述性統計分析
此部分將分析樣本的特性，包括性別、教育程度、產業類別、職務類別、職 等、就業年資、與主管共事年資等，以及分析資料的幾項基本統計值，包括平均 數、標準差、百分比。
二、信度分析
為了檢驗本研究所使用之測量工具是否具有良好的一致性，信度分析以 Cronbach＇s α 做為衡量，並根據 Nunnally (1978) 的建議，將 Cronbach＇s α 值大於 .7 視為可以接受的信度大小。
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三、相關分析
本研究以 Pearson 積差相關進行分析，呈現各研究變項間彼此的相關係 數，以了解各主要的變項、控制變項間的相關情形，是否顯著與符合研究所假設 的方向。
四、迴歸分析
在檢驗中介效果的部分，本研究根據 Kenny、Kashy 與 Bolger (1998) 建 議的分析邏輯，以階層迴歸分析驗證中介假設。首先放入控制變項 (就業年資、
與主管共事年資、負向情緒性、組織正義、神經質性、敵意性)，確認不當督導 可以預測部屬負面情緒 (憤怒、害怕)；進一步，也是在放入控制變項的前提下，
同時再放入不當督導與部屬負面情緒，檢驗部屬負面情緒是否能預測部屬結果 (工作滿意、情緒耗竭、離職意圖)。
在檢驗調節效果的部分，採用 Baron 與 Kenny (1986) 的建議步驟，將預 測變項與調節變項予以標準化後再相乘，形成另一個交互作用項，以避免多元共
在檢驗調節效果的部分，採用 Baron 與 Kenny (1986) 的建議步驟，將預 測變項與調節變項予以標準化後再相乘，形成另一個交互作用項，以避免多元共