預算控制制度下反功能行為之研究

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(1)國立中山大學企業管理學系博士論文. 預算控制制度下反功能行為之研究 A study of the dysfunctional behavior in budgetary control system. 研究生：蔡惠丞撰指導教授：倪豐裕教授. 中華民國九十七年六月.

(2) 謝詞本論文之完成，代表著博士班階段的結束，也代表著另一階段的開始。在博士班這階段，受到太多人的關懷、幫助與支持，才使得我的學業得以順利完成。首先衷心感謝指導老師倪豐裕教授的愷切教導與鼓勵。從碩士班到博士班，十多年來，不管在學術的領域或者在待人處事方面，老師所給予的諄諄教誨，均使個人深感受益良多。論文口試期間，承蒙本系吳欽杉教授、政治大學金融系廖四郎教授、東華大學會計系祝道松教授以及屏東商業技術學院財金系邱炳乾副教授給予許多寶貴的建議與指正，使得本論文得以更加完善，謹致以最深的謝意。此外，感謝這些年來一同努力同門的師兄弟以及博士班的同學，沒有你們的陪伴，很難在這多年的求學時間繼續堅持下去。除此，還要感謝南台財金系同事們多年來的關心與鼓勵。最後，謹將這份完成學業的榮耀與喜悅，獻給我最敬愛的父母及家人，父母親和妻子的支持以及對家庭辛苦的照料，使得我在這求學期間沒有後顧之憂，還有我的子女友齊、宜庭，你們的成長是促使我繼續前進的原動力。謝謝所有關心、協助以及鼓勵我的人。謝謝你們。蔡惠丞謹識于高雄西子灣九十七年六月. 一.

(3) 摘要先前的研究大多著重預算強調對預算寬列或其他反功能行為單一結果的影響。然而，對於這些反功能行為間的關係卻少有探討。本研究探索性地建構一個關於過去績效、關懷領導型態、知覺環境不確定性、預算強調和三個反功能行為(預算寬列、工作相關壓力與管理者短期導向)的結構模式，以便了解在預算控制制度下反功能行為間的關係。資料收集來自台灣上市櫃製造業公司的 175 位生產部經理(工廠廠長)。實證結果顯示： (一)在一個並不以預算達成與否作為績效評估的企業中，並無誘因驅使管理者進行預算寬列。因此雖然過去績效與預算寬列存在顯著正相關，但並不存在顯著的直接效果而是透過預算強調的間接作用。同樣的，知覺環境不確定、關懷領導型態皆是透過預算強調的間接作用影響預算寬列。 (二)預算寬列與管理者短期導向、預算寬列與工作相關壓力間可能存在一個外溢效果。當管理者無法進行預算寬列時，將導致管理者的短期導向行為以及工作相關壓力的提高。 (三)過去績效的好壞，會直接影響管理者所感受到的壓力，不管其是否以預算達成來作為績效的評估。過去績效不佳的管理者，通常會有較大的工作相關壓力。 (四)由於產業特性的不同，影響組織實行預算控制制度的因素也不同，在傳統產業中，過去績效是影響預算控制實行及產生反功能行為之重要因素，在電子資訊產業受到知覺環境不確定的影響較高。關鍵詞：反功能行為、預算寬列、工作相關壓力、管理者短期導向、預算強調、過去績效、知覺環境不確定性。. 二.

(4) Abstract Most previous studies emphasized on the single consequence with respect to the effect of budgetary emphasis on budgetary slack or other dysfunctional behaviors, however, the relationships among these dysfunctional behaviors are seldom investigated. In order to understand the relationships among those dysfunctional behaviors, this study attempted to explore a structure model of past performance, perceived environment uncertainty, consideration leadership style, budgetary emphasis and three dysfunctional behaviors including budgetary slack, job-related tension and managerial short-term orientation. The empirical data was randomly drawn from 175 manufacturing managers in Taiwan Security Exchange. The empirical evidence of this research revealed as follows: 1. Managers have no incentive to create budgetary slack in a business which does not evaluate manager’s performance with budgetary goal achievement. There is a significant positive relationship between past performance and budgetary slack, but the direct effect does not exist. The effect of past performance on budgetary slack is indirectly through budgetary emphasis. Similarly, perceived environment uncertainty and consideration leadership style affecting budgetary slack isn’t directly but indirectly by budgetary emphasis. 2. Between budgetary slack and managerial short-term orientation, budgetary slack and job-related tension may exist a spillover effect. While reducing the propensity to build budgetary slack might induce managerial short-term orientation and job-related tension. 3. Weather no matter budget achievement evaluates performance, past 三.

(5) performance directly influences the job-related tension. The manager whose performance is poor could have the higher job-related tension. 4. In different industry, the factor that influencing the organization to practice the budget control system is also different. In traditional industry, past performance is the important factor that affecting organization to implement the budget control system and induce the dysfunction behaviors, but perceived environment uncertainty is the important factor in the electronic information industry. Keywords: dysfunctional behavior, budgetary slack, job-related tension, managerial short-term orientation, past performance, perceived environment uncertainty.. 四.

(6) 目. 錄. 謝詞 ……………………………………………………………………… 一中文摘要 ………………………………………………………………… 二英文摘要 ………………………………………………………………… 三目錄 ……………………………………………………………………… 五表次 ……………………………………………………………………… 七圖次 ……………………………………………………………………… 八. 第一章. 緒論. 第一節研究動機與目的 …………………………………………… 1 第二節研究問題 …………………………………………………… 3 第三節研究流程 …………………………………………………… 4 第四節論文架構 …………………………………………………… 6 第二章. 文獻探討與假設之建立. 第一節預算強調與其反功能行為之關係 ………………………… 7 第二節過去績效的影響 …..………………………………………. 13 第三節關懷的領導型態的影 ……………………………………….. 17 第四節知覺環境不確定性的影響 ………………………………..… 21 第三章研究設計第一節研究架構 …………………………………………………. 25 第二節研究對象及資料來源 ……………………………………. 28 第三節變數衡量 …………………………………………………. 29 第四節資料分析方法 ……………………………………………. 33 第四章資料分析與研究結果第一節敘述統計量的描述 ………………………………………. 38 五.

(7) 第二節確認性因素分析及信度分析 ……………..…………..… 39 第三節相關分析結果 ..……….……………………….………… 41 第四節整體結構模式分析 …….………………………...……… 44 第五節結構模式之分類比較 ..………………….………………. 49 第五章結論與建議第一節結論 …………………..…………..………………………. 58 第二節對學術界的貢獻. ………………..………………………. 60. 第三節對實務界的建議. ………………………..………………. 61. 第四節研究限制與對未來研究的建議. ……….………………. 62. 參考文獻 ……………………………………………….………………. 63 附錄一. ……………………………………………….………………... 70. 附錄二. …………………………………….…………………………... 74. 六.

(8) 表. 次. 表 3-1 抽樣適切度檢測 ………………………………………………… 28 表 4-1 敘述統計量 ……………………………………………………… 38 表 4-2 各變項信度分析表 ……………………………………………… 39 表 4-3 衡量變數相關矩陣 ……………………………………………… 41 表 4-4 整體模式檢定結果 ……………………………………………… 45 表 4-5 結構模式的路徑係數表 ………………………………………… 46 表 4-6 衡量變數相關矩陣(電子資訊業) ………..……………………… 49 表 4-7 整體模式檢定結果(電子資訊業) ……………………………..… 50 表 4-8 結構模式的路徑係數表(電子資訊業) ………………………..… 51 表 4-9 衡量變數相關矩陣(傳統產業) ……………..…………………… 53 表 4-10 整體模式檢定結果(傳統產業) ………………………………… 54 表 4-11 結構模式的路徑係數表(傳統產業) …………………………… 55. 七.

(9) 圖. 次. 圖 1-1 研究流程圖 ………………………….…………………………… 5 圖 2-1 預算強調與反功能行為變數關係圖 …………………………… 12 圖 2-2 過去績效與預算強調、反功能行為變數關係圖 ……………… 16 圖 2-3 關懷領導型態與預算強調、反功能行為變數關係圖 ………… 20 圖 2-4 知覺環境不確定性與預算強調、反功能行為變數關係圖 …… 24 圖 3-1 研究變數結構關係圖 …………………………………………… 27 圖 4-1 實證結果彙整圖 ………………………………………………… 48 圖 4-2 實證結果彙整圖(電子資訊業) ..………………………………… 52 圖 4-3 實證結果彙整圖(傳統產業) …..………………………………… 56. 八.

(10) 第一章緒論. 本章共分四節，第一節，說明本研究之研究動機與目的；第二節，說明本研究之研究問題；第三節，說明本研究之研究流程；第四節，則對論文的架構稍作說明。. 第一節研究動機與目的預算制度是企業組織中管理控制的重要工具之ㄧ。而企業採行預算制度的目的，乃在於藉著編製預算，執行預算，以及事後的績效考核，以達到規劃、協調、控制企業活動的目的，進而使績效達到最佳。然而，預算制度的實施，除了技術面的因素外，由於所有的預算制度督需要靠人才能實施，因此，行為面也是一項極為重要的因素。所以，企業在設計預算制度時，應考慮預算制度對員工行為的影響。企業實施預算制度，通常藉由預算目標的執行成果，來決定對員工的獎懲，預算控制已成為企業高層用來確保中低階管理者會努力執行任務以達成預算目標的手段。然而，過去的研究發現，在以預算目標的達成與否來衡量經理人的績效時(即預算強調)，容易產生反功能行為，例如：經理人產生壓力、編列寬鬆的預算，注重短期績效…等。而過去的研究大多著重於單一反功能行為的產生。例如：Onsi (1973)對於影響預算寬列的行為變數進行研究；Hirst(1983)研究在任務不確定下，依賴會計績效的衡量對經理人所產生的反功能行為(壓力)； Dunk(1993a)針對預算強調與任務不確定對預算參與及預算寬列關係的影響進行研究；Subramaniam and Ashkanasy(2000)探討組織文化對預算參與和工作相關壓力關係之影響…。學術界與企業界亦針對各種反功能行為謀求解決之道。惟 Ghoshal and Moran(1996)認為，某一種形式的反功能行為被偵測並嘗試消減，可能 1.

(11) 會以另一種型態在別處出現，但不能很清楚的衡量或很容易被辨識出來。由於大部分的研究均考慮預算反功能行為的單一形式，對於反功能行為間消長的關係並無法得知，也因此往往解決了某一反功能行為，卻衍生另一個反功能行為。Van der Stede(2000)對於預算控制的兩個結果間的關係進行探討，發現預算寬列與管理者的短期導向存在外溢效果。而在反功能行為中，另一個經常為研究者所探討是工作相關壓力。在過去的研究中，工作相關壓力被認為會引起員工的不滿意、提高員工的離職率、損害員工的健康、甚至造成疾病，因此本研究將工作相關壓力納入探討。因此本研究擬探討在預算強調下，這三個反功能行為間的關係。Van der Stede(2000)的認為預算寬列與管理者短期導向間存在外溢效果。然而，本研究認為管理者的短期導向可能是工作相關壓力所引發的一個現象，也就是說，管理者無法進行預算寬列時，將引起管理者的工作相關壓力，這個壓力才是造成管理者短期導向的主要原因。此外，組織所實施的預算控制形式及行為，可能受到環境變數的影響 (Van der Stede，2000)，而 Onsi(1973)也發現，良好的績效表現將增加寬列，而不佳的績效將減少寬列， Merchant(1985b)提到，領導型態與使用會計資訊評估績效(預算強調)間存在某些關係，所以本研究將企業的過去績效、領導型態與管理者知覺環境不確定一併納入考慮。本研究擬建立一個整體結構模式，了解上述變數間的關係，除希望能提供一個較完整的學術理論架構外，也希望能幫助實務界在執行預算控制制度時對於這些反功能行為的關係有所了解，進而在消減這些反功能行為時不致於傷害到公司的長期績效。. 2.

(12) 第二節研究問題本研究希望藉由文獻探討及實證分析瞭解預算強調與其反功能行為間之關係，及影響預算預算控制實施因素對預算強調及其反功能行為之影響。本研究擬探討的問題有：一、探討預算強調對預算寬列的影響。二、探討預算強調對工作相關壓力的影響。三、探討預算強調對管理者的短期導向的影響。四、探討預算寬列、工作相關壓力以及管理者的短期導向間之關係。五、探討過去績效對預算強調及三個反功能行為的影響。六、探討關懷領導型態對預算強調及三個反功能行為的影響。七、探討環境不確定性對預算強調及三個反功能行為的影響。八、由過去績效、關懷領導型態、環境不確定性對反功能行為的影響，探討反功能行為間是否存在外溢效果。. 3.

(13) 第三節研究流程本論文的研究流程可概分為下列幾個階段：在進行研究前，構思、討論並建立研究主題。其次，針對與研究主題相關之文獻進行回顧，根據過去的文獻與理論建立研究之模式，並具體設定欲驗證的假設。在完成模式建立後，確定研究對象，進行實證資料的收集，包括：建立抽樣對象的基本資料，進行問卷題項的設計，寄發問卷與回收。完成問卷回收後，進行問卷資料的處理，並利用統計軟體進行分析，而後對實證的結果進行分析討論。最後，針對實證結果做出結論，並對學術與企業界做出建議，並進行論文之寫作。本研究之流程，如下圖 1-1 所示：. 4.

(14) 研究主題的建立. 文獻回顧. 建立研究模式. 設立待驗證假設. 收集資料. 分析資料. 實證結果. 結論與建議. 圖 1-1 研究流程圖. 5.

(15) 第四節論文架構本論文共分為五章，前三章各章節架構如下：第一章緒論，本章共分成四節。第一節，闡明本論文之研究動機與目的；第二節，說明本論文之研究問題；第三節，介紹本論文之研究流程與研究方法；第四節，敘述本論文之架構。第二章文獻回顧與假設之建立，本章共分四節。第一節，探討預算強調與其反功能行為之關係；第二節，探討過去績效的影響；第三節，探討關懷的領導型態的影響。第四節，探討知覺環境不確定性的影響。第三章研究設計，本章共分為四節。第一節，說明研究架構；第二節，說明研究對象及資料來源；第三節，為變數衡量；第四節，為資料分析方法。第四章資料分析與研究結果，本章共分為四節。第一節，說明資料的敘述統計量；第二節，說明資料確認性因素分析及信度分析的結果；第三節，為相關分析結果；第四節，為結構模式分析結果。第五節將樣本區分為傳統與資訊電子產業，比較不同產業下結購模式間的關係。第五章為結論與建議，第一節為討論，第二節為對學術貢獻的說明，第三節為對實務界的建議，第四節為研究限制與對未來研究的建議。. 6.

(16) 第二章文獻探討與假設之建立本章主要回顧相關文獻並且建立假設。第一節探討預算強調與反功能結果的關係；由於組織所實施的預算控制形式及行為，可能受到過去績效、主管的領導型態以及環境變數的影響，因此在第二、三、四節分別探討過去績效、主管的領導型態及環境不確定性所造成的影響。. 第一節預算強調與其反功能行為之關係本節探討預算強調與三個可能產生的反功能行為(預算寬列、管理者的短期導向與工作相關壓力)的關係。. 一、相關變數定義早期有關預算制度及預算行為的研究中，學者並未對「預算強調」一詞下過定義。預算強調的觀念源上司利用會計資訊評估部屬績效的領導風格，其意義係指上級主管在將預算達成的衡量整合到用來評估績效的標準中，而這些衡量通常是將實際績效結果與經理人責任範圍內的預定目標加以比較，以決定經理人努力的成敗。後續研究者(如:Hirst, 1983；Brownell and Dunk, 1991)根據這個觀念，定義預算強調為：「上司考核部屬績效時，重視部屬是否達成預算的程度」，本文亦採此定義。有關預算寬列的定義，在相關文獻中並無一致性的說法。 Merchant(1985a)將預算寬列定義為：「執行預算者制訂出一個較其執行任務所需要的資源數額更多的預算額度」。Young(1985)的定義為：「當部屬有機會選擇工作標準，並據以作為績效考核的標準時，部屬所低估的生產能力的數量」。Lukka(1988)則是將預算寬列定義為：「刻意提出一個較易達成的 7.

(17) 預算數字」。Mann(1988)則定義為：「收益的低估與成本的高估」。綜合以上的定義，本研究將預算寬列定義為：「故意低估生產能力，或高估完成預算目標所需的資源或成本」。對於工作相關壓力，Hopwood(1972)認為，所謂工作相關壓力指的是由於工作所引起的個人挫折與焦慮。Blalack and Davis(1975)定義為：「受到工作相關項目的困擾，個人反應的狀況」。Kenis(1979)將工作相關壓力定義為：「由工作環境中所產生的心理壓力狀態」。由於本研究探討在預算控制下，管理者感受到的工作壓力，因此，本研究採Kenis(1979)的定義。有關管理者的短期導向，早期的研究雖然提出了這樣的觀念，但是並未作出明確的定義(如:Merchant, 1990)。在Van der Stede(2000)的研究中將管理者的短期導向定義為：「管理者著重於會影響其預算期間內(一年)當期績效之企業事務的程度」。本研究採Van der Stede(2000)的定義。. 二、預算強調與預算寬列的關係關於預算寬列的產生，Onsi(1973)認為是由於管理者受到壓力，以及採取以預算利潤作為績效考核評判標準的結果。Mann(1988)認為當個人績效與報酬是由預算績效來決定時，就會有預算寬列的現象發生。Merchant and Manzoni(1989)認為寬列的產生，可以增加達成預算的機會，避免上層管理者的介入，降低被開除的風險。 Dunk(1993a)則認為，由於管理者存在投機心態，為了想掩飾其偷懶行為、或是不需要額外努力就能得到較好的預算績效及紅利，就會在參與編列預算的過程中去寬列預算。在先前的研究中，有關預算強調與預算寬列的關係學者並無一致性結論。Onsi(1973)發現預算寬列是預算壓力及使用預算目標達成與否作為績效考核標準(預算強調)的結果。Lukka(1988)認為：在一個以預算達成與否作為績效評估的情形下，管理者為獲得較高之報酬，會企圖製造寬列以獲得較佳之表現。然而 Dunk(1993a)實證結果卻發現，高度預算強調時預算 8.

(18) 寬列反而是低的。此結果意味著，在預算強調下，主管對於預算的制定與執行有較嚴格的監督，反而不容易產生寬列。亦即，在嚴格的預算控制下，預算寬列的程度反而是低的，此結果與 Van der Stede(2000)的結果是相同的。因此，本研究認為：在高度預算強調時，上層管理者對於預算的制定與執行有較嚴格的監督，不容易產生預算寬列，因而降低了預算寬列的程度。亦即，預算強調與預算寬列間呈現負相關。由以上討論，我們作了以下的假設： H1-1：預算強調程度越高，預算寬列的程度將越低。. 三、預算強調與工作相關壓力的關係對於預算強調與工作相關壓力間的關係，Hopwood(1972)發現以預算目標作為績效評估會有較大的工作相關壓力，亦即在重視預算達成與否，會產生較高的工作相關壓力。然而 Otley(1978)重複 Hopwood(1972)的研究，並無法證實這樣的結果。Kenis(1979)探討依賴會計績效衡量對工作相關變數的影響，認為依賴會計績效衡量(預算強調)對工作相關壓力存在不顯著的負相關。Hirst(1983)進一步探討發現在任務不確定高時，預算強調與工作相關壓力有正向關係，惟統計結果並不顯著。因此，有關預算強調與工作相關壓力間的關係，實證結果並無一致性的結論。後續研究者透過各種情境變數來解釋兩者間的關係，如 Govindarajan(1984)使用知覺環境不確定、Harrison(1992)使用國家文化。Emsley(2001)預期下屬知覺上司為預算強調的評估風格時，會有較大的工作相關壓力。綜合以上研究所述，本研究認為，當上層管理者以預算目標的達成與否來做為衡量績效的標準時，管理者害怕績效不佳影響其薪資、升遷，甚至失去工作，此時將提高管理者的工作壓力。因此本研究主張，預算強調與工作相關壓力之間為正相關。這個主張與 Hopwood(1972)是一致的。. 9.

(19) 由以上討論，我們作了以下的假設： H1-2：預算強調程度越高，工作相關壓力程度亦越高。. 四、預算寬列與工作相關壓力的關係有關於預算寬列與工作相關壓力兩者間的關係，由前面的敘述，我們可以推論兩者為負相關。然而，在過去研究中，學者並未曾去探討。 Onsi(1973)認為造成管理者產生寬列的兩個理由，一個為來自上層要求達成預算的壓力，另一個是為了規避不確定性。由於當上司以達成預算目標與否來作為績效評估的標準時，管理者會企圖進行預算寬列，以便有較佳的績效表現。此時若管理者無法達到其寬列預算的目的，在害怕績效不佳影響其薪資、升遷的情形下，將使管理者的工作相關壓力增加。因此，本研究認為預算寬列與工作相關壓力呈負相關。由以上討論，我們作了以下的假設： H1-3 ：預算寬列程度越低時，工作相關壓力會越高。. 五、預算強調與管理者的短期導向之關係有關於管理者短期導向的起因，Merchant and Bruns(1986)認為傳統以會計做為績效的衡量標準，是導致管理者短期導向行為的主因。由於財務性的衡量指標，是以當期的利潤做為判斷績效表現的依據，因而鼓勵了管理者採取短期行動來追求當期的利潤，例如：管理者可能減少研發費用以增加當期的利潤，此舉將傷害公司長期競爭力的支出。 Otley(1978)認為當管理者知覺上司以符合預算的程度來評估他時，在以短期的績效衡量下，管理者傾向在工作上亦會短視。Hill(1988)研究指出，當公司管理者過於強調本期損益表現時，對於長期獲利能力確實會產生惡化的現象。Hill認為會發生此現象，主要是由於嚴格執行以會計為衡量基礎的績效控制，將間接鼓勵短期利潤極大，導致管理者的短期導向， 10.

(20) 以創造短期利潤做為其管理行為的重心。Merchant(1990)的研究亦發現，針對會計基礎的控制，與長期導向為負向關係。亦即，在預算強調下，將導致管理者的短期導向。Van der Stede(2000)認為嚴格的預算控制(預算強調)將驅使管理者變得將關心的重點擺在短期結果，實證結果亦得到證實。本研究認為，在預算控制制度下，當管理者以是否達成預算目標作為績效的衡量時，將可能導致管理者的短期導向。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H1-4：預算強調越高，管理者短期導向將越嚴重。. 六、工作相關壓力與管理者的短期導向之關係工作相關壓力與管理者短期導向的關係，過去學者甚少探討。 Otley(1978)的研究指出，工作相關壓力使得管理者花費較少的時間於長期規劃。此外，過去學者在探討工作相關壓力時發現，工作相關壓力將引發其他的反功能行為。例如：Parasuraman and Alutto(1984)發現工作壓力與離職傾向呈顯著正相關；Jamal(1990)也提到工作壓力將影響工作滿意、組織承諾、員工離職動機傾向。Jaeger and Baliga(1985)也提到，管理者受到要求目前績效的壓力，將會降低開始新計畫以及籌措新資金的機率。此舉將降低創新活動的進行，進而影響長期績效。Merchant(1985)認為符合短期財務目標的壓力，會導致管理者的短期導向。本研究認為，在實施預算控制制度的企業中，工作相關壓力使得管理花費較少時間於長期規劃，而達成預算目標的所產生的壓力，可能會促使管理者將關心的重點擺在短期的結果。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H1-5：工作相關壓力越高，管理者短期導向會越嚴重。. 七、預算寬列與管理者的短期導向之關係 11.

(21) 如前所述，當預算制度被用來評估管理者的工作表現時，預算的達成與否，對於管理者能否達成個人目標(例如：職位的升遷、所得的增加)會有重大的影響，因此，當預算控制增加時，管理者可能會為了達成個人目標或是為了釋放預算壓力，而採取反功能的行為。 Merchant and Manzoni(1989)研究發現寬列與管理者的短期導向存在負向關係，由於公司管理者允許預算寬列存在，可能因而降低了其他反功能行為的發生（例如短期盈餘管理）。Nohria and Gulati(1996)也提到寬列可以允許管理者有更充裕的資源，去進行一些需要長時間才能展現成果的行為（例如：研發新產品），並且更有意願去推動一些存在不確定性的創新方案。Van der Stede(2000)的研究發現，在嚴格預算控制中，管理者無法進行預算寬列時，此反功能行為將外溢至管理者的短期導向。基於上述的討論，本研究認為當管理者無法進行預算寬列時，為達成上司要求的目標時，將使得管理者採行短期的行動；同樣的，當預算寬列較高時，管理者將有較多的資源進行長期才能展現成果的方案。因此，預算寬列與管理者的短期導向存在負向的關係。本研究作出以下假設： H1-6：預算寬列越高，管理者短期導向的情形較低。根據上述的假設，本研究將上述關係繪成下列關係圖：預算寬列－. 預算強調. －＋. 工作相關壓力＋. ＋. 管理者短期導向. 圖 2-1 預算強調與反功能行為變數關係圖 12. －.

(22) 第二節過去績效的影響先前有關績效的研究大多著重於預算控制制度對於績效的影響，例如：Brownell (1981)、Brownell and Dunk(1991)、Lau, Low, and Eggleton (1995)，大多數的研究皆證實預算控制制度會影響績效。然而，關於過去績效對於控制制度的影響卻鮮少被研究。Otley(1978)認為過去績效可能影響預算控制以及管理者進行反功能行為的潛在性可能性。 Van der Stede(2000)亦證實了過去績效對於嚴格預算控制及預算寬列與管理者的短期導向產生影響。由於過去績效對預算控制所衍生之反功能行為可能產生影響，因此，本研究將過去績效納入探討。. 一、過去績效有關企業經營績效之衡量，有各種不同的衡量標準，例如：稅後淨利、市場佔有率、員工滿意度等。Venkatraman and Ramanujam(1986)將績效分為財務、作業以及組織績效三種不同的層次，其中財務績效為最狹義的營業績效，一般常使用如：資產報酬率、股東權益報酬率、毛利率、淨利率以及每股盈餘等財務指標來作為衡量的標準，用以檢視企業經營目標的達成狀況。然而一般企業經營績效的衡量大都是以財務性指標為主，因為其最終效益，終將回饋於財務構面上，故本研究著重在財務面之績效。本研究定義過去績效為：「公司過去在財務績效上的表現」。. 二、過去績效與預算強調之關係 Otley(1978)和 Merchant(1985b)的研究中發現，組織內某個控制行為的採行，可能或多或少受到過去績效的影響，也就是過去績效的好壞會反映在現在的控制行為上。Otley(1978)發現，在績效不佳的情境下，管理者的績效評估會比較著重在是否符合預算費用的限制。Merchant(1985b)的研究. 13.

(23) 中發現，過去有較佳利潤的事業單位較不受預算控制的影響，在支出上能享有較大的彈性。Merchant and Manzoni(1989)發現，高階管理階層很可能會介入過去預算目標未達成的部門，該部門的管理者會受到較高程度的控制，其自主權亦受到限制。Van der Stede(2000)研究亦証實了事業單位過去績效與嚴格預算控制(預算強調)為負相關。本研究認為，在過去績效良好的組織中，上層管理者會給予較高的自主權，亦較不受預算控制的影響，在評估績效時比較不會著重在預算的達成與限制上。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H2-1：過去績效越佳，預算強調程度將越低。. 三、過去績效與預算寬列之關係有關過去績效與預算寬列的關係，過去研究的討論並不多。Onsi(1973) 實證結果顯示，過去績效較佳的管理者，可以保有較高的預算寬列。而 Merchant and Manzoni(1989)的研究發現，過去績效良好的管理者，高階主管對於其預算目標，通常願意給予其寬列的資源，來使營運上有更多彈性的空間。由過去的文獻可以推論，過去績效較佳的事業單位，由於過去的表現良好，高階的管理者會採取較為寬鬆的預算控制，在預算上給予該單位較多的自主權空間可去產生寬列，這個論點與 Merchant(1985b)相同。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H2-2：過去績效越佳，預算寬列越高。. 四、過去績效與工作相關壓力之關係在過去績效與工作相關壓力的研究，研究者大多探討工作相關壓力對於績效的影響，例如：Dunk(1993b)探討工作相關壓力對管理績效的影響，原本預期兩者的關係受到預算參與的調節，實證結果發現，工作相關壓力對管理績效為負相關，而並無證據顯示參與存在調節作用；Shields, Deng 14.

(24) and Kato(2000)探討控制系統的設計與影響時發現，控制系統透過工作相關壓力間接作用影響績效，實證結果亦發現工作相關壓力對績效呈現負相關。但是學者並未曾探討過去績效對工作相關壓力的影響。雖然文獻的缺乏，但本研究認為過去績效與工作相關壓力兩者存在負向關係，而過去績效的好壞是引起工作相關壓力的原因。當過去績效良好時，高階管理者通常會給予較寬鬆的標準，在營運上也會有較多的空間，因此不會感受到太多的壓力；相反的，在過去績效不佳時，高階管理者會隨時注意其改善情形，此時容易產生工作相關壓力。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H2-3：過去績效越差，工作相關壓力會越高。. 五、過去績效與管理者的短期導向之關係 Merchant and Manzoni(1989)發現，對於立即利潤的迫切需求，會是企業管理者削減寬列的重要理由，即使所採行的短期行動(例如：削減重要的研發支出)會傷害到公司的長期利潤也一樣。由於過去績效不佳，將導致上層管理者將嚴格的控制，並且可能影響其組織資源的取得，管理者可能失去獎金、甚至工作，管理者為求表現，將以追求短期利潤視為首要任務，此時管理者會採取短期的管理行動來創造短期利潤。Van der Stede(2000) 的研究結果發現，過去經營有較佳利潤的事業單位，受到較不嚴格的預算控制，且管理上傾向於以長期觀點思考；而過去績效表現不佳的事業單位，高階的管理者似乎會透過給予較嚴格的控制，間接影響管理者關心短期結果，改進其績效。所以績效較差單位的管理者通常會受到高階管理者較嚴格的預算控制，使管理者致力於當期預算目標的達成，因而減少花在長期規劃的時間。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H2-4：過去績效越差，管理者短期導向的情形會越嚴重。 15.

(25) 根據上述的假設，本研究將上述關係繪成下列關係圖：過去績效. + －. －. 預算寬列－. 工作相關壓力預算強調管理者短期導向：本節所建立之假設關係. ：先前已建立之假設關係. 圖 2-2 過去績效與預算強調、反功能行為變數關係圖. 16.

(26) 第三節關懷的領導型態之影響在組織行為理論中，領導是一個重要的議題。 Hersey and Blandchar(1977)定義「領導」為：「領導是引導與影響組織成員努力達成某一特定目標的過程」，因此領導是一種影響他人行為以達到組織目標的行為。Klores(1966)發現，正式的績效評估可能受到領導型態的影響。在 Merchant(1985)的研究也發現，領導型態與使用會計資訊評估績效(預算強調)間存在某些關係，而 Otley and Pierce(1995)也提到，部屬對控制系統的反應受到上司的領導行為所影響。根據以上顯示，領導型態可能是一個影響預算控制制度的因素，因此本研究將領導型態納入討論。. 一、關懷的領導型態在領導行為理論中，Ohio 州立大學的學者提出了「兩構面理論」，將領導行為分成「關懷(consideration)」與「定規(initating)」兩種型態。所謂「關懷」，指的是領導者對於其下屬所給予尊重、信任以及互相了解的行為。而所謂「定規」是指領導者對於下屬的地位、角色與工作方式，是否都訂有規章或程序。DeCoster and Fertakis(1968)認為關懷其實就是任務導向，而定規其實就是生產導向。Hopwood(1974)發現，具有高度關懷型態的上司是比較有可能以各種非關預算達成因素來評估績效的。 Merchant(1990)提到，低度上司關懷的領導型態在高度預算強調下會產生壓力而去操弄績效的衡量。由此可知，上司關懷領導型態的高低可能亦是影響預算控制形式及行為的一個因素。因此，本研究將關懷的領導型態納入探討。本研究定義關懷領導型態為：「管理者感受到其上司所給予尊重、信任以及互相了解的行為」。. 17.

(27) 二、關懷的領導型態與預算強調之關係在行為會計領域中，以領導型態為變數進行探討相關影響的研究並不多。Hopwood(1974)發現，具有高度關懷型態的上司是比較有可能以各種非關預算達成因素來評估績效的。Otley and Pierce(1995)也提到，高度關懷的管理者，傾向會以全面性衡量績效。當一個主管其領導風格為高度關懷，此時他將儘可能與員工溝通，關心員工的需求，建立友善互信的氣氛，因此，將不會以會計績效來做為衡量員工績效的惟一標準。此意味著，關懷領導型態與預算強調為負向關係。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H3-1：上司的關懷程度越高，預算強調的程度越低。. 三、關懷的領導型態與預算寬列之關係有關關懷領導型態與預算寬列的關係，文獻上未曾探討過。但是由於關懷型態的領導者，尊重部屬的意見、重視部屬的需求，因此當部屬提出一個較容易達成的目標，或者提出一個較預算目標所需的資源時，此領導型態的上司，會相信該目標為合理之目標、該資源為部屬實際所需。因此在一個上司領導型態為關懷型時，部屬通常會比較容易進行預算寬列。但另一方面，當上司為關懷的領導型態時，由於傾向會以全面性指標作為績效衡量的標準，因此會減少下層管理者寬列的誘因。 Otley and Pierce(1995)便發現關懷的領導行為，會減緩審計人員的反功能行為(審計品質降低、短報時數)。由於有關關懷領導型態與預算寬列的關係並無法明確推論，並缺乏理論的依循，因此本研究對於此關係並不做成假設。. 四、關懷的領導型態與工作相關壓力之關係在組織相關的研究中，Fleishman and Harris(1962)研究結果發現，領導型態中之關懷因素與工作壓力呈現負相關。 Sheridan and 18.

(28) Vredenburgh(1979)也發現關懷的領導型態傾向會降低工作壓力。然而， DeCoster and Fertakis(1968)預期關懷的領導型態會降低預算壓力，但實證結果卻得到兩者在統計上為正相關。對於這樣的結果，DeCoster and Fertakis 認為可能是在高度壓力時，上司會給予較多的關懷所致。本研究認為，由於關懷的領導行為將以溫暖、友善、信任的方式來對待下屬，將降低下屬的工作相關壓力。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H3-2：上司關懷程度越高，下屬感受到工作相關壓力的程度越低。. 五、關懷的領導型態與管理者的短期導向之關係有關上司關懷的領導型態與管理者的短期導向間的關係，過去文獻上並未曾探討。但是由關懷的領導型態、預算強調與管理者的短期導向三者的關係中，我們可以推論得到關懷的領導型態與管理者的短期導向之間存在反向關係。由於在以達成預算目標為績效評估標準情況下，管理者為害怕無法達成預算而造成管理者的短期導向。然而，Hopwood(1974)發現，具有高度關懷型態的上司是比較有可能以各種非關預算達成因素來評估績效的。因此，關懷的領導型態將不會引起管理者的短期導向。因此，本研究作出以下假設： H3-3：上司的關懷程度越高，管理者短期導向的情形越低。. 根據上述的假設，本研究將上述關係繪成下列關係圖：. 19.

(29) 關懷領導型態. 預算寬列－－. －. 工作相關壓力預算強調管理者短期導向：本節所建立之假設關係. ：先前已建立之假設關係. 圖 2-3 關懷領導型態與預算強調、反功能行為變數關係圖. 20.

(30) 第四節知覺環境不確定性的影響所謂「環境」，Duncan(1972)將其定義為「個人在組織中之決策行為必須直接予以考慮的實體及社會因素之總體」。由於環境影響著組織的運作，因此在考慮組織中的行為時不得不考慮組織的影響。又因為環境具有動態、隨時間改變的特性，其中蘊含了許多的不確定性。因此，環境不確定性長期以來已被視為探討組織相關議題的重要因素之一，可做為解釋組織內部狀態及其績效表現的重要影響變數(Thompson，1967)。由於環境不確定性可能影響對預算控制制度的執行，及其產生之反功能行為產生影響，因此，本研究將環境不確定性納入探討。. 一、知覺環境不確定性有關環境不確定性，研究者對其定義有不同的看法。一般來說，可分為客觀衡量的「環境的狀態」及主觀衡量的「個人的知覺」兩種。Downey, and Slocum (1975)的研究顯示，管理者所知覺的環境與實際的環境並無高度相關。在身處相同的環境下，一個管理者可能會覺得環境是複雜不可預測的，而另一個管理者卻認為環境可預測性相當高。Robbins(1990)提到管理者會依其所知覺到的環境不確定程度以及組織結構，來做出較佳的決策。在行為會計的領域中，大都是以知覺環境不確定性 (perceived environmental uncertainty∕PEU)來代表環境不確定的研究變項。不以客觀的環境來代表環境不確定，主要是因為組織因應環境所採取的行動與 PEU 間之一致性較高；與客觀環境間的一致性較弱(Downey, Hellriegel and Slocum，1975)。因此，本研究定義知覺環境不確定為：「管理者感受到外在環境(包括組織面臨的經濟環境、科技發展、原料市場、產品市場、顧客、競爭者以及政府政策)不確定的程度」。. 21.

(31) 二、知覺環境不確定性與預算強調之關係有關知覺環境不確定與預算強調間的關係，學者過去並未曾探討。惟對企業而言，要以預算達成的程度來作為績效的評估，企業必須先預測一個未來最有可能發生之情境，透過財務分析技術進行預算規劃。但是此一規劃方式，僅適合穩定的商業環境。當外在環境處於高度不確定時，此一規劃即不適用(Huge, Jane and Kirkland，1997)。因此，當管理者面對高度不確定的未來時，由於無法對未來描繪出明確的情境以進行精確的預算規劃，在預算規劃就已隱含著不確定成分的情況下，此時高階管理者通常無法以預算達成的程度來作為績效衡量的標準。Kaplan and Johnson(1987)也提到，高度競爭的趨勢，使得管理者面對的不確定程度升高，組織必須隨之改變其衡量與管理的方法，以及評估長、短期績效的方式，才能有效提升企業的競爭力。因此，高度環境不確定將使得財務績效指標不敷使用，需改以較為全面的績效指標(財務面與非財務面)做為衡量與控制績效的重心。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H4-1：當知覺環境不確定性越高，預算強調程度越低。. 三、知覺環境不確定性與預算寬列之關係 Bourgeois(1981)提到，要想成功地執行一個能有效回應環境改變的高度彈性策略，寬列的存在可能是必需的。March(1988)也提到，當面對多變的環境時，寬列可以提供組織一個緊急的產能儲存作為緩衝，使績效的表現平滑。Nohria and Gulati(1996)認為，創新能力通常決定了企業是否能在高度競爭環境中勝出的關鍵，而寬列是創新的根本。Dunk(1993a)暗示管理者藉由使用預算寬列來控制所遭遇的不確定性。Nouri(1994)也暗示，不確定性的存在，是構成預算寬列的一個主要原因。而 Linn, Casey, Johnson, and Ellis(2001)認為知覺環境不確定性與預算寬列存在一個正向關係，實證結 22.

(32) 果亦得到證實。由於面對高度不確定性的環境時，預算寬列可以提供組織面對緊急狀況的緩衝空間，並保有高度的彈性回應環境的改變，因此寬列的存在是必需的。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H4-2：知覺環境不確定程度越高，預算寬列的程度會越高。. 四、知覺環境不確定性與工作相關壓力之關係有關知覺環境不確定與工作相關壓力的關係，在行為會計的領域中並未曾直接被探討。在Rebele and Michaels(1990)的研究中，認為知覺環境不確定性會影響工作的結果(工作滿意度、工作績效以及工作相關壓力)，其中知覺環境不確定性與工作相關壓力存在一個正向關係。惟根據先前的假設，管理者知覺環境不確定與預算強調存在一個負向關係以及預算強調與工作相關壓力存在一個正向關係，我們可以推論知覺環境不確定性與工作相關壓力為負向關係。在一個預算控制系統中，壓力的來源通常是因為資源不夠導致無法達成既定的目標，當企業所處環境為高度環境不確定時，下屬將較容易取得資源甚至訂定較低的目標，此時管理者所感受的工作相關壓力將較低。因此本研究認為知覺環境不確定性與工作相關壓力為負向關係。經由上述的討論，本研究作出以下假設： H4-3：知覺環境不確定程度越高，工作相關壓力越低。. 五、知覺環境不確定性與管理者的短期導向之關係有關知覺環境不確定性與管理者的短期導向的關係，先前的研究並未直接探討。對於一個處於高度不確定環境中的企業，為了因應環境的變動將採取較為寬鬆的預算控制，降低管理者短期財務績效的壓力，此時管理者由於立即利潤沒有迫切需求，將不會以短期目標為主。但是，另一方面 23.

(33) 由於企業面臨著高度的不確定時，對於未來的前景並無法預測，也很難去進行長期的規劃，此時，管理者可能將重心放在短期，儲備更多的資源以備在未來前景較為明確時進行一系列的投資與發展。由於知覺環境不確定與管理者的短期導向間的關係缺乏理論的依據，推論其關係時亦缺乏一致的方向，因此本研究對於兩者間的關係不做成假設。. 根據上述的假設，本研究將上述關係繪成下列關係圖：. ＋. 知覺環境不確定. 預算寬列. －－. 工作相關壓力預算強調管理者短期導向：本節所建立之假設關係. ：前節已建立之假設關係. 圖 2-4 知覺環境不確定性與預算強調、反功能行為變數關係圖. 24.

(34) 第三章研究設計本章敘述本研究所採用之研究設計相關事項。本章共分四節，第一節說明本研究之架構，第二節則說明研究對象及資料來源，第三節說明變數的衡量方法，第四節說明分析工具及分析方法。. 第一節. 研究架構. 綜合以往文獻的探討，本研究擬探討在預算強調對這些反功能行為 (預算寬列、工作相關壓力及管理者短期導向)的影響。然而，組織所實施的預算控制形式及行為，可能受到環境變數的影響(Van der Stede，2000)； Onsi(1973)發現良好的績效表現將增加寬列，而不佳的績效將減少寬列，也隱含了過去績效對預算控制行為的影響；Merchant(1990)提到，低度上司關懷的領導型態在高度預算強調下會產生壓力而去操弄績效的衡量。本研究認為，上司關懷領導型態的高低可能亦是影響預算控制形式及行為的一個因素。因此本研究將企業的過去績效、上司關懷的領導型態與管理者知覺環境不確定一併納入考慮。本節彙整本次研究建立的各個假設，如下列所示： H1-1：預算強調程度越高，預算寬列的程度將越低。 H1-2：預算強調程度越高，工作相關壓力程度亦越高。 H1-3 ：預算寬列程度越低時，工作相關壓力會越高。 H1-4：預算強調越高，管理者短期導向將越嚴重。 H1-5：工作相關壓力越高，管理者短期導向會越嚴重。 H1-6：預算寬列越高，管理者短期導向的情形較低。 H2-1：過去績效越佳，預算強調程度將越低。 H2-2：過去績效越佳，預算寬列越高。. 25.

(35) H2-3：過去績效越差，工作相關壓力會越高。 H2-4：過去績效越差，管理者短期導向的情形會越嚴重。 H3-1：上司的關懷程度越高，預算強調的程度越低。 H3-2：上司關懷程度越高，下屬感受到工作相關壓力的程度越低。 H3-3：上司的關懷程度越高，管理者短期導向的情形越低。 H4-1：當知覺環境不確定性越高，預算強調程度越低。 H4-2：知覺環境不確定程度越高，預算寬列的程度會越高。 H4-3：知覺環境不確定程度越高，工作相關壓力越低。. 根據上述假設，本研究嘗試建立一個整體模式的結構關係，其結構關係圖如下：. 26.

(36) 預算強調. －＋. －. ＋. 預算寬列. ＋. 過去績效. －. －－. －. －. 工作相關壓力. －. 關懷的領導型態. －. 知覺環境不確定性. ＋. －＋. 管理者的短期導向. －. 圖 3-1 研究變數結構關係圖. 27.

(37) 第二節研究對象及資料來源本研究針對在台灣證券交易所上市、上櫃的製造業公司進行隨機抽樣，共抽取 900 位負有預算編製及預算達成責任的生產工廠廠長或生產部門經理作為問卷調查對象。由於變數在國內外已廣為探討，並已得到良好的信度與效度，因此並未另外進行前測。為使問卷填答者在填答反功能行為時能詳實填答，本問卷採匿名方式填答，並附上回郵信封，以提高問卷之回收率。由於採匿名方式填答，因此並未進行問卷的催收。本次問卷共計寄出 900 份，回收有效問卷 175 份，回收率為 19.44%。回函者的基本資料為：平均年齡 44.6 歲(分佈於 27 歲至 60 歲之間)，在該公司的年資為 16.23 年(分佈於 0.33 年到 38 年)，擔任現職 4.48 年(分佈於 0.17 年到 21.5 年)，教育程度有 89 %為大學學歷(含)以上。其次樣本平均分布於水泥 (5.7%)、食品(10.3%)、塑膠(4.0%)、紡織(12.6%)、電機(5.7%)、電器電纜 (6.0%)、化工(7.4%)、玻璃陶瓷(1.1%)、造紙(5.7%)、橡膠(1.7%)、汽車 (2.9%)、電子資訊(14.9%)、營造建材(0.6%)、其他(6.9%)等。而為了解抽樣的適當性，本研究對資料進行 KMO 抽樣適切度衡量(Kaiser-Meyer- Olkin measure of sampling adequacy)，其結果如表 3-1。結果顯示，皆達 Kaiser and Rice (1974)認為 0.5 的可接受程度。. 表 3-1 抽樣適切度檢測(n=175) 變數名稱. 預算強調. 預算寬列. 工作相關壓力. 環境不確定性. 關懷領導型態. KMO 值. 0.5. 0.697. 0.718. 0.776. 0.928. 28.

(38) 第三節變數衡量本研究探討的相關變數有預算強調、預算寬列、工作相關壓力、管理者短期導向、上司關懷的領導型態及知覺環境不確定性，這些變數皆是衡量受測者的個人主觀認知程度，其量表來源如下：. 一、預算強調本研究定義預算強調為「上司考核部屬績效時，重視部屬是否達成預算的程度」，採用 Hopwood(1972)所發展出來的八項上級主管考核風格 (superior evaluation style)的量表，衡量上級主管在考核績效時是以何種標準來考核，根據這個標準判斷公司對預算強調的程度。在 Hopwood(1972) 原本是將這八個項目依照重要性排序，視「達成預算」與「關心成本」這兩項是否包含在排序的前三順位，來區分高預算強調與低預算強調的考核風格。惟 Brownell(1982)認為，許多的回覆者並無法將這八項做一適當的排序，針對上述的衡量問題，Brownell(1985)將預算強調的量表以「達成預算」與「關心成本」這兩項分數逕以加總，作為評估預算強調的標準。此量表在相關後續研究中曾被 Brownell(1985)及 Brownell and Dunk (1991)加以採用。本研究亦採用上述方法，採李克特型態的五點量表，由(非常不重要)到 5(非常重要)衡量上述兩個項目在主管衡量績效時的重要性，給予加總衡量。所得分數越高，代表公司預算強調的程度越高。本次研究測得之 Cronbach’s α值為 0.645，已超過 Merchant(1985a)認為信度係數一般最低可接受限度 0.5-0.6，亦接近 Nunnally and Bemstein(1994)所要求之 0.7。因素分析結果顯示此二題屬於同一因素構面。. 29.

(39) 二、預算寬列本研究定義預算寬列為：「經理人故意低估生產能力，或高估完成預算目標所需的資源或成本」。採用 Onsi(1973)所發展的量表來衡量，題目的填答採用李克特型態的五點量表，由非常不同意(1)到非常同意(5)。其中包括如：為了保護自己，經理人會提出容易達成的預算目標、預算寬列並非是壞事…等四個問題。依其得分，加總分數，分數越高，代表預算寬列越高。Merchant (1985a)曾利用此一量表對美國 19 家電子公司 201 位經理人進行測試，其 Cronbach’s α值為 0.7，已達可接受的信度水準。本研究本次測得之 Cronbach’s α值為 0.631，並且因素分析結果顯示此四題屬於同一因素構面。. 三、工作相關壓力本研究定義工作相關壓力為：「由工作環境中所產生的心理壓力狀態」。採用 Kahn, Wolfe, Snoek and Rosenthal(1964)所發展的量表來衡量。本量表共 15 題。題目的填答採用李克特型態的五點量表，由從未發生(1)到總是如此(5)，衡量填答者遭受潛在壓力事件的頻率。其中包括如：對自己職務的範圍及責任感到曖昧不明、我沒辦法獲得工作上必要的資訊、… 等。加總分數，分數越高，代表其工作相關壓力越大。此衡量廣為後續研究者所採用，如：Brownell and Hirst (1986)、Harrison(1992)、Dunk(1993b)。由於進行因素分析時，九、十一等二題之因素負荷量太低，先去除第九題 (負荷量最低)，進行第二次因素分析，發現第十一題的負荷量仍然偏低，再排除掉第十一題，因而本研究以排除負荷量偏低後所剩餘的十三個題目進行分析。本研究本次測得之 Cronbach’s α值為 0.663。. 四、管理者短期導向本研究定義管理者短期導向為：「管理者著重於會影響其預算期間內 30.

(40) (一年)當期績效之企業事務的程度」。採用 Merchant(1990)所發展的量表來衡量，本量表要求管理者表明他們對於所關注會影響損益的事件的時間為 1 個月或更少，1 個月到 1 季，1 季到 1 年，1 年到 5 年。Van der Stede(2000) 亦使用此量表進行研究。本量表反向記分，當選擇 1 個月或更少時得 4 分，分數越高，代表短期導向越嚴重。五、上司關懷的領導型態本研究定義上司關懷的領導型態為：「對部屬友善及支持的程度」。採用 Stogdill(1963) 修訂的領導行為描述問卷(Leadership Behavior Description Questionnaire 簡稱 LBDQ)，本量表共 10 題，衡量下屬對上司行為的知覺，採用李克特型態的五點量表，由非常不同意(1)到非常同意 (5)。其中包括如：主管對待部屬皆一視同仁、主管重視且會爭取部屬的福利及權利、主管執行重要決策前會先徵得員工贊同、…等。加總分數，分數愈高者，代表有較多的關懷行為。Merchant(1985b)、Merchant(1990)皆採用此衡量量表。本研究本次測得之 Cronbach’s α值為 0.913，並且因素分析結果顯示此十題屬於同一因素構面。. 六、知覺環境不確定性本研究定義知覺環境不確定為：「衡量管理者感受到外在環境(包括組織面臨的經濟環境、科技發展、原料市場、產品市場、顧客、競爭者以及政府政策)不確定的程度」，與 Gordon and Narayanan(1984)相同。並採用 Mill and Snow(1978)所發展，Gordon and Narayanan(1984)修正後之環境不確定性量表來衡量。本量表要求受測者針對各種環境子構面的特性，在李克特五點量表上選出其可預測的程度。其中數字 1 表示該項因素是完全可以預測的；數字 5 表示該項因素完全無法預測的。其中包括：產業中原物料選購、人力資源與產品售價的競爭，推出新產品或勞務的多寡、外部環境(經濟與技術)的穩定性、競爭者的可預測性、…等。加總得分，分數越 31.

(41) 高代表知覺環境不確定越高。Buchko(1994)認為本量表是知覺環境不確定最適當的衡量工具。本研究本次測得之 Cronbach’s α值為 0.779。因素分析時，每一題目的因素負荷量皆已超過 0.5。. 七、過去績效本研究定義過去績效為：「公司過去在財務績效上的表現」。本研究採用 Stede(2000)所發展的量表。本量表共兩題，第一題是要求受測者根據其所知覺的績效水準相對於產業的平均水準，在 Likert 五點量表上做適當的圈選，以代表其績效水準，其中數字 1 表示該績效是遠低於產業平均；數字 5 表示該績效是遠高於產業平均。第二題受訪者被要求在下列描述中對於他們的事業單位績效選一個最佳的描述，1.賠錢、2.損益兩平、3.有利潤但較直接競爭者為少、4.較競爭者有利潤。由於本題並非 Likert 型態量尺，因此本研究對於這兩題進行相關分析，發現兩者間存在顯著的正相關，因此本研究以第一個題目來代表過去績效，進行後續的實證分析。. 32.

(42) 第四節分析工具與分析方法本研究主要探討預算強調下反功能行為間的關係，並納入可能影響其行為的環境變數、過去績效與上司關懷的領導型態進行結構性的探討。在建立結構模式與假設驗證上擬利用 SPSS 統計套裝軟體與 LISREL 軟體進行分析。. 一、相關性分析本研究採用皮爾遜積差相關(Pearson product-moment)分析，以皮爾遜積差相關求取自變數本身之相關及自變數與應變數間的線性相關。簡單相關係數是在衡量變數間的直線關係，常用 r(-1≦r≦1)來表示，如果 r=-1，表示變數間為完全負相關；如果 r=1，表示變數間為完全正相關；r 為正(負)值時，表示兩變數間有正(負)相關；當 r=0 時，表示兩變數間沒有線性相關。. 二、信度檢測方法信度即測量結果的靠性，是指評估測驗結果的一致性或穩定性，由於測量總是會產生誤差，誤差越小，信度變越高，誤差越大，則信度越低。一般在測驗上信度衡量的方法有五種類別，包括再測信度、複本信度、折半信度、庫李信度與評分者信度。再測信度與複本信度為對同一受測群給予兩次的測試，前者為童伊問卷測試兩次，後者為雷同問卷再測，計算兩次的相關係數即可得其信度。而折半信度是將問卷題目按奇、偶數分別計分，計算其相關係數即得。庫李信度係以分析項目間一致性以估計信度的方法，不過不適用於多重計分的測量工具。針對此需要 Cronbach(1951)另創α係數，其公式如下：. 33.

(43) α=. I ∑ S i2 ) (1 − I −1 S2. (4-1). 上式中，Ｉ為測驗的題目數，Ｓi2為個別題目得分的變異量，Ｓ2為測驗總得分的變異量。本研究以 Cronbach’s α值進行各衡量變數的信度分析。Nunnally and Bemstein(1994)認為 0.7 是可被接受的信度水準，而 Merchant(1985a)認為信度係數一般最低可接受限度 0.5-0.6。此外，在結構方程模式中，一般以組合信度(建構信度)作為模式潛在變項的信度係數，該指標為模式內在品質的判別準則之一。吳明隆(2006， p.204)指出，若是潛在變項的組合信度值在 0.6 以上則表示模式的內在品質理想。而組合信度公式如下：組合信度 =. (∑ λ ) 2. (4-2). (∑ λ ) 2 + ∑ ε. 上式中 λ為標準化因素負荷量，ε為觀察變項的誤差變異量。. 三、結構方程模式分析為了進一步檢定研究架構所提出的各變項間的關係，以結構方程模式分析探討整體模式的關係。本研究利用 LISREL 軟體進行分析。由於傳統的廻歸分析與路徑分析有包括：變數之測量誤差的期望值為零、殘差的相關為零以及因果關係為單項關係等限制，而 LISREL 結合了因素分析與徑路分析，並納入聯立方程式，可同時處理一系列依變項之間的關係，比起傳統的路徑分析，它除能考慮測量誤差外，還能提供模式的適合度指標以及模式的修正指標。 LISREL 分析運算中有「測量模式(measurement model)」與「結構方. 34.

(44) 程模式(structural equation model)」，其中測量模式表示可觀測變項與潛在變項之間的關係，而結構方程模式表示各潛在變項間的因果關係。他們間的關係可由下列方程式來表示：結構方程式： η=βη+Γξ+ζ. (4-3). Y的測量模式：Y=Λyη+ε. (4-4). X的測量模式：X=Λxξ+δ. (4-5). 測量模式：. 其中： η：4×1，潛在依變項矩陣，本研究共有四個潛在依變項，包括：預算強調、預算寬列、工作相關壓力以及管理者短期導向。 β：結構方程式中潛在依變項η之間的係數矩陣，亦即預算強調、預算寬列、工作相關壓力以及管理者短期導向間路徑所構成的矩陣。 ξ：3×1，潛在自變項矩陣，本研究共有三個潛在自變項，包括：過去績效、關懷領導型態與知覺環境不確定性。 Γ：結構方程式中潛在自變項ξ對潛在依變項η直接影響的係數矩陣，亦即過去績效、關懷領導型態、知覺環境不確定性與預算強調、預算寬列、工作相關壓力和管理者短期導向間的路徑係數矩陣。 ζ：結構方程式的隨機誤差(random disturbance) Y：可觀測的潛在依變項衡量題項所構成的矩陣，在本研究中是由預算強調、預算寬列、工作相關壓力以及管理者短期導向等個別衡量題項所構成的矩陣。 X：可觀測的潛在自變項衡量題項所構成的矩陣，在本研究中為過去績效、關懷領導型態、知覺環境不確定性等個別衡量題項所構成的矩陣。 Λy：可觀測依變項Y對潛在依變項η的路徑係數矩陣。 Λx：可觀測自變項X對潛在自變項ξ的路徑係數矩陣。 35.

(45) ε：可觀測依變項的測量誤差係數矩陣。 δ：可觀測自變項的測量誤差係數矩陣。本研究將以 4-4 與 4-5 方程式檢測各測量變項的衡量題項是否具有足夠的效度。並且以方程式 4-3 分析所建立的結構模式是否成立。而在模式適合度的檢測，本研究採最小適配函數卡方值(Mini Fit Function Chi-Square，χ2)、配適度指標(goodness of fit index，GFI)、調整後配適度指標(adjusted goodness of fit index，AGFI)、殘差均方根(root mean square residual，RMR)、標準化殘差均方根 (standardized root mean square residual，SRMR)、近似誤差均方根(root mean square error of approximation， RMSEA)、規範配適度指標(normed fit index ，NFI)以及相對配適度指標 (comparative fit index，CFI)等作為模式適合度評估的指標。 (一)卡方值(χ2)：該值越小代表整體模式的因果徑路圖與實際資料越配適，一個不顯著的χ2代表模式與資料相配適，因此χ2的p值應大於 0.05。 (二)配適度指標(GFI)是衡量理論模式所能解釋實際觀察資料的變異數與共變異的量，當 GFI 越接近 1，代表模式的解釋能力越高，亦即配適度越佳。 (三)調整後配適度指標(AGFI)：利用理論模式的自由度和變項個數之比率來調整 GFI，AGFI 越接近 1，配適度越佳。 (四)殘差均方根(RMR)：為配適殘差變異數/共變數平均值的平方根，是一個平均殘差共變數，該值越小，配適度越佳。 (五)標準化殘差均方根(SRMR)：為平均殘差共變標準化的總和，其值介於 0 至 1 間，數值越大，代表模式的配適度越差。 (六)近似誤差均方根(RMSEA)：是以母群體為基礎的測量，評鑑接近似配適度的指標，越小越接近，配適度越佳。 (七)規範配適度指標(NFI)與相對配適度指標(CFI)：兩個指標均為增益性適 36.

(46) 合度指標，二者是以虛無假設為參照點，以評估相對於參照模式，研究者所提出的假設模式對資料解釋上增進的程度。此外，William and Hazer(1986)曾指出，以具有多重指標的潛在變項進行結構方程分析時可能會遭到一些問題。(一)具多重指標之前在變項其結構方程式的數理運算太複雜，可能導致相關矩陣或共變異數矩陣無足夠資訊可供推估個別參數。(二)同時進行衡量模式與結構模式分析，可能導致解釋上的混淆，使得結構參數的推估產生扭曲 (Anderson and Gerbing， 1988)。因此，本研究依循 William and Hazer(1986) 及 Anderson and Gerbing(1988)所建議，進行結構方程模式分析時使用兩階段法分析，第一階段先對各研究構面及其衡量題項進行驗證性因素分析，以了解各構面的信度、建構效度。第二階段再將多個衡量題項縮減為少數或單一的衡量指標，運用結構方程模式來驗證研究中的各項假說。. 37.

(47) 第四章. 資料分析與研究結果. 本章共分四節，第一節說明資料的敘述統計量，第二節為確認性因素分析及信度分析，第三節為相關分析結果，第四節為整體結構模式分析。第五節為結構模式的分類比較。. 第一節敘述統計量本研究各衡量變數的敘述統計量如表 4-1 所示。本研究變數除了管理者的短期導向為一順序尺度外，其餘變數皆採李克特五點量表的衡量方式加以衡量。在這些變數的得分均在中上程度，與理論值的平均數相較並無太大差異。表 4-1 敘述統計量變數名稱預算強調預算寬列工作相關壓力管理者的短期導向過去績效關懷的領導型態環境不確定性. 理論分數範圍 2-10 4-20 13-65 1-4 1-5 10-50 7-35. 實際分數範圍 4-10 5-16 19-47 1-4 2-5 16-50 10-34. 38. 平均數 7.54 10.98 34.18 2.44 3.46 34.89 22.57. 標準差 1.36 2.24 5.15 0.806 0.692 5.99 4.39.

(48) 第二節驗證性因素分析及信度分析本研究的第一階段是先將衡量模式分離出來，亦即針對預算強調、預算寬列、工作相關壓力、關懷領導型態、知覺環境不確定性等變數進行 Cronbach’s 的信度分析(過去績效與管理者短期導向因僅有一衡量題項，無法進行 Cronbach’s 信度分析)，並以 LISREL 進行確認性因素分析，測試各構面衡量題項的收斂效度(聚合效度)與信度，以便將各構面的多重衡量題項縮減為單一衡量指標，在確認各構面單一衡量指標應包含哪些衡量題項後，再將這些題項的平均分數做為該構面的衡量分數，以作為 LISREL 分析的投入資料。表 4-2 為各衡量變數的信度係數彙整，所有衡量變項的 Cronbach’s α 值均大於 Merchant(1985a)所要求之一般最低可接受限度 0.5-0.6，亦接近 Nunnally and Bemstein(1994)所要求之 0.7。而在 SEM 分析中，一般以組合信度(建構信度)作為模式潛在變項的信度係數，該指標為模式內在品質的判別準則之一，若是潛在變項的組合信度值在 0.6 以上(吳明隆，2006，p.204) 則表示模式的內在品質理想。過去績效與管理者短期導向因單一題目，無法計算 Cronbach’s α。當題數太少，自由度不夠，也無法進行進行確認性因素分析。表 4-2 各變項信度分析表變數題目數 Cronbach’s α 預算強調 2 0.645 預算寬列 4 0.631 工作相關壓力 13 0.663 關懷領導型態 10 0.913 環境不確定性 7 0.779 過去績效 1 管理者短期導向 1 -. 組合信度 0.63 0.668 0.915 0.789 -. 另外，本研究對於預算寬列、工作相關壓力、關懷領導型態、知覺環 39.

(49) 境不確定性等變數，進行確認性因素分析，以下分別說明其結果。(各量表題項的確認性因素分析結果如附錄二所示) 一、預算寬列：本量表共有 4 個題項，其整體配適效度指標 GFI 為 0.99，已達到 0.9 的水準，並且其各題項的因素負荷量亦均達到顯著水準 (p<0.01)，代表其聚合效度已達可接受水準。二、工作相關壓力：本量表共有 13 個題項，其整體配適效度指標 GFI 為 0.93，已達到 0.9 的水準，其各題項的因素負荷量雖然未達 0.5，但皆已達到顯著水準(p<0.01)，因此其聚合效度應已達可接受程度。三、關懷領導型態：本量表共有 10 個題項，其整體配適效度指標 GFI 為 0.91，已達到 0.9 的水準，並且其各題項的因素負荷量均達到顯著水準(p<0.01)，代表其聚合效度已達可接受水準。四、知覺環境不確定性：本量表共有 7 個題項，其整體配適效度指標 GFI 為 0.88，LISREL 所提供修正指標顯示，變數間有相當程度的相關性 (第二題與第七題、第四題與第五題)，可能是造成配適度指標較低的原因，惟其各題項的因素負荷量均達 0.5，且已達到顯著水準 (p<0.01)，因此其聚合效度已達可接受水準。. 40.