第四章 研究結果
第三節 迴歸分析、中介效果檢定結果
本研究旨在探討工作控制、組織正義兩因素，是否會對非典型工作身分和工作 者心理健康形成中介效果（mediating effect）。本研究使用 Baron 與 Kenny 於 1986 年提出的中介效果成立要件，檢驗研究假設是否成立（四步驟法），並搭配 Sobel test 驗證結果是否一致。
自變項對中介變項的迴歸分析結果，如下頁表 28 所示。在自變項與工作控制 的模型中，模型解釋力為 23.4%，F 值為 183.15，達顯著水準（p < 0.001）。控制 變項方面，薪資對工作控制是正向影響，薪資較高者其工作控制程度較高；教育程 度對工作控制是正向影響，教育程度較高者其工作控制程度較高；企業規模對工作 控制則是負向影響，代表所屬企業規模較大者其工作控制程度較低；性別對工作控 制是負向影響，男性工作控制程度較低；職場暴力和性騷擾對工作控制的影響則是 不顯著；職場健康促進措施，則是顯著正向影響工作控制程度。
非典型工作身分對工作控制的影響方面，非典型工作身分影響工作控制之標 準化迴歸係數具顯著性（β = -0.02, p < 0.05），代表非典型工作身分對工作控制為 顯著負向影響，此分析結果與過往文獻及本研究假設相符，意即非典型工作者確實 具有較差的工作控制程度。
另一方面，在自變項與組織正義的模型中，模型解釋力為 18.1%，F 值為 131.801，
達顯著水準（p < 0.001）。控制變項方面，可觀察到薪資較高者其組織正義感受較 好，但月收入四萬元以上（薪資_3）才會與對照組相較下有明顯的差異；教育程度 對組織正義是正向影響，教育程度較高者其組織正義感受較好；企業規模對組織正 義則是負向影響，企業規模越大者其組織正義感受度較差，可得知在大型企業中較 容易遭遇到不正義的組織環境；性別對組織正義感受是負向影響，男性組織正義感 受較差；職場暴力和性騷擾的影響則是有正向有負向；職場健康促進措施，則是顯 著正向影響組織正義感受。
非典型工作身分影響組織正義之標準化迴歸係數亦達顯著（β = -0.052, p <
0.001），代表非典型工作身分對組織正義具顯著負向影響。分析結果同樣與過往 文獻及本研究假設相符，意即非典型工作者確實具有較差的組織正義感受。
表 28 非典型工作身分對工作控制、組織正義之影響
工作控制 組織正義
樣本數 11412 11316
年齡 -0.045*** -0.042***
薪資_1 0.019 -0.017 薪資_2 0.092*** 0.020 薪資_3 0.134*** 0.051**
薪資_4 0.222*** 0.08***
工時（時） 0.014 -0.027**
性別 -0.037*** -0.031**
教育程度_1 0.184*** 0.036***
教育程度_2 0.169*** 0.024*
工作負荷 0.216*** -0.084***
肢體暴力 -0.005 0.025**
言語暴力 0.013 -0.09***
心理暴力 -0.01 -0.09***
性騷擾 0.01 -0.001
企業規模_1 -0.082*** -0.061***
企業規模_2 -0.104*** -0.106***
企業規模_3 -0.128*** -0.137***
職場健康促進措施 0.226*** 0.345***
非典型工作身分 -0.02* -0.052***
R2 0.234 0.181
F 183.150*** 131.801***
註：表中數值為標準化迴歸係數(β)
* p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001 資料來源：作者自行整理
本研究接續分析非典型工作者、工作控制、組織正義對工作者心理健康之影響，
以及非典型工作身分、工作控制、組織正義同時納入考量的情況下，自變項、中介 變項對工作者心理健康造成的影響（分析結果如下頁表 29）。
表 29 非典型工作身分、工作控制、組織正義對工作者心理健康之影響 工作者心理健康
Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 樣本數 11321 11321 11153 11153
年齡 -0.092*** -0.091*** -0.09*** -0.089***
薪資_1 0.064*** 0.05** 0.068*** 0.057**
薪資_2 0.093*** 0.077*** 0.096*** 0.083***
薪資_3 0.098*** 0.084*** 0.103*** 0.092***
薪資_4 0.103*** 0.09*** 0.115*** 0.104***
工時（時） -0.028** -0.03** -0.018* -0.019*
性別 0.071*** 0.073*** 0.073*** 0.074***
教育程度_1 -0.048*** -0.05*** -0.034** -0.035**
教育程度_2 -0.029** -0.03** -0.013 -0.013 工作負荷 -0.237*** -0.237*** -0.194*** -0.194***
肢體暴力 0.002 0.002 -0.005 -0.005 言語暴力 -0.117*** -0.116*** -0.1*** -0.1***
心理暴力 -0.109*** -0.109*** -0.093*** -0.094***
性騷擾 0.009 0.009 0.009 0.009 企業規模_1 0.002 -0.003 0.001 -0.003 企業規模_2 -0.038** -0.042** -0.034** -0.037**
企業規模_3 -0.082*** -0.085*** -0.076*** -0.079***
職場健康促進措施 0.09*** 0.088*** 0.053*** 0.052***
非典型工作身分 - -0.031** - -0.025**
工作控制 - - -0.125*** -0.125***
組織正義 - - 0.187*** 0.186***
R2 0.14 0.14 0.174 0.174 F 101.646*** 96.952*** 117.246*** 112.048***
R2 change - 0.001** 0.033*** 0.033***
F change - 10.649** 221.427*** 149.981***
註：表中數值為標準化迴歸係數(β)
* p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001 資料來源：作者自行整理
首先就控制變項對工作者心理健康的影響方面，model 1 顯示僅有控制變項的 情況下，模型解釋力為 14%，F 值為 101.646，達顯著水準（p < 0.001）。年齡對 工作者心理健康造成顯著負向影響，年齡越高工作者的心理健康越差；薪資對工作
者的心理健康均是顯著正向影響，薪資較高者心理健康較好；工時對工作者的心理 健康，是顯著負向影響，工時越高工作者的心理健康越差；男性相較於女性，其心 理健康較差；工作者的教育程度較高時，對其心理健康則是顯著負向影響；言語暴 力及心理暴力，對工作者心理健康造成顯著負向影響；工作者所屬企業規模較大者，
工作者的心理健康較差；職場健康促進措施則是對工作者的心理健康造成顯著正 向影響，若工作者對職場健康促進措施越認同，工作者心理健康越好。
Model 2 為非典型工作身分對工作者心理健康的分析結果，模型解釋力為 14%，
F 值為 96.952，達顯著水準（p < 0.001），非典型工作身分影響工作者心理健康的 標準化迴歸係數達顯著（β = -0.031, p = 0.001 < 0.01），表示非典型工作身分對工 作者的心理健康為顯著負向影響。此部份與過往文獻及實證研究結果相同，非典型 工作者的身分會對心理健康造成顯著負向影響，也代表本研究所使用的調查資料，
呈現出我國非典型工作者同樣具有較不好的心理健康表現。
Model 3 則是工作控制、組織正義同時影響工作者心理健康之分析結果，模型 解釋力為 17.4%，F 值為 117.246，達顯著水準（p < 0.001），工作控制、組織正義 影響工作者的心理健康之標準化迴歸係數達顯著（工作控制β = -0.125, 組織正義 β = 0.187, p < 0.001）。標準化迴歸係數顯示，工作控制對工作者的心理健康為顯 著負向影響，代表工作控制程度越高，工作者的心理健康表現越差，此部分與本研 究假設的預期方向性已有落差；至於組織正義對工作者的心理健康為顯著正向影 響，代表組織正義感受越高，工作者的心理健康越好，此部分則與本研究假設的預 期方向性相符。
Model 4 則是非典型工作身分、工作控制、組織正義同時納入考量的情況下，
影響工作者心理健康之分析結果，模型解釋力為 17.4%，F 值為 112.048，達顯著 水準（p < 0.001）。Model 4 模型中，非典型工作身分影響工作者心理健康的標準 化迴歸係數，達顯著負向影響（非典型工作者β = -0.025, p = 0.009 < 0.01）。工作 控制、組織正義影響工作者的心理健康的標準化迴歸係數，工作控制β = -0.125，
組織正義β = 0.186，兩者均為 p < 0.001。工作控制顯著負向影響工作者的心理健 康，仍未改變 Model 3 的方向性，代表在本研究中，工作控制程度越高並不會對工 作者的心理健康帶來顯著正向影響，反而更多的工作控制會帶給工作者更不好的 心理健康表現，與本研究假設有差異；組織正義則是顯著正向影響工作者的心理健
康，表示在本研究中，組織正義感受越好確實會帶給工作者更好的心理健康表現，
符合本研究假設的預期。
綜合表 28、表 29 的分析結果，本研究依照中介效果四步驟檢驗方法進行判斷。
首先，非典型工作身分對工作控制、組織正義的影響達顯著（a 路徑成立）；工作 控制、組織正義對工作者心理健康的影響達顯著（b 路徑成立）；非典型工作身分 對工作者心理健康的影響達顯著（p = 0.001）（c 路徑成立），故 Baron 與 Kenny 提出的中介效果三項前提要件均成立（參下頁圖 5 實線外框部分）。在三前提要件 成立的情況下，進一步分析非典型工作身分、工作控制、組織正義同時對工作者心 理健康之影響，其中非典型工作身分影響工作者心理健康的顯著性降低（p 值從 0.001 上升到 0.009），但仍具顯著性（p < 0.01），而工作控制、組織正義對工作 者心理健康的影響依舊達顯著水準（p = 0.000），因此本研究的工作控制、組織正 義兩中介變項，應是成立部分中介效果（參下圖 5 虛線外框部分）。
非典型工作者
工作控制
工作者心理健康
a= -0.02* b= -0.12***
c’ = -0.025**,p = 0.009
c = -0.032**,p = 0.001
組織正義
a= -0.052*** b= 0.183***
b’ = -0.125***
b’ = 0.186***
圖 5 中介效果四步驟法檢驗結果 資料來源：作者自行繪製
本研究另以 Sobel test 檢驗工作控制、組織正義對非典型工作身分與工作者心 理健康的中介效果（mediating effect）是否成立26。Sobel test 即是在檢驗中介變項 納入考量前後，自變項對依變項的影響是否有顯著差異，如有顯著差異，則代表中
工作者可能形成分析上的偏誤，因此本研究曾依調查資料中的職類分類表另外篩 選出較符合生產線生工作者的類別進行分析，然而分析結果依然顯示工作控制對 工作者心理健康的影響的方向性並未改變。仔細探究職業分類表，雖然能區分出偏 向基礎勞動力或生產線上工作者，但在實際工作中其仍會出現如：領班、組長、小 組長等具管理責任之角色，可能因而造成本研究結果與理論預期的落差。
工作控制假設不成立的另一個可能原因，或許與國內職場對於工作控制所代 表的意涵，與國外研究所提出的主張有差異所造成。原始問卷及學理多認為，經由 管理階層對員工的「賦權」，增加工作者對工作的掌控度，使其可以自由發揮所長
（技能裁量自由、決策自主），成為推動個人成長的動力。然而，國內職場普遍的 認知或遭遇是，工作被允許有自主性的人，通常會被賦予更多的工作，或是擔任關 鍵職位，在講求權責相符、薪資與職責對價的環境下，工作控制程度高的工作者，
其需要承擔更多的工作量，相對地責任也就越沉重，反而讓其心理健康表現越不佳。
因此，雖然非典型工作者的工作控制程度較低，但因從事相對固定的工作，反而沒 有如績效表現、管理責任等煩惱，相較之下其心理健康表現反而較好。
工作控制假設不成立的第三個可能原因，也可能與本研究使用的問卷未能準 確衡量工作控制程度。因原始的工作控制問卷，涵蓋決策自主及技能裁量兩概念，
但問卷經過多次修正刪題後，已明顯改變問項的衡量結構，再加上額外加入原諒表
但問卷經過多次修正刪題後，已明顯改變問項的衡量結構，再加上額外加入原諒表