國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
41
第四章 研究結果
表 4-1 列出本研究所有變數之平均數、標準差，以及變數間的相關係數。結 果顯示，與過去研究發現相同的是，在員工個體內層次之交易變數中，交易時間 (如：Tsai & Huang, 2002)、顧客年齡 (如：Goodsell, 1976)、以及顧客要求 (如：
Tan et al., 2003)均與員工正向情緒表達達顯著正相關 (相關係數分別為 .26, .09, 以及.31, p < .05)。此外，在交易過程中，顧客展現負向情緒行為與員工正向情緒 表達之間有顯著的負相關 (r = -.13, p < .01)，初步符合本研究之研究預期。
在進行假說驗證前，本研究必須計算 ICC(1)與 ICC(2)值，以確保依變項 (員 工正向情緒表達)是否具有足夠員工個體內與個體間變異，且員工個體間變異會 顯著不為 0 (Hofmann, 1997)，且員工正向情緒表達之平均信度值達可接受標準 (ICC (2) > .07; James et al., 1984)。研究發現，員工正向情緒表達在員工個體間存 在顯著變異，意即員工個體間變異顯著異於 0 (τ00 = .82, χ2 = 110.70, p < .01)，且 ICC (1)值為 .30，大於一般建議的標準.12 (James, 1982)，換句話說，員工正向情 緒表達之變異有 30%之變異是來自於員工個體間的變數影響，而有 70%之變異 是來自於員工個體內變數的影響；此外，由表 4-1 可知，員工正向情緒表達之平 均具有可接受之信度值 (ICC (2) = .72)。
本研究採跨層次分析法來進行假說之驗證，從表 4-2 之隨機迴歸模式可知，
在驗證假說 1 與假說 2 的部分，本研究在控制個體內層次之交易時間、顧客性別 與年齡、顧客要求，以及顧客正向情緒表達的影響、個體間層次之員工性別、現 職工作年資、以及外向性特質、與分行間層次之店內氣氛對員工正向情緒表達影 響後，發現顧客負向情緒表達對員工正向情緒表達行為具有顯著負向關係 (ȓ = -.19, p < .05)；反之，交易忙碌程度與員工正向情緒表達無顯著關係 (ȓ = -.05, n.s.)，因此假說 1 未獲支持，而假說 2 獲得支持；歸納上述，本研究之個體內層 次變數 (如：交易忙碌程度、顧客負向情緒表達)共可解釋員工正向情緒表達個 體內變異之 30%。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
表 4-1 描述性統計與相關係數矩陣a
註：a個體內層次-交易層次樣本數=411；個體間層次-員工樣本數=67；Cronbach’s 係數在對角線（）中。
b交易時間以分鐘來衡量。
c顧客與員工性別以 1=男性 以及 0=女性來衡量。
d顧客年齡以 1=20 歲以下、2= 21~30 歲、3=31~40 歲、4= 41~50 歲、5=51 歲以上。
e員工現職工作年資以「月」計算之。
†p<.10; *p＜.05; **p＜.01
變數名稱 平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 7 8
個體內層次-交易
1. 交易時間b 3.12 5.13 --
2. 交易忙碌程度 1.48 1.44 .01 --
3. 顧客性別c -- -- -.03 -.04 --
4. 顧客年齡d 2.84 1.21 .03 -.04 -.16** --
5. 顧客正向情緒表達 2.21 .63 .09† -.05 .00 .12* (.88)
6. 顧客負向情緒表達 1.57 .51 -.02 -.11* -.03 -.13** .38** (.84)
7. 顧客要求 .93 .85 .29** .28** .00 -.05 -.03 -.02 --
8. 員工正向情緒表達 4.01 1.57 .26** .06 -.05 .09* .01 -.13** .31** (.61) 個體間層次-員工
1. 員工性別c -- -- --
2. 現職工作年資e 196.51 133.71 -.14 --
3. 外向性 3.34 .79 -.18 .12 (.95)
4. 情緒穩定性 3.57 .70 .02 -.03 .49** (.91)
5. 知覺工具型主管支持 4.15 .72 .12 -.02 .05 .10 (.96)
6. 知覺情感型主管支持 3.49 .89 .05 .18 -.08 .08 .57** (.97)
7. 員工正向情緒表達之平均 3.96 1.05 .18 .12 .01 .12 .14 .34** (.72)
‧
化 (grand-mean centering)方式。c R2組內代表個體內變數之解釋變異量；R2組間代表在控制個體內變數之影響後，個體間 變數之解釋變異量。
†p<.10; *p＜.05; **p＜.01 單尾檢定
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
再者，為驗證假說 3 至假說 5 之員工個人變數 (工具型主管支持、情感型主 管支持、情緒穩定性特質)之跨層次干擾效果9，由表 4-3 可知，在「工具型主管 支持」的干擾效果上，發現工具型主管支持與交易忙碌程度之跨層次交互作用項 無法顯著地預測員工正向情緒表達，因此無法支持假說 3a；然而，工具型主管 支持與顧客負向情緒表達存在著顯著的交互作用 (ȓ = .12, p < .05)，而其詳細交 互作用型態見圖 4-1；圖 4-1 顯示當員工知覺工具型主管支持程度較高時，可削 弱顧客負向情緒表達對員工正向情緒表達之負向影響，此結果發現與本研究提出 假設 3b 預期相符。
而在「情感型主管支持」的干擾效果上，發現情感型主管支持與交易忙碌程 度之跨層次交互作用項，以及情感型主管支持與顧客負向情緒表達之跨層次交互 作用項均未達統計顯著水準。
此外，在「情緒穩定性」的干擾效果上，員工情緒穩定性特質與交易忙碌程 度亦存在顯著的交互作用 (ȓ = .13, p < .05)，交互作用型態見圖 4-2，結果顯示員 工情緒穩定性程度較高時，可削弱交易忙碌程度對員工正向情緒表達之負向影 響，此結果發現與本研究提出假設 5a 預期相符；另一方面，員工情緒穩定性與 顧客負向情緒表達之跨層次交互作用項並無存在統計上的顯著，因此無法支持假 說 5b。歸納上述，本研究結果支持假說 3b 與假說 5a 之研究預期，但無法支持 假說 3a、4a、4b 與假說 5b。
9 本研究使用經驗抽樣法之研究設計，由於本研究個體間層次變數在刪除個體內交易未滿 3 筆之 員工後，樣本數僅達 67，故本研究在進行假說驗證時，以較寬鬆之統計分析進行干擾效果檢驗，
意即在進行員工個人變數之干擾效果驗證時，採分別將干擾變數放入迴歸式中，分別檢驗其干 擾效果。然而，本研究仍有進行完整模式分析 (即同時放入全部之干擾變項交互作用項，其結 果與表 4-3 之結果相類似 (情緒穩定性與交易忙碌程度交互作用項達統計上的顯著 (ȓ = .20, p
‧
(grand-mean centering)方式。c在估計估計跨層次調節效果 (cross-level moderation effects)的部分，參考 Hofmann 與 Gavin (1998) 研究的建議，將個體內層次之主要變數之平均數，與個體間層次之干擾變數的交互作用項關係
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
0.
3 4 5
顧客負向情緒表達
員工正向情緒表達
低工具型主管支持 高工具型主管支持
圖 4-1 員工知覺工具型主管支持 x 顧客負向情緒表達之交互作用圖
-3 -1
3 4
交易忙碌程度
員工正向情緒表達
低情緒穩定性 高情緒穩定性
圖 4-2 員工情緒穩定性 x 交易忙碌程度之交互作用圖
低 高
低 高
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
47
最後，在驗證假說 6 至假說 8，本研究採取階層迴歸分析來驗證員工個體間 變數對員工正向情緒表達之平均的主效果，表 4-4 顯示在控制員工外向性影響 後，情感型主管支持與員工正向情緒表達之平均的關係具有顯著的正相關 (β=.38, p < .01)，而工具型主管支持與員工情緒穩定性特質則否。因此，假說 7 獲得支持，但假說 6 與假說 8 則未獲支持；而三個員工個人變項在控制員工外向 性之影響後，可顯著地解釋員工正向情緒表達之平均的變異程度 (R2=.11, p
< .05)。
表 4-4 員工個人變數對正向情緒表達平均之主效果階層迴歸分析 員工正向情緒表達之平均
模式一 模式二
控制變項
員工性別 .21† .17
員工現職工作年資 .15 .14
員工外向性特質 .03 .04
自變項
員工知覺工具型主管支持 -.08
員工知覺情感型主管支持 .38**
員工情緒穩定性特質 .04
R2 .06 .17*
R
2 .11註：員工樣本數為 67。
†p<.10; *p＜.05; **p＜.01