第四章 研究結果
第一節 領導者自評結果分析
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第四章 研究結果
本章旨在驗證本研究所提出的模型架構，在領導者自評方面採用迴歸分析之 統計方法，部屬評估領導者方面採用結構方程模式分析，以驗證模式的適切程 度，最後並依據研究假設十一，進行標竿企業與一般企業在各變項之平均數差異 顯著性考驗t 檢定。
第一節 領導者自評結果分析
一、各變項之相關矩陣
表4-1（請見下頁）呈現領導者自評各變項之相關，除了社會期許量表、年 齡及服務年資與其他變項皆無達顯著相關外，其他各變項總分之相關介於.342 至.846，其中以領導者分析智力與領導者實用智力的相關最高，領導者智慧與團 隊績效的相關最低，其相關皆達.05 之顯著水準。
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表 4-1 領導者自評資料之各變項相關
樣本數 平均數 標準差 A1 A2 B1 B2 B3 B4 B5 B6 B7 B8 控制變項
A1:年齡 37 43.784 9.167 --
A2:服務年資 40 4.950 1.431 .160 -- 研究變項
B1:領導者智慧 40 43.949 4.547 .216 .050 -- B2:領導者實用智力 40 48.487 6.324 .161 .255 .447** -- B3:領導者分析智力 40 69.795 8.688 .133 .258 .343* .846** -- B4:領導者創新能力 40 68.872 7.855 .020 .053 .445** .728** .766** -- B5:領導者決策品質 40 43.308 5.197 .205 .166 .485** .669** .729** .680** --
B6:團隊競爭力 40 55.718 6.692 .031 .097 .359* .531** .611** .601** .621** -- B7:團隊績效 40 27.436 4.090 .255 .139 .342* .500** .602** .418** .699** .838** -- B8:社會期許 39 32.846 7.538 -.013 -.155 -.052 -.247 -.316 -.198 -.272 -.257 -.227 -- N = 40；**p<.01，*p<.05
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二、模式之迴歸分析
如下將依據領導者自評之結果，透過迴歸之統計方式分別驗證本研究假設，
由於社會期許在領導者自評資料中與其他變項皆無相關，因此不放入迴歸分析中 來探討共同方法變異之問題。控制變項方面，由於年齡與服務年資的差異，可能 造成因個人本身其他經驗因素，而影響到其對領導者智慧、實用智力、分析智力、
創新能力及決策品質的評分差異，因此本研究在領導者自評資料中將年齡與服務 年資做為控制變項，在迴歸分析中排除此兩變項之差異，降低干擾因素在領導者 智慧、實用智力、分析智力、創新能力對領導者決策品質，領導者決策品質對團 隊競爭力之影響。
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之評估，不涉及年齡與服務年資之 干擾，因此採用簡單迴歸分析。
假設一：領導者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（Step-wise regression analysis），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 4-2 的結果顯示，「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.440（p < .01），且領導者智慧的增加解釋變異量（ΔR2）為18.3%（p < .01），
達顯著水準，支持研究假設一。共線性診斷方面，容忍度為.925~.948，最大 CI 值為27.508，顯示無多元共線性之問題。
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表 4-2 「領導者智慧」對「領導者決策品質」迴歸表（領導者自評）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
年齡 .193 .095
服務年資 .152 .140
（ΔR2） （.070） （.070）
獨變項
領導者智慧 .440**
（ΔR2） （.183**）
合計R2 .070 .253
Adjusted R2 .015 .186
F 值 1.283 3.736*
自由度 2,34 3,33
**
p<.01，*p<.05。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 4-3 的結果顯示，「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.623（p < .001），且領導 者實用智力的增加解釋變異量（ΔR2）為35.8%（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.919~.957，最大 CI 值為 22.474，顯示 無多元共線性之問題。
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表 4-3 「領導者實用智力」對「領導者決策品質」迴歸表（領導者自評）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
年齡 .193 .118
服務年資 .152 .007
（ΔR2） （.070） （.070）
獨變項
領導者實用智力 .623***
（ΔR2） （.358***）
合計R2 .070 .428
Adjusted R2 .015 .376
F 值 1.283 8.123***
自由度 2,34 3,33
***
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 4-4 的結果顯示，「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.699（p < .01），且領導者 分析智力的增加解釋變異量（ΔR2）為45.1%（p < .01），達顯著水準，支持研 究假設三。共線性診斷方面，容忍度為.915~.963，最大 CI 值為 23.822，顯示無 多元共線性之問題。
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表 4-4 「領導者分析智力」對「領導者決策品質」迴歸表（領導者自評）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
年齡 .193 .128
服務年資 .152 -.018 （ΔR2） （.070） （.070）
獨變項
領導者分析智力 .699**
（ΔR2） （.451**）
合計R2 .070 .521
Adjusted R2 .015 .478
F 值 1.283 11.984***
自由度 2,34 3,33
***
p<.001，**p<.01。表中未打（）的數字為標準化迴歸係數；打（）
的值為ΔR2。
假設四：領導者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 4-5 的結果顯示，「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.663（p < .001），且領導 者創新能力的增加解釋變異量（ΔR2）為43.7%（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.968~.996，最大 CI 值為 25.785，顯示 無多元共線性之問題。
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表 4-5 「領導者創新能力」對「領導者決策品質」迴歸表（領導者自評）
決策品質
Model 1 Model 2 控制變項
年齡 .193 .180
服務年資 .152 .112
（ΔR2） （.070） （.070）
獨變項
領導者創新能力 .663***
（ΔR2） （.437***）
合計R2 .070 .507
Adjusted R2 .015 .463
F 值 1.283 11.326***
自由度 2,34 3,33
***
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 4-6 的結果顯示，「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.645（p < .001），領導者決策 品質的增加解釋變異量（ΔR2）為38.7%（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.930~.949，最大 CI 值為 23.771，顯示無多元 共線性之問題。
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表 4-6 「領導者決策品質」對「團隊競爭力」迴歸表（領導者自評）
團隊競爭力
Model 1 Model 2 控制變項
年齡 .011 -.113
服務年資 .088 -.010 （ΔR2） （.008） （.008）
獨變項
領導者決策品質 .645***
（ΔR2） （.387***）
合計R2 .008 .395
Adjusted R2 -.050 .340
F 值 .140 7.172**
自由度 2,34 3,33
***
p<.001，**p<.01。表中未打（）的數字為標準化迴歸係數；打（）
的值為ΔR2。
假設六：領導者智慧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 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4-7 首先呈現獨變項（領導者智慧）對中介變項（領導 者決策品質）的影響，model 1 呈現獨變項（領導者智慧）對依變項（團隊競爭 力）的影響，model 2 呈現同時放入領導者智慧與領導者決策品質時對團隊競爭 力的影響。
由下表 4-7 的結果顯示，「領導者智慧」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 智慧之標準化迴歸係數從.382 下降至.123（p > .05），未達顯著水準，領導者決策 品質為.590（p < .01），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39.8%（p < .001），達顯著水準，因此支持研究假設六。共 線性診斷方面，容忍度為.746~.947，最大 CI 值為 30.948，顯示多元共線性之問
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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4-8 首先呈現獨變項（領導者實用智力）對中介變項（領‧
研究假設七。共線性診斷方面，容忍度為.567~.935，最大 CI 值為 30.801，顯示 多元共線性之問題並不嚴重。 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4-9 首先呈現獨變項（領導者分析智力）對中介變項（領‧
研究假設八。共線性診斷方面，容忍度為.476~.932，最大 CI 值為 35.215，顯示 多元共線性之問題並不嚴重。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 4-10 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
（團隊競爭力）的影響，model 2 呈現同時放入領導者創新能力與領導者決策品