迴歸分析

壹、共線性診斷

診斷變項是否有貢獻性之問題可以從允差(tolerance)來看，若允差小於 0.1，則有 共線性問題；亦可觀察變異數膨脹因素（Variance inflation factor, VIF）是否大於 10，

大於 10，表示有共線性問題。本研究將不當督導、情感性承諾、團隊成員交換關係與 離職意向做共線性診斷，結果顯示各變項之允差皆達於 0.1，表示無共線性問題。如表 4-8 所示。

表 4-8 共線性統計量分析表

變項 允差 VIF

不當督導 .806 1.241

情感性承諾 .731 1.368

團隊成員交換關係 .811 1.233

註：依變數為離職意向

貳、中介效果

檢驗該變項是否具備中介效果，可以分為三個步驟，首先以自變項去預測依變項，

查看是否顯著，若沒有顯著，即終止中介效果分析；若有顯著再以自變項預測中介變 項，查看是否顯著，若沒有顯著，即終止中介效果分析；若有顯著再將自變項與中介 變項同時預測依變數，查看是否自變項對依變項的係數是否顯著，若不顯著且係數趨 近於 0，代表此中介變項具有完全中介效果；若為顯著關係且係數小於第一步驟的迴 歸係數，代表此中介變項具有部份中介效果（蕭文龍，2009）。

本研究使用線性迴歸之階層式迴歸分析方法，驗證假說一，可分為三個步驟。第

一步驟：模式一輸入控制變項，模式二輸入自變項不當督導預測離職意向，得知不當 督導之β值= -0.182（p<0.05，顯著），如表 4-9 所示。第二步驟：模式一輸入控制變 項，模式二輸入自變項不當督導預測情感性承諾，得知不當督導之β值=0.252（p<0.01，

顯著）如表 4-9 所示。第三步驟：模式三輸入自變項不當督導與情感性承諾預測離職 意向，得知不當督導之β值=0.180（p<0.05，顯著），且小於步驟一之β值，如表 4-9 所示。由此可知，情感性承諾具有部分中介之顯著效果。因此，本研究假設 H1：情感 性承諾對不當督導與離職意向有中介效果，獲得部分支持，假設成立。

表 4-9 情感性承諾中介效果分析表

註 2：***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05。

註 3：△R2 為該組變項在迴歸方程式增加的解釋能力。

參、調節效果

若研究之自變項、依變項和調節變項皆為連續變項，可用自變項與調節變項之交 互作用項作迴歸分析（蕭文龍，2009）。本研究之自變項、依變項和調節變項皆為連續 變項，故本研究適用。首先標準化自變項、依變項、調節變項之值，並且建立自變項 與調節變項之交互作用項，接著使用迴歸分析以檢驗是否具有調節效果。其檢驗步驟 可以分為四個步驟，先將控制變項置入，再置入自變項，接著將調節變項置入，最後 將自變項與調節變項之交互作用項置入，若交互作用項有顯著，意味著，該變項具有 調節效果。

一、團隊成員交換關係對不當督導與情感性承諾之調節作用分析

首先將控制變項置入模式一，再將不當督導置入模式二，接著置入團隊成員交換 關係於模式三，最後將不當督導與團隊成員交換關係之交互作用項（以下簡稱不當督 導 x 團隊成員交換關係）置入模式四。

結果顯示由模式一到模式四增加的解釋變異量為 0.172→0.085→0.021，不當督導 x 團隊成員交換關係於模式四之 ß 值= -0.148，p 值小於 0.05，成顯著關係（表 4-10）， 表示團隊成員交換關係對不當督導與情感性承諾具有調節效果。因此，本研究假設 H2：

團隊成員交換關係對不當督導與情感性承諾間之關係產生調節作用，獲得完全支持，

假設成立。

表 4-10 團隊成員交換關係對不當督導與情感性承諾之調節效果分析表

二、團隊成員交換關係對情感性承諾與離職意向之調節作用分析

首先將控制變項置入模式一，再將情感性承諾置入模式二，接著置入團隊成員交 換關係於模式三，最後將情感性承諾與團隊成員交換關係之交互作用項（以下簡稱情 感性承諾 x 團隊成員交換關係）置入模式四。

結果顯示由模式一到模式四增加的解釋變異量為 0.122→0.011→0.000，情感性承 諾 x 團隊成員交換關係於模式四之之 ß 值= 0.034，p 值大於 0.05，為不顯著關係（表 4-11），表示團隊成員交換關係對情感性承諾與離職意向之間不具有調節效果。因此，

本研究假設 H3：團隊成員交換關係對情感性承諾與離職意向間之關係產生調節作用，

不獲得支持，假設不成立。

表 4-11 團隊成員交換關係對情感性承諾與離職意向之調節效果分析表