四、工作滿意度之因素分析
第三節、 研究變項之迴歸分析
一、本研究先以迴歸分析進行工 作 壓 力 、 休 閒 參 與 二 項 變 數 對 工作滿意的影響 力之分析。在控制性別、婚姻、子 女 人 數 、 學歷、職務、年齡與服務年資等七 項人口統計變數後，得到以下結果(詳表 4-11)：
1. 工作壓力對工作滿意的 β 值為-.544，t 值為-8.896，p<.001。 假 設 1： 工作壓 力對工作滿意度有顯著之影響力，且為負向之影響力，故假設 1 成 立 。 2. 休閒參與對工作滿意的 β 值為.149，t 值為 2.461，p<.01。假 設 4 休閒參與對
工作滿意度有顯著之影響力，故假設 4 成 立 。
整體資料顯示，F 值為 11.885，p<.001，達顯著水準；R2 = .368；調整 R2 = .337。
故工 作 壓 力 、 休 閒 參 與 分 別 對 工作滿意有顯著之影響力，假設 1 與假設 4 皆 得到驗證。
表 4-11 工 作 壓 力 、 休 閒 參 與 對 工作滿意迴歸分析 依 變 數→
自 變 數↓ ß
工作滿意 模式 1 模式 2 性 別 -.088 -. 110 婚 姻 -.104 -.076 子 女 人 數 .141 .013 學 歷 .161* .105 職 務 -.025 -.070 年 齡 -.180 .003 服 務 年 資 -.0 80 -.0 59
工 作 壓 力 -.544***
休 閒 參 與 .149*
F 2.285* 11.885***
R2 .079 .368
Adjusted R2 .045 .337
*p<.05 **p < .01 ***p<. 001
a 依變數：工作滿意
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二、進行休 閒 阻 礙 對 休 閒 參 與 的影響力之分析。在控制性別、婚姻、子 女 人 數 、 學歷、職務、年齡與服務年資等七項人口統計變數後，得到以下結果(詳表 4-12)：
休閒阻礙對工作壓力的 β 值為.093，t 值為 1.304，p>.05， 不 顯 著 。 故休閒阻 礙對休 閒 參 與 沒 有顯著之影響力，假設 3 未得到驗證。雖然休閒阻礙對休 閒 參 與 沒 有顯著之影響力，但由表 4-2 皮爾森積差相關係數，休閒阻礙與休閒參與
=.126（p< .05）得知休閒阻礙與休閒參與有顯著相關。此意味著，實務上休閒阻 礙與休閒參與可能有相關，亦即員工之休閒阻礙因素的高低，可能與員工休閒參 與有相關之關聯性，惟在本研究樣本中，休 閒 阻 礙 對 休 閒 參 與 卻未有顯著之 影響。
表 4-12 休 閒 阻 礙 對 休 閒 參 與 之 迴歸分析 依 變 數→
自 變 數↓ ß
休 閒 參 與 模式 1 模式 2 性 別 -.0 60 -.0 51 婚 姻 .160 .151 子 女 人 數 -.024 -.024 學 歷 .015 .031 職 務 .028 .034 年 齡 -.028 -.023 服 務 年 資 -.090 -.084
休 閒 阻 礙 .093
F 1.955 1.929
R2 .067 .075
Adjusted R2 .032 .036
*p<.05 **p < .01 ***p<. 001 a 依變數：休 閒 參 與
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三、進行休閒參與在休閒阻礙與工作滿意間之中介作用之檢驗（如表 4-13）。
1. 模 式 1 中 ， 控 制 變 項 中 只 有 學 歷 有 顯 著 ， 其 餘 不 顯 著 。
2. 模式 2 中，休閒阻礙對工作滿意的 β 值為-.038，p>.05，R2= .091，F 值 為 2.362；
模式 3 中，休閒阻礙對工作滿意的 β 值為-.050，p>.05。
3. 模式 3 中，休閒參與對工作滿意的 β 值為.136，t 值為 1.903，t 值趨近於 1.96；
p 值為.059，p 值趨近於.05，可算是部分顯著，故以"+”表示；R2= .109，整體F 值 為 2.531**，顯著。
4. 從 表 4-13 資 料 顯 示 ， 假設 5 休閒參與在休閒阻礙與工作滿意間有部分中介 作用，故假設 5 部分成立。
表 4-13 休閒阻礙、 休閒參與與 工作滿意層級迴歸分析 依 變 數→
自 變 數↓ ß
工作滿意
模式 1 模式 2 模式 3
性 別 -.097 -.101 -.095 婚 姻 -.099 -.096 -.115
子 女 人 數 .148 .145 .148
學 歷 .178* .172* .165*
職 務 -.025 -.028 -.033 年 齡 -.194 -.195 -.194
服 務 年 資 .069 .066 .079
休 閒 阻 礙 -.038 -.050
休 閒 參 與 .136+
F 2.670* 2.362* 2.531**
R2 .090 .091 .109
△R2 .056 .053 .066
*p<.05 **p < .01 ***p<. 001 a 依變數：工作滿意
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第四節、結果與討論
本研究透過上述之統計分析結果，除將假設驗證結果與相關文獻做比較與探討 外，並就其中之含義闡述說明，假設驗證結果彙整如表4-14。
一、 假設1：工作壓力對工作滿意度有顯著之影響力。大部分的研究顯示工作壓力與 工作滿意之間呈負相關，即工作壓力愈高，工作滿意愈低；反之，工作壓力越 低，工作滿意愈高 (Bateman, 1983; Borg & Riding, 1991； Wong & Cheuk, 2000；
朱濟群，1997；劉泳倫，2003；駱仁，2006；怡如，2006；林婉君，2007；許 耀文與黃玉青，2010；陳永純，2010；鄭明興，2011）。本研究結果，工作壓力 對工作滿意度的β值為-.544，t值為-8.896，p<.001。 假 設 1成 立 ， 即 工作壓力 對工作滿意度有顯著之影響力，且為負向之影響力，其 結 果 與 既 有 相 關 文 獻 有 一 致 之 結 論 。
二、 假設2：工作壓力與休閒阻礙有顯著之相關。工作壓力與休閒阻礙之皮爾森積差 相關係數（Pearson’s Correlations）= .396**（p <0.01），達顯著水準；故工作 壓力與休閒阻礙有顯著之相關，假設2得到驗證。何永彬（2012）對教師工作壓 力、休閒阻礙與休閒參與之相關與預測能力研究結果顯示，工作壓力、休閒阻 礙與休閒參與之間並無顯著相關，也無預測能力。但汪佳欣（2013）對國小教 師的研究結果，休閒阻礙對工作壓力有正向顯著性影響。此外，王原政（2010）
在休閒阻礙與工作壓力間有顯著的關聯性，此與本研究結果相符。再者，與謝 鎮偉（2002）研究大學教職員參與休閒運動之阻礙因素、張文騰（2004）探討 教職員工的研究發現影響參與休閒運動之阻礙因素等研究不謀而合。
三、 假設3：休閒阻礙對休閒參與有顯著之影響力。休閒阻礙對休閒參與的β值 為.093，t值為1.304，p>.05， 不 顯 著 。 故休閒阻礙對休 閒 參 與 沒 有顯著之影 響力，假設3未得到驗證。雖然休閒阻礙對休 閒 參 與 沒 有顯著之影響力，但由 表4-2皮爾森積差相關係數得知休閒阻礙與休閒參與有顯著相關。此研究結果與 相關研究類似，如連婷治（1998）研究結果，休閒阻礙對休閒參與不具預測能 力。王碧雲（2007）的研究顯示，教師休閒阻礙與休閒參與無顯著相關。何永 彬（2012）對醫護管理學校教師所做的研究結果顯示，工作壓力、休閒阻礙與 休閒參與之間並無顯著相關，也無預測能力。
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四、 假設4：休閒參與對工作滿意度有顯著之影響力。休閒參與對工作滿意度的β值 為.149，t值為2.461，p<.01， 假 設 4成 立 ， 即 休閒參與對工作滿意度有顯著之 影響力。陳中雲（2002）、劉泳倫（2003）與周文慶（2009）等相關研究指出，
休閒參與和工作滿意間呈正相關。林慶珍（2013）研究結果，休閒參與對工作 滿意、生活滿意則具有預測力。本研究進一步驗證休閒參與對工作滿意度有顯 著之影響力，研究發現休閒參與對工作滿意之研究結果亦與陸洛等（2009）之 研究有相似之結論，亦即休閒參與對於工作滿意的影響得到了實證支持，此與 廖允涵（2006）探討休閒活動與工作滿意度之關聯性，發現休閒滿意度高，會 有比較多的精力投入工作當中，就可能會有較好的工作滿意度的結果，也在本 次的研究中獲得相同的印證。
五、 假設5：休閒參與在休閒阻礙與工作滿意度間之中介效果。模式2中，休閒阻礙 對工作滿意的β值為-.038，p>.05，R2= .091，F值 為 2. 362* ；模式3中，休閒阻 礙對工作滿意的β值為-.050，p>.05， 不 顯 著 。 模式3中，休閒參與對工作滿意 的β值為.136，t值為1.903，p值 為 .059 ， 接 近 於 .05，R2= .1.09，整體F 值 為
2.531 ，部分顯 著 ； 故 假 設 5部 分 成 立 。 相關探討休閒阻礙與工作滿意度關
係之文獻，部分結果顯示有間接關係，部分則有直接影響，甚至兩者並無顯著 相關，其結果不一而足。例如，汪佳欣（2013）對國小教師的研究結果，教師 的休閒阻礙對工作滿意度沒有顯著性影響。本研究認為，大學行政人員如能降 低休閒阻礙因素，相對的能增加其休閒參與，進而得到工作滿足，此假設得到 部分之驗證。
表4-14 研究假設驗證結果
假設 假 設 內 容 驗證結果
H1 工作壓力對工作滿意度有顯著之影響力 成立
H2 工作壓力與休閒阻礙有顯著之關係 成立
H3 休閒阻礙對休閒參與有顯著之影響力 不成立
H4 休閒參與對工作滿意度有顯著之影響力 成立
H5 休閒參與在休閒阻礙與工作滿意度間之中介效果 部分成立
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