迴歸分析

本節採用層級迴歸分析，以員工的學歷與主管的管轄人數作為控制變數，進而探 討特定自變項去預測另一個依變項的預測力大小 ，也就是假設驗證，共分為六個部 份：第一部分是探討關係對領導成員交換關係的影響；第二部份是探討關係與領導成 員交換關係對心理契約滿足的影響；第三部份是探討關係與領導成員交換關係對組織 公民行為的影響；第四部份探討心理契約滿足對組織公民行為的影響。第五部份則是 探討心理契約滿足中介效果之層級迴歸分析。

一、 關係對領導成員交換關係之迴歸分析

由第三節的相關係數分析可得知 ，關係-社會活動和領導成員交換關係具有正向 關係，但和關係-財務援助、給予優先權、參與慶祝與活動以及相互情感支持卻不具 有任何關係，是否具有因果關係，則必須進一步透過迴歸分析來檢測。此部分先將員 工的學歷以及主管的管轄人數作為控制變數 ，關係的五構面(社會活動、財務援助、

給予優先權、參與慶祝與活動及相互情感支持 )設為自變數，領導成員交換關係為依 變數，進行迴歸分析，其結果如表 4-3-1。

表 4-3-1 關係對領導成員交換關係之迴歸分析摘要表 依變數 領導成員交換關係 變數名稱

變數名稱 標準迴歸係數(β 值)

控制變數

管轄人數 .29

學歷大專 .08

學歷大學 .01

學歷碩士 -.02

自變數

關係-社會活動 .12

關係-財務援助 -.07

關係-給予優先權 -.18

關係-參與慶祝與活動 .22*

關係-相互情感支持 .01

解釋變異量(R²) .14

調整解釋變異量(Adjusted R²) .09

F 值 3.30***

*P<.05; **P<.01; ***P<.001

(一) 關係-社會活動對領導成員交換關係的影響

如表 4-3-1 所示，關係-社會活動對於領導成員交換關係之迴歸分析，其 F 值 3.30 著水準，則 R²為.14。由 R²可知顯示預測變項對依變項的整體解釋力 ，關係-社會活 動對領導成員交換關係的可解釋程度為 14%的變異量，在迴歸中預測的合理正確性通 常是希望 80%以上，且在關係-社會活動對領導成員交換關係中並沒有正向關係 (β 值

=.12)。所以社會活動多寡對於主管與部屬的關係好壞並沒有任何關係 ，故假設 1.1 不 成立。

(二) 關係-財務援助對領導成員交換關係的影響

如表 4-3-1 所示，關係-財務援助對於領導成員交換關係之迴歸分析，其 F 值 3.30 達顯著水準，則 R²為.14，調整解釋變異量為.097。由 R²可知顯示預測變項對依變項 的整體解釋力，關係-財務援助對領導成員交換關係的可解釋程度為 14%的變異量，

且在關係-財務援助對領導成員交換關係中並沒有 正向關係(β 值=-.07)。所以有無財務 援助對於主管與部屬的關係好壞並沒有任何關係 ，故假設 1.2 不成立。

(三) 關係-給予優先權對領導成員交換關係的影響

如表 4-3-1 所示，關係-給予優先權對於領導成員交換關係之迴歸分析 ，其 F 值 3.30 達顯著水準，則 R²為.14，調整解釋變異量為.09。由 R²可知顯示預測變項對依 變項的整體解釋力，關係-給予優先權對領導成員交換關係的可解釋程度為 14%的變 異量，且在關係-給予優先權對領導成員交換關係中並沒有正向關係 (β 值=-.18)。所以 有無給予優先權對於主管與部屬的關係好壞並 沒有任何關係，故假設 1.3 不成立。

(四) 關係-參與慶祝與活動對領導成員交換關係的影響

如表 4-3-1 所示，關係-參與慶祝與活動對於領導成員交換關係之迴歸分析 ，其 F 值 3.30 達顯著水準，則 R²為.14，調整解釋變異量為.09。由 R²可知顯示預測變項對 依變項的整體解釋力，關係-參與慶祝與活動對領導成員交換關係的可解釋程度為 14%的變異量，且在關係-參與慶祝與活動對領導成員交換關係中有顯著的正向關係 (β 值=.22；p<.05)。由於在相關分析中，此項關係-參與慶祝活動對領導成員交換關係的 影響並無有顯著相關，但在迴歸裡發現有顯著，表示著關係-參與慶祝與活動對領導 成員交換關係有因果關係，所以參與慶祝與活動多寡對於主管與部屬的關係越好，故 假設 1.4 成立。

(五) 關係-相互情感支持對領導成員交換關係的影響

如表 4-3-1 所示，關係-相互情感支持對於領導成員交換關係之迴歸分析 ，其 F 值 3.30 達顯著水準，則 R²為.14，調整解釋變異量為.09。由 R²可知顯示預測變項對 依變項的整體解釋力，關係-相互情感支持對領導成員交換關係的可解釋程度為 14%

的變異量，且在關係-相互情感支持對領導成員交換關係中並沒有正向關係 (β 值

=.01)。所以相互情感支持多寡對於主管與部屬的關係好壞並沒有任何關係 ，故假設 1.5 不成立。

二、 主管部屬關係對心理契約滿足之迴歸分析

*P<.05; **P<.01; ***P<.001

(一) 關係-社會活動與心理契約滿足的影響

如表 4-3-2 所示，關係中的社會活動對於心理契約滿足的交易型與關係型之迴歸 分析，其 F 值各為 7.33 與 4.05 達顯著水準，則 R²各為.28 與.18，關係中的社會活動 對於心理契約滿足的平衡型之迴歸分析 ，其 F 值為 1.23 則沒有顯著水準。社會活動 對心理契約滿足的交易型與關係型的可解釋程度為 28%與 18%的變異量，在社會活 動對心理契約滿足的交易型與平衡型中都有顯著的正向關係 (β 值=.21、.20；p<.01、

P<.05)。所以社會活動多寡對於員工屬於心理契約滿足的交易型與平衡型是越滿足 的。則社會活動對心理契約滿足的關係型中卻沒有正向關係存在 (β 值=.11)，社會活 動的多寡對員工屬於心理契約滿 足的關係型是沒有任何關係的，故假設 2.1 部分成立。

(二) 關係-財務援助與心理契約滿足的影響

如表 4-3-2 所示，關係-財務援助對於心理契約滿足 -交易型與關係型之迴歸分析，

其 F 值各為 7.33 與 4.05 達顯著水準，則 R²各為.28 與.18，關係-社會活動對於心理契 約滿足-平衡型之迴歸分析，其 F 值為 1.23 則沒有顯著水準。在關係-財務援助對心理 契約滿足-交易型與關係型有正向關係存在 (β 值=.20 與.24；P<.05、p<.01)，若有關係 -財物援助對員工屬於心理契約滿足 -交易型與關係型是會越滿足的；在關係-財務援助 對心理契約滿足-平衡型是沒有正向關係的(β 值=.-.11)，則有無財務援助對心理契約 滿足的平衡型員工來說是沒有任何關係的 ，故假設 2.2 部分成立。

(三) 關係-給予優先權與心理契約滿足的影響

如表 4-3-2 所示，關係-給予優先權對於心理契約滿足 -交易型與關係型之迴歸分 析，其 F 值各為 7.33 與 4.05 達顯著水準，則 R²各為.28 與.18，關係中-給予優先權對 於心理契約滿足-平衡型之迴歸分析，其 F 值為 1.23 則沒有顯著水準。在關係-給予優 先權對心理契約滿足-交易型與關係型沒有正向關係存在 (β 值=-.01 與.01)，有無給予 優先權對員工的心理契約滿足的交易型與關係型是沒有任何關係的 ，但在關係-給予 優先權對心理契約滿足-平衡型中有顯著正向關係(β 值=.22；p<.05)，所以有給予優先 權對於員工屬於的心理契約滿足的平衡型是會叫滿足的 ，故假設 2.3 部分成立。

(四) 關係-參與慶祝與活動與心理契約滿足的影響

如表 4-3-2 所示，關係-給予優先權對於心理契約滿足 -交易型與關係型之迴歸分 析，其 F 值各為 7.33 與 4.05 達顯著水準，則 R²各為.28 與.18，關係-給予優先權對於 心理契約滿足-平衡型之迴歸分析，其 F 值為 1.23 則沒有顯著水準。在關係-參與慶祝 與活動對心理契約滿足-交易型、平衡型與關係型都沒有正向關係存在 (β 值=-.01、-.16 與-.09)，參與慶祝與活動多寡對員工的心理契約滿足是沒有任何關係的 ，故假設 2.4 不成立。

(五) 關係-相互情感支持與心理契約滿足的影響

如表 4-3-2 所示，關係-相互情感支持對於心理契約滿足 -交易型與關係型之迴歸 分析，其 F 值各為 7.33 與 4.05 達顯著水準，則 R²各為.28 與.18，關係-相互情感支持 對於心理契約滿足-平衡型之迴歸分析，其 F 值為 1.23 則沒有顯著水準。在關係-相互 情感支持對心理契約滿足-關係型中有顯著正向關係(β 值=.19；p<.05)，指主管對員工 比較多的相互情感支持對於員工在心理契約滿足的關係型中是比較會滿足的，但在關 係-相互情感支持對心理契約滿足 -交易型與平衡型沒有正向關係存在 (β 值=.12 與 -.04)，相互情感支持多寡對員工的心理契約滿足 -交易型與平衡型是沒有任何關係 的，但故假設 2.5 部分成立。

(六) 領導成員交換關係與心理契約滿足的影響

如表 4-3-2 所示，領導成員交換關係對於心理契約滿足 -交易型與關係型之迴歸分 析，其 F 值各為 7.33 與 4.05 達顯著水準，則 R²各為.28 與.18，領導成員交換關係對 於心理契約滿足-平衡型之迴歸分析，其 F 值為 1.23 則沒有顯著水準。在領導成員交 換關係對心理契約滿足-交易型與關係型中有顯著正向關係 (β 值=.25、.15；p<.001、

p<.05)，表示良好的主管與員工的交換關係對心理契約滿足 -交易型與關係型的員工會

*P<.05; **P<.01; ***P<.001

(一) 關係-社會活動與組織公民行為的影響

如表 4-3-3 所示，關係-社會活動對於組織公民行為 -主位與客位之迴歸分析，其 組織公民行為-主位與客位 F 值各為 19.12 與 6.53 都有達顯著水準，則 R²各為.51 與.26，調整解釋變異量各為.48 與.22。在關係-社會活動對組織公民行為-主位與客位 都沒有正向關係存在(β 值=.07 與-.07)，社會活動多寡對員工自發性的組織 公民行為是 沒有任何關係的，故假設 3.1 不成立。

(二) 關係-財務援助與組織公民行為的影響

如表 4-3-3 所示，關係-財務援助對於組織公民行為 -主位與客位之迴歸分析，其 組織公民行為-主位與客位 F 值各為 19.12 與 6.53 都有達顯著水準，則 R²各為.51 與.26，調整解釋變異量各為.48 與.22。在關係-財務援助對組織公民行為-主位與客位 都沒有正向關係存在(β 值=.03 與-.02)，關係-財務援助有無對員工角色外的組織公民 行為是沒有任何關係的，故假設 3.2 不成立。

(三) 關係-給予優先權與組織公民行為的影響

如表 4-3-3 所示，關係-給予優先權對於組織公民行為 -主位與客位之迴歸分析，

如表 4-3-3 所示，關係-給予優先權對於組織公民行為 -主位與客位之迴歸分析，