研究變項之迴歸分析

本節主要以階層迴歸分析（Hierarchical Regression Analysis）模式檢驗 假說，並運用所回收之樣本資料來進一步分析，以利檢驗本研究假設。為 避免交互效果項與自變項間之共線性問題，在計算交互效果項時亦先對工 作動機與雇主知識兩變數進行中心化(Centering)，再計算其交乘項放入迴 歸式中。

一、雇主熟悉度對工作動機與回任傾向之迴歸分析

本研究首先將726位離職成員為分析對象，依變項為「回任傾向」，並 將個人特徵的年齡、離職時間、性別、婚姻程度及教育程度依序在階層迴 歸式的第一層放入控制變項，檢測控制變項對回任傾向之影響效果；第二 層放入自變項「工作動機」，包含享受自我、挑戰自我、薪酬認知、外向 表現；第三層放入調節變項「雇主熟悉度」，最後在第四層放入交互作用 項，以驗證雇主知識之「雇主熟悉度」構面在「工作動機」與「回任傾向」

之間是否具有調節效果，結果如表4-10所示。

從模式一可以發現：在個人特徵部分對依變項「回任傾向」之顯著預 測因子包含「年齡」、「離職時間」、「性別」、「婚姻狀態」及「教育 程度」，計有10.9%的解釋力，整體模型為有效模型（F＝17.271，p＜.001，

R²＝.109，Adjusted R²＝.102），並從控制變項發現以年輕女性、離職時間 短、單身以及教育程度為高中及以下者的回任傾向越強。

再從模式二可發現：在控制變項之後對「回任傾向」之顯著預測因子 則有「挑戰自我」（β值＝.308，p＜.001）以及「外向表現」（β值＝.097，

p＜.05），共計有21.6%的解釋力，由迴歸分析結果發現整體模型為有效模 型（F＝21.546，p＜.001，R²＝.216，Adjusted R²＝.206）。亦即從樣本調 查中所獲資料顯示，背景為年輕女性、離職時間短及單身者，回任傾向較 為強烈，而內在工作動機面向中，以「挑戰自我」越高者，外在工作動機 面向中，以「外向表現」越高者，這些離職成員的回任傾向會越強，故假

設1-2及1-4獲得支持。另外，在內在工作動機之「享受自我」（β值＝-.140，

p＜.001）及外在工作動機之「薪酬認知」（β值＝-.122，p＜.001）對回任 傾向未達顯著正向影響，亦即對回任傾向不具顯著正向影響，仍具顯著負 向影響，故假設1-1及1-3未能獲得支持。

另外，模式三可得知，此時在自變項後，對「回任傾向」之顯著預測 因子為調節變項「雇主熟悉度」（β值＝.441，p＜.001），共計有38.5%的 解釋力，由迴歸分析結果發現整體模型為有效模型（F＝44.073，p＜.001，

R²＝.385，Adjusted R²＝.377）。亦即離職成員對雇主熟悉度越高者，其回 任傾向較為強烈。

最後檢驗變項與雇主熟悉度變項的交互作用，由模式四的迴歸分析得 知「雇主熟悉度」對「工作動機」與「回任傾向」的整體模型為有效模型

（F＝37.372，p＜.001，R²＝.428，Adjusted R²＝.417）。結果發現交互作 用項中「雇主熟悉度」與外在工作動機之「外向表現」（β值＝.182，p＜.001）

的交互作用達顯著水準，亦即「雇主熟悉度」對外在工作動機之「外向表 現」與回任傾向間扮演著正向調節效果的角色，故假設2-4獲得支持；但交 互作用項「雇主熟悉度」與外在工作動機之「薪酬認知」（β值＝-.107，p

＜.001）對回任傾向呈現顯著負向效果，故假設2-3未能獲得支持；另交互 作用項「雇主熟悉度」與內在工作動機之「享受自我」（β值＝-.052，p＞.05）

及「挑戰自我」（β值＝.003，p＞.05）未達顯著水準，故2-1及2-2未能獲 得支持。

表 4-10 雇主熟悉度對工作動機與回任傾向之迴歸分析結果

如圖4-1顯示，在薪酬認知愈高的情況之下，對雇主熟悉度認知較高的

二、雇主聲望對工作動機與回任傾向之迴歸分析

為瞭解構面雇主知識之「雇主聲望」對工作動機與回任傾向之間的效 果是否會因為離職成員對「雇主聲望」的認知高低而有所差異，因此，在 階層迴歸中，依變項納入「回任傾向」，然後再將個人特徵的年齡、離職 時間、性別、婚姻程度及教育程度作為控制變項，依序納入在階層迴歸式 的第一層，以檢測控制變項對回任傾向之影響效果；第二層放入自變項「工 作動機」，包含享受自我、挑戰自我、薪酬認知、外向表現；第三層納入 調節變項「雇主聲望」，最後在第四層納入交互作用項，以明瞭雇主知識 之「雇主聲望」構面與「工作動機」的交互作用項，分別是否會對「回任 傾向」產生其增量之效果，結果如表4-11所示。

由模式一可以發現：在個人特徵部分對依變項「回任傾向」之顯著預 測因子包含「年齡」、「離職時間」、「性別」、「婚姻狀態」及「教育 程度」，計有10.9%的解釋力，整體模型為有效模型（F＝17.271，p＜.001，

R²＝.109，Adjusted R²＝.102），並從控制變項發現個人特徵以年輕女性、

離職時間短、單身以及教育程度為高中及以下者的回任傾向越強。

再由模式二可得知：在人口控制變項之後對「回任傾向」之顯著預測 因子則有自變項工作動機的「挑戰自我」（β值＝.308，p＜.001）以及「外 向表現」（β值＝.097，p＜.05），共計有21.6%的解釋力，由迴歸分析結 果發現整體模型為有效模型（F＝21.546，p＜.001，R²＝.216，Adjusted R²

＝.206）。亦即從樣本調查中所獲資料顯示，離職成員的內在工作動機之

「挑戰自我」越高者，其回任傾向會越強；抑或離職成員的外在工作動機 之「外向表現」越高者，其回任傾向亦會越強。另外，在內在工作動機之

「享受自我」（β值＝-.140，p＜.001）及外在工作動機之「薪酬認知」（β 值＝-.122，p＜.001）對回任傾向未達顯著水準，但仍具顯著負向影響，亦 即，內在工作動機的「享受自我」與外在工作動機的「薪酬認知」對離職 成員的回任傾向具顯著負向影響。

另外，由模式三可獲知，在自變項後，此時對「回任傾向」之顯著預 測因子為調節變項「雇主聲望」（β值＝.739，p＜.001），共計有63.1%的 解釋力，由迴歸分析結果發現「雇主聲望」對與「回任傾向」的整體模型 為有效模型（F＝120.018，p＜.001，R²＝.631，Adjusted R²＝.625）。亦即，

離職成員的雇主聲望認知越高者，其回任傾向較為強烈。

最後檢驗自變項與雇主聲望變項的交互作用，由模式四的迴歸分析得 知「雇主聲望」對於「工作動機」與「回任傾向」的整體模型為有效模型

（F＝87.823，p＜.001，R²＝.638，Adjusted R²＝.630）。結果發現交互作 用項中「雇主聲望」與外在工作動機之「外向表現」（β值＝.058，p＜.01）

的交互作用達顯著水準，亦即，「雇主聲望」對外在工作動機之「外向表 現」與回任傾向間扮演著正向調節效果的角色，故本研究假設3-4獲得支 持；另外，交互作用項「雇主聲望」與內在工作動機之「享受自我」（β 值＝.010，p＞.05）與「挑戰自我」（β值＝.040，p＞.05），以及外在工 作動機之「薪酬認知」（β值＝-.024，p＞.05）並未達顯著水準，故假設3-1、

3-2及3-3未能獲得支持。

表 4-11 雇主聲望對工作動機與回任傾向之迴歸分析結果

如圖4-3顯示，在外向表現的認知愈高的情況之下，對雇主聲望認知較 高者相對於雇主聲望較低者， 其回任傾向會愈高。

圖4-3 雇主聲望與外向表現對回任傾向之交互作用

0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5

1 2 3 4 5

外向表現 回

任 傾 向

p <.001

p <.05

雇主聲望高者

雇主聲望低者

三、雇主形象對工作動機與回任傾向之迴歸分析

為探悉雇主知識之「雇主形象」構面是否對於工作動機與回任傾向之 間的效果會因為離職成員對「雇主形象」的認知高低而有所差異，因此，

在階層迴歸中，依變項放入「回任傾向」，接著在階層迴歸式的第一層依 序納入作為控制變項的個人特徵（年齡、離職時間、性別、婚姻程度以及 教育程度），以檢測控制變項對回任傾向的影響效果，第二層納入自變項

「工作動機」，包含享受自我、挑戰自我、薪酬認知、外向表現；第三層 納入調節變項「雇主形象」，最後在第四層納入交互作用項，以驗證雇主 知識之「雇主形象」與「工作動機」的四個構面之交互作用項，分別對「回 任傾向」所產生的增量效果，結果如表4-12所示。

依據模式一可以發現：在控制變項部分對於依變項「回任傾向」之顯 著預測因子的個人特徵為「年齡」、「離職時間」、「性別」、「婚姻狀 態」及「教育程度」，計有10.9%的解釋力，整體模型的表現為有效模型

（F＝17.271，p＜.001，R²＝.109，Adjusted R²＝.102），並由控制變項得 知在個人特徵部分以年輕女性、離職時間短、單身以及學歷為高中及以下 者的回任傾向越強。

再由模式二可以得知：在人口控制變項之後對「回任傾向」之顯著預 測因子則有自變項工作動機之「挑戰自我」（β值＝.308，p＜.001）以及

「外向表現」（β值＝.097，p＜.05），共計有21.6%的解釋力，由迴歸分 析結果發現整體模型的表現為有效模型（F＝21.546，p＜.001，R²＝.216，

Adjusted R²＝.206）。亦即從樣本調查中所得資料顯示，離職成員的內在 工作動機之「挑戰自我」越高者，其回任傾向會越強；抑或離職成員的外 在工作動機之「外向表現」越高者，其回任傾向亦會越強。另外，在自變 項中的內在工作動機之「享受自我」（β值＝-.140，p＜.001）以及外在工 作動機之「薪酬認知」（β值＝-.122，p＜.001）對於回任傾向並未達顯著 水準，但仍具顯著負向影響，亦即，內在工作動機的「享受自我」與外在 工作動機的「薪酬認知」對離職成員的回任傾向具有顯著負向影響。

其次，由模式三可獲知，在自變項後，此時對「回任傾向」之顯著預 測因子為調節變項「雇主形象」（β值＝.518，p＜.001），共計有44.2%的 解釋力，由迴歸分析結果發現「雇主形象」對與「回任傾向」的整體模型 為有效模型（F＝55.620，p＜.001，R²＝.442，Adjusted R²＝.434）。亦即，

離職成員對於雇主形象認知越高者，其回任傾向較為強烈。

最後檢驗自變項與雇主形象變項的交互作用，由模式四的迴歸分析得 知「雇主形象」對於「工作動機」與「回任傾向」的整體模型的表現為有 效模型（F＝40.906，p＜.05，R²＝.450，Adjusted R²＝.439）。結果發現交 互作用項中「雇主形象」與內在工作動機之「挑戰自我」（β值＝.080，p

＜.05）的交互作用達顯著水準，亦即，「雇主聲望」對於內在工作動機之

「挑戰自我」與回任傾向間扮演著正向調節效果的角色，故本研究假設4-2 獲得支持；但交互作用項「雇主形象」與外在工作動機之「薪酬認知」（β 值＝-.073，p＜.05）對回任傾向呈現顯著負向效果，故假設4-3未能獲得支 持；另外，交互作用項「雇主形象」與內在工作動機之「享受自我」（β 值＝.005，p＞.05）與外在工作動機之「外向表現」（β值＝-.029，p＞.05）

並未達顯著水準，故假設4-1及4-4未能獲得支持。