一、樣本結構概況
表1所示為台灣、中國及美國之樣本結構概況：（1）性別方面：除台灣男性多 於女性外，中國與美國以女性居大多數；（2）年齡方面：台灣與中國餐飲服務業 受訪者年齡主要介於26~35歲(56.5%, 80.5%)，美國則集中在21-25歲及41歲以上 (37.1%, 22.9%)（3）職位方面：台灣與美國受訪者大部份為員工階層(79.0%, 100.0%)，中國受訪者則為一線基層主管居多(64.3%)；（4）年資方面：台灣多為 1年以上未滿兩年(33.0%)，中國與美國受訪者年資以3年以上佔多數(56.7%, 34.6%)；（5）公司成立年數方面：台灣與美國受訪樣本以服務於15年以上連鎖餐 飲服務企業佔最多(34.5%, 77.1%)，中國則以9年以上未滿12年居多(29.0%)；（6）
員工人數：台灣與美國受訪樣本以服務於公司總員工人數500以上之企業佔最多 (27.5%, 67.8%)，中國則以201-300人規模之企業居多(32.4%)。
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(Principal Components Analysis)，以特徵值(Eigenvalue) 大於 1 為選取共同因 素之原則，並確認因素分析的因素負荷量大於 0.5 (Tabachinica and Fidell, 2007)。 若因素分析之結構矩陣因素負荷量不足 0.5 則予以刪除，再進行第二次
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因素分析，直到因素負荷量均大於 0.5。其模型檢定則為 KMO 值與 Bartlett’s.
KMO 值由 0 至 1，越接近 1 表示適合度越高，小於 0.5 則表示適合度低。
Bartlett 球型檢定是用以檢定輸入變數是否適合作因素分析。由計算出的顯著水 準來決定，當顯著水準低於 0.05 時表示越可能得到有效的分析結果(Kaiser, 1974)。本模型均 KMO 值大於 0.5，且 Bartlett 球型檢定之顯著水準低於 0.05。
因素分析之後，輔以信度檢定以確定本問卷之一致性，以 Cronbach’s α 值來檢 測研究之精確性，Cronbach’s α 係數 0.4 以上可信，係數愈大則顯示該因素內 各變項之間的相關性愈大，亦即內部一致性越高 (Cronbach, L. J., 1946）。
在本研究中因素分析過程中，因負荷量小於 0.5 總共刪去 8 題，包括「市場 導向」第 3 題，「顧客導向行為」第 2, 6 題，「服務氣候」第 1 題，「個人文化 價值觀」第 21, 25 題，以及「社會期許」第 1, 5 題等共 8 提。表 4-8 至表 4-13 為最後確認題項之統計結果。台灣地區的一致性最高，Cronbach’s α 值約 0.8 - 0.9 之間，美國約為 0.8，中國最低，約為 0.4-0.8.
表 7 市場導向文化 因素分析表
因素負荷量
解釋變異量
Cronbach’s α
台灣 中國 美國 台灣 中國 美國
1.我們公司的目標是追求顧客滿意 .84 .67 .84 75.62 38.81 61.84
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Cronbach’s α
台灣 中國 美國 台灣 中國 美國
2.我偶爾會佔別人的便宜 .91 .85 .87 83.32 76.82 76.11
3.我有時會嚐試報復而不是原諒別人 .93 .89 .89 .900 .848 .843
4.我有時會因為不能隨心所欲而感到忿恨 .91 .90 .86
註: 第2, 3, 4 為反向題。總共做兩次因素分析，因台灣、中國、美國之負荷量均小於0.5，刪去第1, 5 題
四、假說檢定
本研究假說共有20個，包括H1-H3為主效果或是前置變項與結果變項的檢定，以 及中介效果(H4-H5)、與調節效果(H6-H20)的檢定。
H1: 員工知覺服務氣候會對員工市場導向行為產生正面影響 H2: 市場導向文化會對員工市場導向行為產生正面影響 H3: 內部市場導向會對員工市場導向行為產生正面影響
H4: 市場導向文化會透過內部市場導向的中介影響，對員工市場導向行為有顯著 的正向影響
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H5: 內部市場導向透過服務氣候的中介影響，對員工市場導向行為有顯著的正向 影響
H6: 權力距離將會調節市場導向文化與內部市場導向的關係，而當權力距離高 時，將強化市場導向文化與內部市場導向的關係
H7: 權力距離將會調節內部市場導向與知覺服務氣候的關係，而當權力距離高 時，將會強化內部市場導向文化與知覺服務氣候的關係
H8: 權力距離將會調節內部市場導向與員工市場導向行為的關係，而當權力距離 高時，將強化內部市場導向與員工市場導向行為的關係
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H9: 不確定性規避會調節知覺市場導向文化與內部市場導向的關係，當不確定性 規避高時，將強化市場導向文化與內部市場導向的關係
H10: 不確定性規避會調節內部市場導向與知覺服務氣候的關係，當不確定性規 避高時，將強化內部市場導向與知覺服務氣候的關係
H11: 不確定性規避會調節內部市場導向與員工市場導向行為的關係，當不確定 性規避低時，將強化內部市場導向與員工市場導向行為的關係
H12: 個人主義會調節知覺市場導向文化與內部市場導向的關係，而當個人主義 低時，將強化市場導向文化與內部市場導向的關係
H13: 個人主義會調節知覺內部市場導向與服務氣候的關係，而當個人主義低 時，將強化內部市場導向與知覺服務氣候的關係
H14: 個人主義會調節知覺內部市場導向與員工市場導向行為的關係，而當個人 主義低時，將強化內部市場導向與員工市場導向行為的關係
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H15: 剛性主義會調節知覺市場導向文化與內部市場導向的關係，而當剛性主義 低時，將強化市場導向文化與內部市場的關係
H16: 剛性主義會調節內部市場導向與知覺服務氣候的關係，而當剛性主義高 時，將強化內部市場導向與知覺服務氣候的關係
H17: 剛性主義會調節內部市場導向與員工市場導向行為的關係，而當剛性主義 高時，將強化內部市場導向與員工市場導向行為的關係
H18: 長期導向會調節知覺市場導向文化與內部市場導向的關係，而當長期導向 高時，將強化市場導向文化與內部市場導向的關係
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H19: 長期導向會調節知覺內部市場導向與知覺服務氣候的關係，而當長期導向 高時，將強化內部市場導向與知覺服務氣候的關係
H20: 長期導向會調節內部市場導向與員工市場導向行為的關係，而長期導向高 時，將強化內部市場導向與員工市場導向行為的關係
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(一) 前置變數與結果變數的主要效果
由迴歸分析得知，「服務氣候」、「市場導向文化」以及「內部市場導向」的檢 定結果對「員工市場導向行為」之迴歸 Beta 值均為正數，代表均有正向影響，
亦達顯著水準。因此 H1-H3 獲得支持。
表 14 對員工市場導向行為的迴歸分析 員工市場導向行為
標準化 β t p value F ΔR2
服務氣候 .637** 20.484 .000 419.575 .405 市場導向文化 .633** 20.243 .000 409.798 .400
內部市場導向 .605** 18.835 .000 354.773 .366 註: * p<0.05 ** p<0.01
(二) 中介作用
根據 Baron and Kenny (1986)，因果中介推論可分為完全中介(complete, perfect, or full mediation)與部分中介 (partial mediation)。完全中介意指前置 變數(antecedent variable) (X)對結果變數 (consequent variable) (Y)的效果，需 透過一個居中的中介變數(mediator variable) (M)來傳遞。須滿足的條件為:
1. X 對 M 有直接效果 (即 XM) 2. M 對 Y 有直接效果 (即 MY)
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3. 但 X 對 Y 只有間接效果，X 要透過 M 才能影響 Y (即 XMY)
如果外生前置變數 (exogenous antecedent variable) (X) 對內生結果變數 (endogenous consequence variable) (Y) 的效果可直接傳遞，也可透過居中 的中介變數(M)，則稱為部分中介 (partial mediation)。在部分中介之中，X 對 Y 同時有直接影響(XY)與間接影響 (XMY)。
在 H4 假說中，
1. 市場導向文化對於員工市場導向行為的簡單迴歸的未標準化係數為 0.647 有 顯著性
2. 市場導向文化對於內部市場導向行為的係數是 0.903 有顯著性
3. 但同時進行複迴歸分析時，市場導向文化對於員工市場導向行為係數為 0.415 有顯著性，而內部市場導向對於員工市場導向行為係數為 0.256 也有顯著性。
因此 H4 為部分中介。
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** P < 0.001
另外，在 H5 假說,
1. 內部市場導向對於員工市場導向行為的簡單迴歸的未標準化係數為 0.491 具 有顯著性
2. 內部市場導向對於服務氣候的係數是 0.312 有顯著性
3. 但同時進行複迴歸分析時，內部市場導向對於員工市場導向行為係數為 0.349 有顯著性，而服務氣候對於員工市場導向行為係數為 0.456 也有顯著性。因此 H5 為部分中介。
** P < 0.01
(三) 調節作用
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再將自變數、調節變數、以及自變數與調節變數的交乘項，與依變數一起進入階 層迴歸模型，若是交乘項細數達到顯著，代表交互作用存在。
自變數與調節變數標準化是為平均數標準化(mean centering)的技術，目的是為 了避免共線性 (Aiken & West, 1991)。若有交互作用存在，將根據 Aiken and West (1991) 的作法將進一步繪製交互作用圖，以檢視其交互作用的型態。作圖 的原理是將預測變項與調節變項高於與低於平均數的一個標準差的值代入迴歸式 中，以預測依變項。 (本研究將根據 Dawson 之 Interpreting Interaction effects 作圖。)
以下為調節作用的迴歸分析
H6: 依變數: 內部市場導向
未標準化係數 標準化係數 t 顯著性
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 3.729 .022 165.756** 0.00
市場導向文化 .540 .023 .671 23.471** .000
權力距離 .123 .023 .153 5.289** .000
市場導向文化_x_權力距離 -.068 .020 -.098 -3.387** .001
註: *P<0.05, **P < 0.01
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結果發現權力距離將會調節內部市場與員工市場導向行為的關係，而當權力高時 (斜率較大)，將強化內部市場導向與知覺服務氣候的關係。
H9 依變數: 內部市場導向
未標準化係數 標準化係數 t 顯著性
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 3.718 .000 2443961621.9 0.000
內部市場導向 .804 .000 1.000 472601753.37 0.000
不確定性逃避 2.308E-16 .000 .000 .000 1.000
市場導向文化_x_不確定性逃避 1.318E-16 .000 .000 .000 1.000
註: *P<0.05, **P < 0.01
結果發現不確定趨避並不會調節市場導向文化與內部市場的關係。
H10 依變數: 服務氣候
未標準化係數 標準化係數 t 顯著性
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 4.216 .023 187.335 0.000
內部市場導向 .075 .024 .110 3.155* .002
不確定性逃避 .389 .025 .571 15.514** .000
內部市場導向_x_不確定性逃避 -.037 .019 -.066 -1.991* .047
註: *P<0.05, **P < 0.01
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B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 4.102 .022 185.088** 0.000
個人主義 -.030 .023 -.046 -1.306 .192
內部市場導向 .374 .024 .576 15.516** .000
內部市場導向 x_個人主義 .021 .019 .038 1.115 .265
註: *P<0.05, **P < 0.01
結果發現個人主義並不會調節內部市場導向與員工市場導向行為的關係。
H15 依變數: 內部市場導向
未標準化係數 標準化係數 t 顯著性
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 3.736 0.022 169.262** 0.00
市場導向文化 0.52 0.023 0.647 22.981** 0.00
剛性主義 0.161 0.022 0.2 7.223** 0.00
市場導向文化_x_剛性主義 -0.086 0.02 -0.12 -4.349** 0.00
註: *P<0.05, **P < 0.01
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圖 6 剛性主義調節市場導向文化與內部市場的關係 (H15)
結果發現剛性主義會調節市場導向文化與內部市場導向的關係，而當剛性主義低 時(低剛性主義斜率較大)，將會強化市場導向文化與內部市場導向的關係，本假 說獲得支持。
H16 依變數: 服務氣候
未標準化係數 標準化係數 t 顯著性
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 4.157 0.026 158.439** 0.00
1 1.5 2 2.5 3 3.5 4 4.5 5
低市場導向文化 高市場導向文化
內部市場導向
低剛性主義 高剛性主義
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內部市場導向 0.357 0.03 0.523 11.883** 0.00
剛性主義 -0.13 0.027 -0.19 -4.856** 0.00
內部市場導向_x_剛性主義 0.127 0.026 0.205 4.945** 0.00
圖 7 剛性主義調節內部市場與服務氣候的關係(H16)
結果發現剛性主義會調節內部市場導向與服務氣候的關係，而當剛性主義高時
結果發現剛性主義會調節內部市場導向與服務氣候的關係，而當剛性主義高時