第四章 研究結果
第五節 補充分析
國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
第五節 補充分析
雖然過去大多數學者進行員工正向心理資本的相關研究時皆依循Luthans 的建 議，將此核心構念視為二階概念，但Dawkins、Martin、Scott、與 Sanderson 於 2013 年的文章中指出，在進行員工正向心理資本相關研究的探討過程裡，若能更 細緻探討當中不同次構面的不同效果，或許可以讓學術研究者、甚至實務管理者，
在進行後續探討影響員工最終行為的心理機制，或者在分析員工心理狀態及給予相 關的動機觸發之管理作為時，有更加明確的立論基礎。舉例而言，員工A 與員工 B 在六點量尺之正向心理資本量表中獲得 120 分，但四個次構面同時獲得 30 分的 員工A，對比在自我效能次構面獲得 36 分、但挫折復原力僅獲得 24 分的員工 B，
或許可以預期與這些員工的工作績效表現關聯性將會不同。而近期有部分研究者採 行此種觀點，試圖釐清員工心理資本中四個次構面的不同影響機制(Coggins, &
Bocarnea, 2015)。
據此，本研究試圖進行進一步之補充分析，探討不同次構面之前置因素與後果 變項關係上是否有所差異。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
(一) 前置因素對員工正向心理資本四個次構面之影響性分析
《表4-12》為檢定三個前置因素對員工正向心理資本四個次構面分別影響之 階層迴歸分析程序。如同前面檢驗過程，在依變項為員工自我效能時，本研究在模 型 1 依序在迴歸式中放入五個控制變項，整體模式可解釋員工自我效能 15%變異 量；而在模型 2 放入三個前置變項的情況下，其整體模式的解釋變異量提升至 22%(ΔR2 = .07、p < .01)，其中，員工職業認同感對員工自我效能感的係數達到正 向顯著性(β= .21、p < .05)，顯示當員工對其所從事的職業感到越認同，越能幫助 該員工提升其自我效能感；但員工組織認同與主管僕人領導則皆未達統計顯著水準 (分別為：β= .11、p > .10 與 β= .14、p > .10)。
而當依變項為員工希望時，本研究在模型 1 依序在迴歸式中放入五個控制變 項，整體模式可解釋員工自我效能30%變異量；而在模型 2 放入三個前置變項的 情況下，其整體模式的解釋變異量提升至38%(ΔR2 = .08、p < .01)，其中，員工職 業認同感對員工自我效能感的係數達到正向顯著性(β= .24、p < .01)，顯示當員工 對其所從事的職業感到越認同，越能幫助該員工提升其希望之評價；但員工組織認 同與主管僕人領導則皆未達統計顯著水準(分別為：β= .12、p > .10 與 β= .13、p
> .10)。
在依變項為員工樂觀時，本研究在模型 1 依序在迴歸式中放入五個控制變 項，整體模式可解釋員工自我效能27%變異量；而在模型 2 放入三個前置變項的 情況下，其整體模式的解釋變異量提升至38%(ΔR2 = .11、p < .01)，其中，員工組 織認同感對員工樂觀的係數達到正向顯著性(β= .14、p < .10)，顯示當員工對其所 選擇的組織感到越認同，越能幫助該員工提升其樂觀之評價；另外，員工組織認同 感對員工樂觀的係數達到正向顯著性(β= .26、p < .01)，顯示當員工對其所從事的 職業感到越認同，越能幫助該員工提升其樂觀之評價；但主管僕人領導則未達統計 顯著水準(β= .14、p > .10)。
最後，在依變項為員工挫折復原力時，本研究在模型 1 依序在迴歸式中放入 五個控制變項，整體模式可解釋員工挫折復原力29%變異量；而在模型 2 放入三
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
個前置變項的情況下，其整體模式的解釋變異量提升至36%(ΔR2 = .07、p < .01)，
其中，員工組織認同感對員工挫折復原力的係數達到正向顯著性(β= .14、p
< .10)，顯示當員工對其所選擇的組織感到越認同，越能幫助該員工提升其挫折復 原力；另外，員工組織認同感對員工挫折復原力的係數達到正向顯著性(β= .19、p
< .05)，顯示當員工對其所從事的職業感到越認同，越能幫助該員工提升其員工挫 折復原力；最後，主管僕人領導對員工挫折復原力的係數達到正向顯著性(β= .19、
p < .10)，顯示當主管展現越多僕人領導行為時，越能幫助該員工提升其員工挫折 復原力。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
《表4-12》 前置變項對員工正向心理資本各次構面之迴歸分析
變項 自我效能 希望 樂觀 復原力
模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 控制變項
員工性別 -.12 -.12 .04 .04 .13† .13* .03 .04 主管性別 -.14† -.16* .03 .01 .08 .06 .01 -.03 員工年資 .09 .04 .13† .07 .09 .02 .25** .19**
共事期間 -.03 -.06 -.02 -.05 .12† .08 .04 .01 主管轉化型領導 .33** .07 .53** .26* .47** .17† .47** .18† 自變項
員工組織認同 .11 .12 .14† .14†
員工職業認同 .21* .24** .26** .19*
主管僕人領導 .14 .13 .14 .19†
R2 .15 .22 .30 .38 .27 .38 .29 .36 ΔR2 -- .07** -- .08** -- .11** -- .07**
附註：N=178; †p<.10, *p<.05, **p<.01；
所有係數皆為標準化後迴歸係數；
性別：1=男性、2=女性；
員工年資：1=1 年以下、2=1-3 年、3=3-5 年、4=5-7 年、5=7-9 年、6=9-11 年、7=11-20 年、8=20 年以上；
共事時間：以「月」為計算單位。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
(二) 員工正向心理資本四個次構面與其後果變項之影響性分析
《表4-13》用來檢定員工正向心理資本的四個次構面對四個結果變項的階層 迴歸分析結果。本研究遵照前面所述之程序，先在模型 1 中依序放入四個控制變 項，整體模式可解釋員工角色內工作行為4%的變異。接著在模型 2 在控制住四個 控制變項的影響下，依序將四個員工正向心理資本的四個次構面放入迴歸模式中，
四個次構面分別為：自我效能、希望、樂觀、與挫折復原力，結果顯示，整體模型 共可解釋員工角色內工作行為14%變異量(ΔR2 = .10、p < .01)，而迴歸係數方面，
僅員工之自我效能感對員工角色內工作行為的係數達正向顯著(β= .26、p < .01)，
代表當員工自我效能感越高時，也越會展現期望中之角色內工作行為。然而，員工 之希望、樂觀、以及挫折復原力三者卻皆未達到統計上的顯著水準(迴歸係數分別 為：β= .20、p > .10 與 β= .16、p > .10 與 β= .11、p > .10)。
接著檢定員工正向心理資本的四個次構面對員工角色外助人行為之階層迴歸分 析。如《表4-13》，本研究遵照前面所述之程序，先在模型 1 中依序放入四個控 制變項，整體模式可解釋員工角色內工作行為4%的變異。接著在模型 2 在控制住 控制變項的影響下，依序將四個員工正向心理資本的四個次構面放入迴歸模式中，
結果顯示整體模型共可解釋員工角色外助人行為15%變異量(ΔR2 = .11、p < .01)，
而迴歸係數方面，員工之自我效能感對員工角色外助人行為的係數達正向顯著 (β= .32、p < .01)，代表當員工自我效能感越高時，也越會展現角色外助人行為；
再者，員工之希望對員工角色外助人行為的係數亦達正向顯著(β= .38、p < .01)，
代表當員工自我效能感越高時，也越會展現角色外助人行為；但員工之樂觀與挫折 復原力二者未達到統計上的顯著水準(迴歸係數分別為：β= .07、p > .10 與 β= .04、
p > .10)。
而當檢定員工正向心理資本的四個次構面對員工角色外建言行為之階層迴歸分 析時，本研究同樣遵照前面所述之程序，先在模型 1 中依序放入控制變項，整體 模式可解釋員工角色內工作行為2%的變異。接著在模型 2 在控制住控制變項的影 響下，依序將四個員工正向心理資本的四個次構面放入迴歸模式中，結果顯示，整 體模型共可解釋員工角色外建言行為10%變異量(ΔR2 = .08、p < .10)。迴歸係數方
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
面，員工之自我效能感對員工角色外建言行為的係數達正向顯著(β= .26、p
< .01)，代表當員工自我效能感越高時，也越提供越多角色外建言行為；然而，員 工之希望、樂觀、以及挫折復原力三者也都未達到統計上的顯著水準(迴歸係數分 別為：β= .20、p > .10 與 β= .21、p > .10 與 β= .03、p > .10)。
最後當欲檢定員工正向心理資本的四個次構面對員工主觀幸福感之階層迴歸分 析時，本研究先在模型 1 中依序放入控制變項，整體模式可解釋員工主觀幸福感 2%的變異，接著在模型 2 中控制住控制變項的影響下，依序將四個員工正向心理 資本的四個次構面放入迴歸模式中，結果顯示，整體模型共可解釋員工主觀幸福感 59%變異量(ΔR2 = .57、p < .01)。迴歸係數方面，員工之希望對員工主觀幸福感的 係數達正向顯著(β= .31、p < .01)，代表當員工希望越高時，也有越高之主觀幸福 感；再者，員工之樂觀對員工主觀幸福感的係數達正向顯著(β= .14、p < .10)，代 表當員工樂觀越高時，也有越高之主觀幸福感；而員工之復原力對員工主觀幸福感 的係數亦達正向顯著(β= .34、p < .10)，代表當員工挫折復原力越高時，也有越高 之主觀幸福感；最後，員工之自我效能感未達到統計上的顯著水準(迴歸係數為：
β= .09、p > .10)。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
《表4-13》員工正向心理資本四個次構面對結果變項影響之迴歸分析
變項 角色內工作行為 角色外助人行為 角色外建言行為 主觀幸福感
模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 控制變項
員工性別 .19 .13 .17** .11 .06 .01 .05 .00 主管性別 .02 -.04 .01 -.05 .01 -.05 .10 .06 員工年資 .06 .02 -.02 -.06 .06 .01 .05 -.05 共事期間 .01 -.01 .09 .08 .08 .06 .03 .00 中介變項
自我效能 .26** .32** .26** .09
希望 .20 .38** .20 .31**
樂觀 .16 .07 .21 .14†
復原力 .11 .04 .03 .34**
R2 .04 .14 .04 .15 .02 .10 .02 .59 ΔR2 -- .10** -- .11** -- .08** -- .57**
附註：N=178; †p<.10, *p<.05, **p<.01；
所有係數皆為標準化後迴歸係數；
性別：1=男性、2=女性；
員工年資：1=1 年以下、2=1-3 年、3=3-5 年、4=5-7 年、5=7-9 年、6=9-11 年、7=11-20 年、8=20 年以上；
共事時間：以「月」為計算單位。