第四章 研究結果
第二節 部屬評估領導者結果分析
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第二節 部屬評估領導者結果分析
一、各變項之相關矩陣
表 4-13 呈現部屬評估領導者之各變項相關，除了社會期許量表僅與團隊績 效有顯著相關外，其他各變項總分之相關從.486 至.868，其中以領導者分析智力 與領導者實用智力的相關最高，領導者創新能力與團隊績效的相關最低，其相關 皆達.05 之顯著水準。
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表 4-13 部屬評估領導者各變項之相關
樣本數 平均數 標準差 A1 A2 B1 B2 B3 B4 B5 B6 B7 B8 控制變項
A1:性別 200 -- -- --
A2:對領導者熟悉度 196 2.418 .544 .004 -- 研究變項
B1:領導者智慧 200 39.260 8.490 .016 .021 -- B2:領導者實用智力 200 45.760 8.815 .049 .073 .794** -- B3:領導者分析智力 200 66.020 14.065 .057 .079 .816** .868** -- B4:領導者創新能力 200 61.690 13.003 .016 .040 .762** .838** .842** -- B5:領導者決策品質 200 39.960 7.864 .012 .084 .768** .792** .842** .801** --
B6:團隊競爭力 200 52.370 9.731 -.058 .077 .590** .594** .574** .527** .643** -- B7:團隊績效 200 26.615 4.822 -.037 .091 .527** .574** .556** .486** .607** .842** --
B8:社會期許 194 30.330 6.427 -.025 .071 .086 .067 .045 -.029 .064 .127 .163* -- N = 200；**p<.01，*p<.05
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二、模式之迴歸分析
下列將依據部屬評估領導者之資料，透過迴歸統計之方式分別驗證本研究所 提出之假設。控制變項方面，由於下列分析採用部屬評估領導者之資料，男性與 女性在評估領導者時，可能因為領導者性別上的差異，使不同性別的領導者與男 性、女性部屬互動上有不同，而造成男女部屬有評分上之差異，因此將性別做為 控制變項之一。另一方面，部屬對領導者的熟悉程度不同，可能會因為了解程度 的多寡，導致對領導者智慧、實用智力、分析智力、創新能力及決策品質的評分 差異，因此將部屬對領導者的熟悉程度做為第二個控制變項，來降低部屬評估領 導者之干擾因素。
假設一至九，本研究皆放入控制變項，並採用逐步迴歸分析。假設六至九則 以Baron 與 Kenny（1986）提出之中介變項驗證方法來檢驗決策品質之中介效果。
Baron 與 Kenny（1986）指出中介變項的成立有三個條件，分別是（1）獨變項對 中介變項有顯著影響；（2）獨變項對依變項有顯著影響；（3）當獨變項與中介變 項一同預測依變項時，獨變項對依變項則無顯著影響，而中介變項對於依變項有 顯著影響。假設十為團隊競爭力與績效的評估，不涉及性別與對領導者熟悉度的 干擾，因此採用簡單迴歸分析。
假設一：領導者的智慧對於領導者決策品質具有顯著且正向的影響
假設一採用逐步迴歸分析，model 1 代表只放入控制變項的標準化迴歸係數 與解釋變異量，model 2 代表將控制變項與獨變項一同放入迴歸式的標準化迴歸 係數與解釋變異量。由下表4-14 的結果可看出，「領導者智慧」對於「領導者決 策品質」具有顯著的正向影響，其標準化迴歸係數為.769（p < .001），且領導者 智慧的增加解釋變異量（ΔR2）為59.1%（p < .001），達顯著水準，支持研究假 設一。共線性診斷方面，容忍度為.999~1.000，最大 CI 值為 16.496，顯示無多元 共線性之問題。
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表 4-14 「領導者智慧」對「領導者決策品質」迴歸表（部屬評估領導者）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
性別 .007 -.004
對領導者熟悉度 .084 .068 （ΔR2） （.007） （.007）
獨變項
領導者智慧 .769***
（ΔR2） （.591***）
合計R2 .007 .598
Adjusted R2 -.003 .592
F 值 .697 95.315***
自由度 2,193 3,192
***
p<.001。表中未打（）的數字為標準化迴歸係數；打（）的值為ΔR2。
假設二：領導者的實用智力對於領導者決策品質具有顯著且正向的影響
假設二採用逐步迴歸分析，model 1 代表只放入控制變項的標準化迴歸係數 與解釋變異量，model 2 代表將控制變項與獨變項一同放入迴歸式的標準化迴歸 係數與解釋變異量。由下表4-15 的結果可看出，「領導者實用智力」對於「領導 者決策品質」具有顯著的正向影響，其標準化迴歸係數為.793（p < .001），且領 導者實用智力的增加解釋變異量（ΔR2）為62.4%（p < .001），達顯著水準，支 持研究假設二。共線性診斷方面，容忍度為.994~.999，最大 CI 值為 17.110，顯 示無多元共線性之問題。
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表 4-15 「領導者實用智力」對「領導者決策品質」迴歸表
（部屬評估領導者）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
性別 .007 -.019
對領導者熟悉度 .084 .027 （ΔR2） （.007） （.007）
獨變項
領導者實用智力 .793***
（ΔR2） （.624***）
合計R2 .007 .631
Adjusted R2 -.003 .626
F 值 .697 109.716***
自由度 2,193 3,192
***
p<.001。表中未打（）的數字為標準化迴歸係數；打（）的值為ΔR2。
假設三：領導者的分析智力對於領導者決策品質具有顯著且正向的影響
假設三採用逐步迴歸分析，model 1 代表只放入控制變項的標準化迴歸係數 與解釋變異量，model 2 代表將控制變項與獨變項一同放入迴歸式的標準化迴歸 係數與解釋變異量。由下表4-16 的結果可看出，「領導者分析智力」對於「領導 者決策品質」具有顯著的正向影響，其標準化迴歸係數為.844（p < .001），且領 導者分析智力的增加解釋變異量（ΔR2）為70.6%（p < .001），達顯著水準，支 持研究假設三。共線性診斷方面，容忍度為.992~.998，最大 CI 值為 16.154，顯 示無多元共線性之問題。
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表 4-16 「領導者分析智力」對「領導者決策品質」迴歸表
（部屬評估領導者）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
性別 .007 -.030
對領導者熟悉度 .084 .018 （ΔR2） （.007） （.007）
獨變項
領導者分析智力 .844***
（ΔR2） （.706***）
合計R2 .007 .713
Adjusted R2 -.003 .709
F 值 .697 159.364***
自由度 2,193 3,192
***
p<.001。表中未打（）的數字為標準化迴歸係數；打（）的值為ΔR2。
假設四：領導者的創新能力對於領導者決策品質具有顯著且正向的影響
假設四採用逐步迴歸分析，model 1 代表只放入控制變項的標準化迴歸係數 與解釋變異量，model 2 代表將控制變項與獨變項一同放入迴歸式的標準化迴歸 係數與解釋變異量。由下表4-17 的結果可看出，「領導者創新能力」對於「領導 者決策品質」具有顯著的正向影響，其標準化迴歸係數為.799（p < .001），且領 導者創新能力的增加解釋變異量（ΔR2）為63.7%（p < .001），達顯著水準，支 持研究假設四。共線性診斷方面，容忍度為.998~1.000，最大 CI 值為 16.648，顯 示無多元共線性之問題。
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表 4-17 「領導者創新能力」對「領導者決策品質」迴歸表（部屬評估領導者）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
性別 .007 .004
對領導者熟悉度 .084 .053 （ΔR2） （.007） （.007）
獨變項
領導者創新能力 .799***
（ΔR2） （.637***）
合計R2 .007 .644
Adjusted R2 -.003 .639
F 值 .697 115.904***
自由度 2,193 3,192
***
p<.001。表中未打（）的數字為標準化迴歸係數；打（）的值為ΔR2。
假設五：領導者的決策品質對於團隊競爭力具有顯著且正向的影響
假設五採用逐步迴歸分析，model 1 代表只放入控制變項的標準化迴歸係數 與解釋變異量，model 2 代表將控制變項與獨變項一同放入迴歸式的標準化迴歸 係數與解釋變異量。由下表4-18 的結果可看出，「領導者決策品質」對於「團隊 競爭力」具有顯著的正向影響，其標準化迴歸係數為.644（p < .001），且領導者 決策品質的增加解釋變異量（ΔR2）為41.2%（p < .001），達顯著水準，支持研 究假設五。共線性診斷方面，容忍度為.993~1.000，最大 CI 值為 16.876，顯示無 多元共線性之問題。
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假設六採用逐步迴歸分析，並以Baron 與 Kenny（1986）提出之中介變項驗 證方法來檢驗本假設。表 4-19 首先呈現獨變項（領導者智慧）對中介變項（領 智慧的影響程度下降，而領導者決策品質之標準化迴歸係數為.464（p < .001），達顯著水準，且領導者智慧與領導者決策品質的增加解釋變異量（ΔR2）共為 43.4%（p < .001），達顯著水準，同時經由 Sobel test 顯示領導者智慧透過領導者 決策品質而影響到團隊競爭力（z = 5.293, p < .001），表示領導者智慧確實透過決 策品質的部分中介來影響團隊競爭力，因此部分支持研究假設六。共線性診斷方 面，容忍度為.402~1.000，最大之 CI 值為 22.828，顯示無多元共線性之問題。
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表 4-19 「領導者智慧」透過「領導者決策品質」對「團隊競爭力」迴歸表
（部屬評估領導者）
決策品質 團隊競爭力
Model 1 Model 2 控制變項
性別 .007 -.064 -.064 對領導者熟悉度 .084 .078 .078 （ΔR2） （.007） （.010） （.010）
前置變項
領導者智慧 .769*** .590*** .234**
中介變項
領導者決策品質 .464***
（ΔR2） （.591***） （.348***） （.434***）
R2 .598 .358 .444
Adjusted R2 .592 .348 .433
F 值 95.315*** 35.692*** 38.183***
自由度 3,192 3,192 4,191
***
p<.001，**p<.01。表中未打（）的數字為標準化迴歸係數；打（）的值為ΔR2。
假設七：領導者的實用智力透過領導者決策品質對團隊競爭力具有顯著的正向影 響
假設七採用逐步迴歸分析，並以Baron 與 Kenny（1986）提出之中介變項驗 證方法來檢驗本假設。表 4-20 首先呈現獨變項（領導者實用智力）對中介變項
（領導者決策品質）的影響，model 1 呈現獨變項（領導者實用智力）對依變項
（團隊競爭力）的影響，model 2 呈現同時放入領導者實用智力與領導者決策品 質時對團隊競爭力的影響。
由下表4-20 的結果可看出，「領導者實用智力」透過「領導者決策品質」而 對「團隊競爭力」具有顯著的正向影響，當放入領導者決策品質為中介變項時，
領導者實用智力之標準化迴歸係數從.598 下降至.235（p < .01），達顯著水準，但 因為實用智力之影響程度下降，而領導者決策品質之標準化迴歸係數為.458（p
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七。共線性診斷方面，容忍度為.368~.998，最大之 CI 值為 25.365，顯示無多元 共線性之問題。 假設八採用逐步迴歸分析，並以Baron 與 Kenny（1986）提出之中介變項驗 證方法來檢驗本假設。表 4-21 首先呈現獨變項（領導者分析智力）對中介變項（領導者決策品質）的影響，model 1 呈現獨變項（領導者分析智力）對依變項
（團隊競爭力）的影響，model 2 呈現同時放入領導者分析智力與領導者決策品 質時對團隊競爭力的影響。
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而領導者決策品質之標準化迴歸係數為.547（p < .001），達顯著水準，且領導者 分析智力與領導者決策品質的增加解釋變異量（ΔR2）共為41.6%（p < .001），
假設九採用逐步迴歸分析，並以Baron 與 Kenny（1986）提出之中介變項驗 證方法來檢驗本假設。表 4-22 首先呈現獨變項（領導者創新能力）對中介變項
（領導者決策品質）的影響，model 1 呈現獨變項（領導者創新能力）對依變項
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而領導者決策品質之標準化迴歸係數為.613（p < .001），達顯著水準，且領導者 創新能力與領導者決策品質的增加解釋變異量（ΔR2）共為41.3%（p < .001）， 向影響，其標準化迴歸係數為.842（p < .001），達顯著水準，支持研究假設十。
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N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
由上表結果顯示，「標竿企業」與「一般與虧損企業」在領導者才能、領導 者決策品質、團隊競爭力及團隊績效皆無顯著差異，其原因將在後續進行討論。
四、結構方程模式分析
本研究依據部屬評估領導者之資料進行結構方程模式統計分析，首先本研究 將領導者智慧、實用智力、分析智力及創新能力視為潛在自變項，預測其對領導
本研究依據部屬評估領導者之資料進行結構方程模式統計分析，首先本研究 將領導者智慧、實用智力、分析智力及創新能力視為潛在自變項，預測其對領導