第四章 研究結果與分析
第三節 迴歸分析
表 4-4 為驗證品味對創造力之影響，利用迴歸分析-線性來執行，並將性別、
婚姻、年齡、教育程度、共事時間及職業等控制變數加入迴歸分析中。分析結果 在模式二中顯示，F 值為 4.33 達顯著水準，R2為.17，由 R2可知顯示預測變項對 依變項的整體解釋力，品味與創造力的可解釋程度為 17%的變異量，且在品味對 創造力的關係呈現為邊際顯著關係(β=.17，t=1.66，p<0.10)。這顯示著具有品味 能力的部屬會更有創造力的產出，亦即部屬對於發生的正向事件感到開心、滿 足，這種心情愉悅會使部屬更有動力、衝勁或是更有天馬行空的想像力來達成工 作目標，這與本研究所提出的預測假設部分符合，因此本研究假設 1 成立。
而從表 4-4 的模式二也顯示出，年齡(β= -.04，t= -2.34，p<.05)、教育程度 (β= .51，t=2.51，p<.05)及共事時間(β= -.05，t= -2.15，p<.05)三者皆呈現顯著關 係，這顯示著部屬的年齡在 30 歲(含)以下具有豐富的創造力；學歷在高中職(含) 以上的部屬具有更多創造力；與同一個主管共事時間在 5 年(含)以下的部屬也具 有相當多的創造力產生。
表 4-4 是為驗證品味、心理契約滿足及創造力之影響，利用 PROCESS 模組 來執行，並將性別、婚姻、年齡、教育程度、共事時間及職業等控制變數加入迴 歸分析中。分析結果在模式一中顯示，F 值為 11.65 達顯著水準，R2為.36，由 R2 可知顯示預測變項對依變項的整體解釋力，品味對心理契約滿足的可解釋程 度為 36%的變異量，且在品味對心理契約滿足的關係呈現為顯著關係(β= .49，
t=5.40，p<.001)。這顯示著具有品味能力的部屬會使心理契約感到滿足，亦即部
屬在組織中所發生的好事感到愉悅、滿足，對正向事件產生心理契約滿足的知 覺，進而享受發生的好事，所以部屬之心理契約會獲得滿足，這與本研究所提出 的預測假設符合，因此假設 2 成立。而從表 4-4 的模式一也顯示出，年齡(β= -.05，t= -3.62，p<.001)及職業(β= .82，
t=3.93，p<.001)皆呈現顯著關係，這顯示著部屬的年齡在 30 歲(含)以下具有豐富
的創造力；設計類型的工作者比保險業更有創造力產生。在模式三中，心理契約滿足對創造力的分析結果顯示 F 值為 5.12 達顯著水 準，R2為.22，由 R2可知顯示預測變項對依變項的整體解釋力，心理契約滿足對 創造力的可解釋程度為 22%的變異量，且在心理契約滿足對創造力的關係呈現為 顯著關係(β= .27，t=2.92，p<.01)。這顯示著部屬心理契約的滿足會激發出更多 創造力，也就是說，心理契約是由社會交換理論而來，人與人之間會產生交換的 過程，彼此就是互惠互利。當主管(組織)實踐部屬之心理契約，部屬的心理契約 獲得滿足，便會使部屬激發出更多想法與創造佳績回饋給主管(組織)，這與本研
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究所提出的預測假設符合，因此假設 3 成立。
而從表 4-4 模式三中也顯示出，教育程度(β= .54，t=2.71，p<.01)與共事時間 (β= -.04，t= -1.91，p<.10)各呈現顯著及邊際顯著關係，這顯示著學歷在高中職(含) 以上的部屬具有更多創造力；與同一個主管共事時間在 5 年(含)以下的部屬也具 有相當多的創造力產生。
品味對心理契約滿足的迴歸係數(β= .49，t=5.40，p<.001)及心理契約滿足對 創造力的迴歸係數(β= .27，t=2.92，p<.01)皆為正向顯著關係，而品味對創造力 的迴歸係數(β= .17，t=1.66，p<0.10)為邊際顯著關係，品味與創造力的顯著關係，
再加入心理契約滿足後仍然顯著，但是係數變小，表示心理契約滿足在品味與創 造力為部分中介角色，這與本研究所提出的預測假設符合，因此假設 4 成立。
表 4-4 品味、心理契約滿足與創造力之迴歸分析表
心理契約滿足 創造力
模式一 模式二 模式三
β SE t β SE t β SE t
常數 3.97 .74 5.36 4.88 .84 5.80 3.95 .91 4.35 自變數品味 .49*** .09 5.40 .17+ .10 1.66 .04 .11 .39
心理契約滿足 .27** .09 2.92
控制變數
性別 -.30 .19 -1.60 -.33 .22 -1.52 -.29 .21 -1.34 婚姻 .00 .24 .00 .42 .27 1.56 .41 .26 1.54 年齡 -.05*** .02 -3.62 -.04* .02 -2.34 -.03 .02 -1.46 2.71 -1.91 教育程度 -.20 .18 -1.12 .51* .20 2.51 .54** .20
共事時間 -.03 .02 -1.37 -.05* .24 -2.15 -.05+ .02
職業 .82*** .21 3.93 .09 .24 .36 -.15 .24 -.62 F 值 11.65*** 4.33*** 5.12***
R2 .36 .17 .22
a. N=184；*p<.05；**p<.01；***p<.001；+
p<0.10
b.控制變數為性別、婚姻、年齡、教育程度、共事時間、職業
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二、驗證心理安全氣候對心理契約滿足與創造力之干擾效果
表 4-5 為驗證心理安全氣候是否對心理契約滿足與創造力產生干擾效果，本 研究利用 Hayes 博士所提供的 PROCESS 模組來執行，並將性別、婚姻、年齡、
教育程度、共事時間及職業等控制變數加入迴歸分析中。分析結果顯示，F 值為 4.62 達顯著水準，R2為.23，由 R2可知顯示預測變項對依變項的整體解釋力，心 理安全氣候對心理契約滿足與創造力的可解釋程度為 23%的變異量，但在心理安 全氣候對心理契約滿足與創造力的關係呈現為不顯著(β= .09，t=1.31，n.s)。這顯 示主管有履行部屬之心理契約，所以部屬的心理契約滿足，進而使部屬願意繼續 產生更多新穎的想法為主管(組織)效勞，並不會因為所處的環境讓部屬感到安 心、放心，就有更多創造力的產出，這與本研究所提出的預測假設不符合，因此 假設 5 不成立。
而從表 4-5 也顯示出，教育程度(β= .54，t=2.67，p<.01)與共事時間(β= -.04，
t= -1.74，p<.10)各呈現有顯著及邊際顯著，這顯示著學歷在高中職(含)以上的部
屬具有更多創造力，與同一個主管共事時間在 5 年(含)以下的部屬也具有相當多 的創造力產生。表 4-5 心理安全氣候之干擾效果迴歸分析表
β SE t
常數 5.66 .67 8.42
自變數
心理安全氣候(PSC) .01 .11 .08 心理契約滿足(PCF) .29** .10 3.01 PSC × PCF .09 .07 1.31 控制變數
性別 -.31 .22 -1.40
婚姻 .39 .26 1.48
年齡 -.02 .02 -1.28
2.67 教育程度 .54** .20
共事時間 -.04+ .02 -1.74
職業 -.25 .26 -.99
F 值 4.62***
R2 .23
a. N=184；*p<.05；**p<.01；***p<.001；+
p<0.10
b.依變數為部屬創造力c.控制變數為性別、婚姻、年齡、教育程度、共事時間、職業
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