行為正直、員工主管適配性與工作滿足關係之研究

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行為正直、員工主管適配性與工作滿足關係之研究

楊豐華

1

李泊諺

2

黃威權

3

謝文程

4,* 1

大葉大學國際企業管理學系(彰化縣大村鄉學府路 168 號)

2

台中教育大學文化創意產業設計與營運學系(台中市西區民生路 140 號)

3

大葉大學國際企業管理學系(彰化縣大村鄉學府路 168 號)

4

大葉大學國際企業管理學系(彰化縣大村鄉學府路 168 號)

*n125108303@gmail.com

摘要本研究旨在探討國小教職人員的行為正直、員工主管適配性與工作滿足之間的關係，故針對北部地區國小教職人員進行問卷調查，有效問卷共計四百份，彙整結果如下：1.行為正直與工作滿足具有顯著正相關；2.行為正直與員工主管適配性具有顯著正相關；3.員工主管適配性與工作滿足具有顯著正相關；4. 員工主管適配性對行為正直與工作滿足具有部分中介效果。結果顯示出，當一位主管具備有高度的行為正直時，將會透過員工主管適配性的高契合度而使教職員工感到高工作滿足感。關鍵字：行為正直、員工主管適配性、工作滿足

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壹、緒論

Meglino and Ravlin (1998)曾由定義去點出所謂價值觀：說明什麼是更重要的事，以及它們的優先順序。進入 2000 年以後，商業新聞已經被那些只為自己的利益而做出錯誤行為的高階管理人員的故事所淹沒，舉凡 2007 年國內力霸集團總裁王又曾家族掏空公司弊案，及 2008 年由美國華爾街一群金融菁英為了謀求暴利、剝削客戶而設計出各種違約風險性高的不良債券，進而引發了一場世界性的金融海嘯，乃至近年鬧得沸沸揚揚的新北市營養午餐弊案，有多名校長疑似濫用職權向提供營養午餐的廠商收取回扣，而遭板橋地檢署約談。由上述可知，當管理者個人在組織中從事一項行為時，這項行為的影響可能在短期間是看不見的，但是看在周遭員工或部屬的眼裡，就有所謂上行下效的示範效果，長期累積將有不可收拾的後果( Anne and Hannah, 2006 )。基於以上原因，一個組織內部的行為正直( Behavioral Integrity ) 的確有引人研究的興趣，而本研究將著重在探討國小教育人員的行為正直。

行為正直牽涉到主管的說與做之間的是否相符合，也包括管理行為的知覺是否支持該組織的使命和價值觀以及員工主觀的看法(Davis and Rothstein, 2006)；行為正直包括管理者的行為是否符合個人本身所陳述有關的價值觀、優先事項和管理風格，因為員工會去尋找會跟部屬溝通的主管去跟隨。關於行為正直此一變項，國內的研究仍停滯於正直性(Integrity)的研究探討，因此大部分以國外文獻居多。工作滿足又稱為工作滿意度，始於 Hoppock (1935)發表在「工作滿足」一書，之後受到研究相關概念學者的廣大迴響，根據估計自 1935 年以來有關工作滿足的文章已經超過了五千篇，而近年來由於社會環境的變遷，隨著教育民主化、自由化與行政革新的不斷呼聲，整個教育環境體系已不似以往般單純，因為學校是一個開放系統，隨著教師法的頒布實施，各級學校依法相繼成立教師公會、教師會、各類評審委員會及教師申訴評議委員會等，同時學校家長會也可透過管道參與、監督校務運作 (謝月香，2003)。教師所負擔的角色除了更加複雜之外，也得面臨社會大眾更高的期望和道德束縛，在肩負多重的責任之下，教師的工作滿足就值得令人探討。

根據研究(Davis and Rothstein, 2006)，主管的行為正直與員工的工作滿足強烈的正相關，並且會正向影響員工的組織承諾、員工對領導者的滿意度、及對組織的影響力，但是行為正直與教師的工作滿足在國內外至今尚未有相關文獻出現，這也是本研究的主要動機之ㄧ。另外，校園組織體系具有科層體系與鬆散結構組織的特性，為了有效推展校務，分別設置校長、主任、組長、教師、人事、主計、幹事、護士、工友及警衛等職務，成員間應分工合作，以達成教育目標。但以組織的角度來看，一個主管在建立關係的發展過程中常不自覺會傾向去接觸相似度高的下屬 ( Schaubroeck and Lam, 2002 )，相似度越高意味著雙方的契合度越高( Byrne, 1969 )，而適配即是指在組織當中部屬與主管間的契合度，適配的元素包含個人特質、領導風格、價值觀與偏好等項(莊璦嘉、林惠彥，2005)。當員工和主管的適配度越高時，他們之間的溝通就會越頻繁，員工因此也就會越清楚自己的工作角色、因而更能去執行適當的工作行為。貳、文獻回顧 一、行為正直之定義 Becker (1998)是第一個完善的定義正直的學者，不只是僅有起源和價值觀。他描述的正直性為「承諾採取行動，在道義上合理設置原則和價值觀」。Simons (2002)是最早完整將行為正直定義為「一個行為者在言行之間被他人當作標準的模範」，亦即管理者本身的行為舉止被員工所知覺到是否一致。因此行為正直具有歸因於主管的特點，員工在主觀感知和解釋主管的行為的整個過程對於建設行為正直有關鍵性影響，因此行為正直被看作是內心的主觀確定而且受到心理結構和期望的強烈影響（Schminke and Noel, 1997）。Simons 以此為基礎界定行為正直是「個人的言行之間所被知覺的標準模範」。

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這意味著，管理者擁有越好的言行之間的一致性，在員工之間就擁有更佳的的信任度。Palanski and Yammarino (2007) 表明 integrity 已用於管理、實用心理學和商業道德去在很多事情，包括完整，可信賴性、在逆境中的一致性，在言行中的一致性與道德倫理行為。因此在傳統中 integrity 被視為一種美德的規範，隱含道德性在內。

若要發展出信任關係，知覺到他人的的言行舉止趨於一致是非常重要的的關鍵，而管理者本身的言行不一致常是侵蝕信任的主要原因( McGregor, 1967 )。因此根據 Simons, Friedman, Liu and Judi (2007)等人研究，當知覺者擁護主管言行的模範時就產生了行為正直，也就是說，當員工主觀知覺到主管的言行舉止甚至所信奉的價值觀念符合當初所宣揚的內容時，員工個人即認定該主管擁有行為正直的特質。但在 Davis and Rothstein (2006)的研究中特別強調，行為正直本身與「正直」最大的不同，在於行為正直並不包含道德在內，若員工不認同主管的價值觀念，但若該主管的行為模式符合一開始所宣揚的規範，則該主管也符合被知覺到的高度行為正直。因此 Simons (2002)描述行為正直的概念敘述應該包含所信奉與所頒佈的價值觀是否符合一致性、是否信守對員工所作出的承諾。

根據研究，主管的言行舉止的標準模式是行為正直這種知覺模式一個重要的前因( Simons et al., 2007 )；因為行為正直是一種主觀意識到的現象，所以行為正直會受到管理階層所堅持的心理合同所影響，文獻中同時也將行為正直歸咎於社會認知和社會人脈帳戶(Social Cognition and Social Accounts)的一種重要的影響後果因素(Simons, 2002)；而團隊透明度被證明會導致團隊行為的正直性，進而導致影響團隊信任的結果，因此團隊透明度也被證明與團隊的行為正直呈現正相關（Palanski, Kahai and Yammarino, 2011)。另外，行為正直會影響員工的組織公民行為及接受變革意願(Simons, 2001)，其觀念已被證明對員工和公司的業績具有顯著的重要性(Simons and McLean, 2000)，亦是信任、公信力和正義知覺的主要前因 (Simons, 2002)；根據 Davis and Rothstein (2006)的研究，主管的行為正直與員工的態度之間有強烈的正相關，其中，員工的工作態度包含了工作滿意、組織承諾、員工對領導者的滿意度、及員工對組織的影響力，直接影響或中介影響到對員工行為的監管指引(Dineen et al., 2006)；而在 Prottas (2008)一份針對員工態度與幸福感及員工曠職之間的關聯性所做研究指出，員工所知覺到的行為正直與工作滿意度、生活滿意度、員工承諾及工作績效呈現正相關，另與工作壓力、健康損失、員工曠職呈現負相關。二、員工主管適配性之定義對於適配的研究一直都是組織行為和工業組織心理學的學者所高度感興趣的議題(Schneider, 1987)，也是當今人力資源管理研究當中的熱門主題(林惠彥，2004)。從 1980 年代後期開始，陸續有多位學者對於適配性的概念進行研究，在林惠彥的研究中認為若是個人和環境之間能互相得到供需的平衡，即能產生個人與環境適配，但此項研究領域大致上又可分為個人與組織適配、個人與工作適配、個人與團體適配及員工與主管適配( Kristof - Brown et al., 2005)；在莊璦嘉與毛彥傑的研究當中，為了區別以員工知覺為主的員工與主管適配性，特地又獨立出以主管知覺為主的主管與部屬適配性。

所謂員工與主管適配性是指在組織當中部屬與主管之間的契合度，適配的元素則包含個人特質、領導風格、價值觀與偏好等項(林惠彥，2005)，而契合度愈高代表雙方在某個面向上的相似度愈高( Byrne, 1969)。若從公司主管和部屬之間互動關係的角度來看，一個主管在建立關係的發展過程中常不自覺會傾向去接觸相似度高的下屬(Schaubroeck and Lam, 2002)，其互動也較為頻繁，相對的也會影響到部屬的成就與發展。在 Weiss(1978)一篇針對直屬上司與直轄部屬之一般價值觀契合度的研究指出，雙方的契合度與上司的體恤、成就及勝任能力間具有正相關；Meglino and Ravlin (1998)等人則發現若員工(工廠操作人員)與主管(督導人員 )的工作價值觀呈現一致時，則員工的工作滿足感與組織承諾較高。

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由上可知，在組織當中員工與主管在價值觀上是否一致是很重要的一項適配元素。

關於適配度的衡量方面，Turban and Jones（1988）將員工與主管相似分為三種型態：第一種是認知相似，其衡量方式屬於直接測量，若主管或員工認為對方與己相似則對其評價傾向正面，例如工作績效；第二種是知覺一致，其衡量方式屬於間接測量，研究指出不論部屬績效或是主管績效皆與知覺相似有正向關係；第三種為真實相似，其衡量方式屬於間接測量，反映的是部屬與主管間實際背景特徵的一致程度。在文獻中証實第一類型的部屬與主管相似與員工的工作態度之間的關係為三者最強，因此本研究採用價值觀契合的觀點來衡量適配度，探討員工知覺到與主管價值觀一致的程度。對於研究個人主管適配性的相關文獻，其內容大多著重在結果變項，因此在探討前因變項部分的文獻甚於缺乏，根據毛彥傑(2008)的研究指出，員工與主管的人格契合互補程度(勤勉可靠性)和員工知覺到的員工與主管適配性呈正向關係；另外，相關研究文獻大部分都指出適配性會導致正向的結果，因為員工與主管之間的契合度或目標與價值觀的一致性被驗證與員工個人工作滿足有著顯著相關性(Turban, and Jones, 1988)，因此在蘇弘文(2004)及林惠彥(2004)的研究中皆提及工作滿意度常在配適的文獻中被當作結果變項來探討。Bernardin (1979)指出，當個人與主管適配性較高時，主管對該員工所評之工作績效便會較高，因此某些研究指出人們傾向給予態度與背景和自己相似的受評者較佳的評價，因此主管知覺與部屬的一致性與部屬的主管評績效呈現正向關係；反之部屬評的主管績效亦受部屬知覺與主管的一致性所影響(Turban and Jones, 1988)；在毛彥傑(2008)的研究中則指出員工知覺的個人與主管適配性和員工的組織公民行為及員工對主管的承諾呈正向關係。Meglino and Ravlin(1998)則指出當主管與部屬的工作價值觀、興趣或嗜好一致性愈高時，雙方契合度高，員工知覺到的員工主管適配性愈高，則員工的滿足感與組織承諾較高而主管對於部屬的人際信任與工作信任也會愈高。三、工作滿足之定義自從 1935 年由 Hoppock 最早提出工作滿足(也有人翻譯成工作滿意度或工作滿足感，本文一律採用工作滿足的概念並進行深入探討，後續有關工作滿足的研究及相關文章便如雨後春筍般從未間斷發表過。依據 Hoppock 所下的定義，工作滿足是指員工在組織當中，其心理與生理對工作環境所產生的滿意感受程度，即員工對工作情境的主觀性反應。Seashore and Tabor (1975)則認為工作滿足之所以受到重視是因為其本身即代表社會中一種有價值的產物，除了可做為組織內早期的警戒指標，更可成為探討工作生活品質的一種心理指標，使管理階層得以在組織內部的缺失擴大之前，預先提供因應對策並擬訂組織策略與計劃，以符合員工所主觀認知的合理與公平。一般而言若員工本身知覺在工作過程的內容與情境，符合自己的心意的程度愈高則工作滿足程度愈高，也代表該工作較符合該員工的期望；反之，愈不符合心意則工作滿足程度愈低，也意味著該工作較不符合該員工的期望(曾詠郎，2006)。但因研究的對象與架構不同，因此對工作滿足所下的定義便有所不同，大致上分為以下三種(徐正光，1997)： (一)綜合性定義，認為工作滿足是種難以衡量的單一概念，是種心理層次的感覺，故對其概念做一般性解釋，而不涉及工作滿足的面向、行程原因和過程(方萱，2007)。如 Vroom（1964）認為工作滿足是泛指員工對本身在組織中所扮演角色的正面取向，也就是指該員工對其職位的滿意狀態；Price (1972) 指出所謂工作滿足為該成員在工作體系當中，對自己所擔任的角色所具有之感覺或感情呈現正面或積極的反應，反之則為不滿足；另外 Kalleberg (1977)定義工作滿足為一個單一的觀念，工作者能將不同構面上的滿足和不滿足予以平衡，進而形成整體滿足感。

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(二)期望差距的定義，由著名工業心理學家 Porter and Lawler（1968）等人提出，將工作滿足視為一個人事先預期所能獲得之報酬與實際由工作中所獲得報酬的差距，兩者差距越小，滿足程度越高，反之，則滿足程度越低。

(三)參考架構說，Smith, Kendall and Hulin (1969)等人認為工作滿足是員工根據其參考架構對於工作特性如工作層面、個人因素、工作本身等因素，加以解釋與比較之後所得到的結果。 Fournet (1966)將影響工作滿足的因素分成個人特性因素(包括年齡、性別、智力、人格特質)及工作特性因素(包括組織與管理、薪資、工作安全、工作單調程度、溝通上司、監督)兩類，Locke (1973)則認為工作滿足的程度是由工作事件和行為者兩因素互動的結果，其中工作事件包含工作本身之價值、成就感、工作報酬、升遷、知覺主管支持、主管讚賞、工作環境之工作條件、工作負荷、物質觀、社會環境；而行為者包含行為者本身及組織內外其他人。另外 Seashore 及 Taber 兩位學者針對工作滿足有關的前因及後果兩類變項之相關研究，於 1975 年提出一個知名的模型架構，其內容有關前因變項部份包括環境變項及個人屬性兩部份，而後果變項部份包含個人反應變項、組織反應變項及社會反應變項。四、知覺主管支持之定義 Eisenberger (1986) 等人首先提出知覺組織支持的概念，認為當員工無論是在實質薪資報酬或是情緒需求知覺到組織給予支持的時候，基於互惠的概念，員工本身也會提升對組織的責任感和產生義務回饋的意願和承諾。Singh(2000)的研究指出若主管對員工表現出適度的支持或認同，對於第一線員工所產生的角色緊張可以達到某程度的調適作用。而 Cole (2006)等人則延續 Eisenberger 的知覺組織支持概念，提出了知覺主管支持的看法，認為員工通常在潛意識中將主管當作是組織的發言人，因此員工本身所知覺到的組織支持大部分是來自於員工看待主管所表現出來的行為而定；若主管在組織中愈有權力和地位，所獲得來自於組織成員的知覺主管支持程度也愈高。另外，國內學者也指出，員工在組織內部的人際交往模式和對事物的知覺，取決於員工個人和同事及主管之間的關係是否良善；員工和組織彼此間的關係品質，取決於員工個人與組織之間能否達到契合(周慧珍，2006)。而王郁智等人(2006)則直接定義上司支持為測量員工的直屬上司所能給予幫助的程度，由別是針對考績評價有相關關係的直屬主管。總結上述可知，主管若在適當的時機給予相當程度的支持，不僅可增加和部屬間的情感關係，還能間接提升工作績效。故本研究對於知覺主管支持的定義為：員工主觀知覺，當在人際關係相處上遭逢困難或不暸解工作任務中相關的組織政策時，主管能夠適時的給予協助與激勵。另外根據 Grendey (2000) 的研究指出，當員工知覺主管支持時，其工作環境、工作滿意度及工作績效會呈現正向關係，並與工作壓力和離職率呈負向關係。五、研究假設 1.行為正直與工作滿足之關聯性：

根據 Simons, Friedman, Liu and Judi (2007)等人針對不同種族對行為正直的感受差異所做的一份研究報告指出，員工主觀知覺的行為正直不僅廣泛的正向影響對主管信任度、人際公平、組織承諾、工作滿足，且對離職意願也會產生負向的影響；Anne and Hannah (2006)則在測試過員工知覺到主管的行為正直對員工態度的影響的研究結果顯示，行為正直對工作滿足，組織承諾，員工對領導者的滿意度之間有強烈的正向關係。

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依據上述文獻本研究提出假設 1： H1：行為正直對工作滿足具有正向顯著影響。 2.行為正直與員工主管適配性之關聯性： Simons (2002) 最早對行為正直定義為「一個行為者在言行之間被他人當作標準的模範」，在他的研究中表明，員工會受到他們的主管言行一致性模式的高度影響；行為正直牽涉到主管的說與做之間是否相符合，所以行為正直同時意味著：若主管擁有越好的言行之間的一致性，在員工之間就擁有更佳的信任度，因此在 Anne and Hannah (2006)的研究中指出，主管和員工之間若存在著高度行為正直，雙方的價值觀念愈相似，最終將趨於一致。鄭伯壎（1995）認為當組織成員具有相似的價值觀時，雙方將會具有較類似的認知歷程，對環境事件的分類與解釋較為一致，並會使用相同的語言，進而促使彼此間的溝通較為容易。在社會認同理論中，人有原始的需求，需要自己的觀點得到他人的同意、肯定；藉由和相似的人互動，可以獲得認同感。Turban and Jones (1988)回顧了有關部屬與主管相似的研究，他將部屬與主管相似分為三種型態：認知相似、知覺一致、真實相似。毛彥傑(2008)研究個人與主管適配性前因與後果之探討，其結果指出無論是員工與主管的淺層特質(性別、年齡、學歷、年資)相似或深層特質(外向性、親和性、勤勉可靠性)相似，都與員工主管適配性呈成正向關係。另外 Byrne (1969)利用相似吸引模型假定和他人相似能產生對彼此的吸引力、促進雙方更有效的互動並增進雙方的契合度。而個人與主管適配性是指部屬與主管的契合度，適配的元素可為領導風格、個人特質、價值觀與偏好等( Tsui and O’Reilly, 1989 )。依據以上文獻，本研究提出假設 2 如下：

H2：行為正直對員工主管適配性有正向顯著影響。

3.員工主管適配性與工作滿足之關聯性：

Meglino and Ravlin (1998)等人曾經以工廠工作者為研究對象，結果發現當操作人員與督導人員的工作價值觀趨於一致時，員工的工作滿足感與組織承諾較高；根據另外的研究指出，當上司與下屬在偏好、性格特質、背景、解決問題方式類似時，雙方的人際吸引力較高、互動的頻率較多、部屬的工作滿足感較高(Tsui and O＇Reilly, 1989）；國內學者曾研究個人與環境適配性對工作態度及行為之影響關係，其結果證實工作滿足與員工主管適配性具有正相關(林惠彥，2004)；蘇弘文(2004)則研究個人與環境主觀適配之前因與後果，其結果指出個人與主管主觀適配性與滿意度有正向關係。依據上述文獻，本研究提出假設 3 如下： H3：員工主管適配性對工作滿足有正向顯著影響。 4.員工主管適配性為行為正直與工作滿足之中介變項：由假設 1 可以得知行為正直與工作滿足有顯著的正相關；從假設 2 可以得知行為正直與員工主管適配性有顯著正相關；由假設 3 可以得知員工主管適配性與工作滿足有顯著正相關。因此根據上述，我們可以進而推論出，當員工主觀知覺到濃厚的主管行為正直時，員工愈能認同主管的價值觀，且具有強烈感受到員工主管適配性的要素；而當員工感受到員工主管適配性的要素產生時，員工在組織的工作滿足感程度也就進而提高。因此本研究進而提出假設 4 如下： H4：員工主管適配性對行為正直與工作滿足具有中介效果。

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叄、研究方法根據相關理論與文獻之彙整與歸納，如圖 1 所示。本研究主要檢測行為正直、員工主管適配性與工作滿足之間的關係，所以行為正直為本研究的自變項，工作滿足為本研究的依變項，員工主管適配性為中介變項，而控制變項為知覺主管支持。在量表建構方面，除了「個人背景資料」外，其餘皆引用自國內外學者於學術研究中發展使用之量表：用來測量行為正直的是「行為正直量表」(Simons, Friedman,Liu and Judi, 2007)，共八個題目，並採 Likert 七點尺度量表記分方式；測量員工主管適配性的是「員工主管適配量表」(李婉菱，2008)，適配元素為價值觀，適配對象為直屬主管，共七個題目，並採 Likert 七點尺度量表記分方式；測量工作滿足的是由 Eisenberger, R., Cummings, J., Armeli, S., and Lynch, P. (1997)等人所編製的綜合工作滿足量表，為單構面，共四個題目，並採 Likert 七點尺度量表記分方式；測量知覺主管支持則是根據 Rhoades, Eisenberger and Armeli (2001)等人所提出的「主管支持量表」，共計四題，其中第四題為反向題，另採 Likert 七點尺度量表記分方式。本研究以一百零一學年度任職於北部地區公立國民小學的正式教職人員當作母群體，採用立意抽樣法，針對 600 位現任國小教師進行問卷調查，正式施測以包括基隆市、新北市、桃園縣共計 23 所學校之一般教師及行政人員當作主要施測對象，一般教師包含班導師及科任教師，行政人員則指教師兼組長人員，在問卷中的主管人員則包含校長及教師兼主任人員。總計發放問卷 600 份，收回 561 份，剔除無效問卷 161 份，實際有效問卷 400 份，有效回收率為 66.7%。肆、研究結果與分析一、樣本結構之敘述性統計分析本節針對問卷的發放及最後收回的樣本中，先剔除無效問卷後，再以 SPSS 15.0 版套裝軟體進行敘述性統計，藉以觀察樣本組成的結構特性及背景特徵。本研究問卷的發放對象為任職於北部地區國民小學的正式教職人員，包含班級導師、科任教師、教師兼任組長，但不包含主任及校長；涵蓋縣市為基隆市、新北市、桃園縣，共計 23 所學校，總計發放問卷 600 份，收回 561 份，剔除掉無效問卷 161 份，實際有效問卷 400 份，有效回收率為 66.7 %。以下就性別、年齡、婚姻狀況、最高學歷、服務年資、擔任職務、學校規模等七個項目作樣本分析： (一)性別：男性共 137 人，佔 34.3％；女性共 263 人，佔 65.7％。因此問卷填答對象以女性居大多數。 (二)年齡：未滿 30 歲共 25 人，佔 6.3％；30~39 歲共 185 人，佔 46.2％；40~49 歲共 164 人，佔 41.0 圖 1 研究架構知覺主管支持 _H4 H3 H1 行為正直員工主管適配性工作滿足 H2

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％；50 歲以上共 26 人，佔 6.5％。由上述可知問卷填答對象的年齡層以 30~39 歲為最大宗，而 40~49 歲居次。 (三)婚姻狀況：已婚者共 296 位，佔 74.0％；未婚者共 98 位，佔 24.5％；其他狀況者共 6 位，佔 1.5 ％。因此問卷填答對象大多為已婚。 (四)最高學歷：專科畢業者共 10 位，佔 2.5％；大學畢業者共 234 位，佔 58.5％；碩士以上畢業者共 156 位，佔 39.0％。由上述可知問卷填答對象絕大多數為大學畢業以上的教育程度。 (五)服務年資：服務年資在 5 年以下者共 35 位，佔 8.8％；服務年資在 6 ~10 年者共 123 位，佔 30.7％；服務年資在 11~15 年者共 136 位，佔 34.0％；服務年資在 16 年以上者共 106 位，佔 26.5％。故問卷填答對象的服務年資以 11~15 年為最多數，而服務年資在五年以下者竟只佔 8.8％，推測其可能原因歸咎於近幾年各縣市新進教師的開缺員額過少。 (六)擔任職務：擔任職務為科任教師者共 49 位，佔 12.3％；擔任職務為班級導師者共 202 位，佔 50.4 ％；擔任職務為教師兼任組長者共 149 位，佔 37.3％。由上述可知問卷填答對象以擔任班級導師者占半數以上。 (七)學校規模：學校規模在 12 班以下者共 37 位，佔 9.3％；學校規模在 13~24 班者共 33 位，佔 8.3％；學校規模在 25~48 班者共 219 位，佔 54.7％；規模在 49 班以上者共 111 位，佔 27.7％。因此問卷填答對象所服務之學校規模大多介於 25~48 班。二、研究變項之敘述性統計分析在行為正直構面中，題項「我的主管會跟著大家一起遵守工作守則和組織規範」為最高分 5.42，題項「為了期待我的好表現，我的主管會對我提供承諾」為最低分 4.95；在員工主管適配性構面中，題項「我的直屬主管對我提出的要求是合理的」為最高分 5.22，題項「我個人的價值觀和我直屬主管的價值觀相似」為最低分 4.61；在工作滿足構面中，題項「我的工作內容符合我應徵的工作項目」為最高分 5.40，題項「如果我的好友表明對我目前的工作有興趣，我會積極的推薦他/她加入」為最低分 5.24；在知覺主管支持構面中，題項「我的直屬主管重視我的意見」為最高分 5.20，題項「我的直屬主管對我漠不關心」為最低分 2.91，但為反向題。另外，結構模型分析(SEM)常使用「最大概似估算法」對所蒐集到的樣本做資料估算，故資料須符合多變量常態分配的假定，也就是每個測量變項及測量變項彼此之間所有的組合都需常態分配，其殘差(因素構面對測量變項無法解釋的變異量)也是常態分配且互為獨立(吳明隆，2010)；而根據 Bentler (2005) 所建議，峰度對於變異量係數的影響程度比偏度較大，因此我們可利用峰度與偏度與的係數來檢視樣本的資料結構是否為常態分布以符合「多變量常態性」假定。由分析可得行為正直構面的八個測量變項其偏度係數介於-0.807~-0.477 間，其絕對值皆小於 1，而峰度係數介於 -0.391~0.061 間，其絕對值皆小於 1；在員工主管適配性構面的七個測量變項中，其偏度係數介於-0.854~-0.473 間，峰度係數則介於 -0.334~0.431 間，其絕對值皆小於 1；在工作滿足構面的四個測量變項中，其偏度係數介於-0.602~-0.471 間，峰度係數則介於-0.288~0.181 間，其絕對值皆小於 1；在知覺主管支持構面的四個測量變項中，其偏度係數介於-0.550~0.466 間，峰度係數則介於-0.450~-0.287 間，其絕對值皆小於 1。由上述可知，本研究的資料結構符合多變量常態性分配的假定，故在後續章節中以 AMOS 7.0 進行驗證性因素分析( confirmatory factory analysis, CFA)及結構方程模式分析時將採用最大概似估算法作為模式各參數的估算法。

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三、研究模型修正

在進行信、效度評估與結構方程模式分析之前，我們須先利用 AMOS 7.0 軟體進行驗證性因素分析 (CFA)以檢定各個構面的模型適配度是否符合可接受的範圍內。Velicer and Fava (1993)發現在因素分析的程序中要得到一個良好的因素模式，有三個重要要素：因素負荷量高低、測量題項的個數、樣本大小。 Kline(2005)表示若一個模式呈現適配不佳狀態時，就要進行變數縮減，其依據如下：(一)因素負荷量未達 0.5 以上表示該變數信度不佳，應予以刪除；(二)當測量的變數彼此間的相關太高而發生共線性問題(因素負荷量值高於 0.95)，則考慮刪除變數；(三)測量的變數在模式中是多餘的，造成「奇異性」問題致殘差不獨立(殘差值不接近 0)時應刪去此變數(吳明隆，2010)，可利用 MI (Modification Index)的修正指標協助我們達成修正動作。另外，本研究參考 Hair 等學者(1998)所提的模式適配度指標值，擇其中之卡方值、自由度、GFI 值、 AGFI 值與 RMSEA 值當作判斷樣本資料是否適配良好的指標，其說明如表 1 指標說明備註卡方值當 N＞250 時：若 m≦12，p 不顯著但有良好契合度；若 12＜m＜30，p 顯著；若 m≧30，p 顯著；大樣本情況下本值純粹參考自由度呈現模式自由度，參數愈小代表模式愈自由，表示模式愈精簡。 GFI 數值介於 0 至 1，適配良好應大於 0.9。 AGFI 數值愈大適配度愈好，應大於 0.9。 RMSEA 若＜0.05 為良好，＜0.08 為普通。 (一)行為正直之 CFA：本構面原有八個題項，執行 CFA 後各項適配度指標值未達可接受標準，經檢視 MI 指標，發現 BI7 與 BI8 題項殘差值過大，經逐一刪去及執行 CFA 後最終保留六題。如下圖所示，測量變項 BI1 的因素負荷量(標準化迴歸係數)為 0.79，而其他測量變項的因素負荷量值皆大於 O.5，但並未超過 0.95；檢視 MI 指標未發現殘差值過大現象，GFI＞0.9，AGFI＞0.9，RMSEA＜0.08，故經刪題後行為正直構面其適配度在可接受範圍內。

(二)員工主管適配性之 CFA：

本構面原有七個題項，執行 CFA 後各項適配度指標值未達可接受標準，經檢視 MI 指標，發現 FI1 與 FI6 題項殘差值過大，經逐一刪去及執行 CFA 後最終保留五題。如下圖所示，測量變項 FI2 的因素負荷量(標準化迴歸係數)為 0.81，但並未超過 0.95；而其他測量變項的因素負荷量值皆大於 O.5，檢視 MI 指標未發現殘差值過大現象，GFI＞0.9，AGFI＞0.9，RMSEA＜0.08，故刪題後的員工主管適配性構面其適配度良好 (三)工作滿足之 CFA：本構面原有四個題項，執行 CFA 後檢視 MI 指標，並未發現殘差值過大情況。如下圖所示，測量變項 JS1 的因素負荷量(標準化迴歸係數)為 0.61，雖未達 0.7 的良好情形，但仍在可接受範圍，而其他測量變項的因素負荷量值皆大於 O.5，但並未超過 0.95；GFI＞0.9，AGFI＞0.9，RMSEA＜0.08，故工作滿足構面其適配度良好。表 1 本研究所採用之模式適配度指標值

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(四)知覺主管支持之 CFA：

本構面原有四個題項，執行 CFA 後檢視 MI 指標，發現 SS4 對其他變數有殘差值稍大情況，但因 Velicer and Fava (1993)曾提及測量題項的個數不宜過少，且在嘗試刪除 SS4 後執行 CFA 結果產生 GFI＝1，AGFI 與 RMSEA 出現無數值的不合理情況，因此仍保留 SS4 題項，其執行結果如下圖 5 所示，測量變項 SS4 的因素負荷量(標準化迴歸係數)為 0.64，雖未達 0.7 的良好情形但仍可接受，而其他測量變項的因素負荷量值皆大於 O.5，但並未超過 0.95；GFI＞0.9，AGFI＞0.9，但 RMSEA 未小於 0.08，但 0.081 為勉強接受範圍。因此知覺主管支持構面其適配度在勉強可接受範圍內。四、信效度分析與相關評估 (一)收斂效度根據 Hair 等人(1998)及吳明隆(2010)所作研究建議，本研究將根據以下三種方式藉以方便評估各構面收斂效度：1.標準化迴歸係數(因素負荷量)必須顯著，且其數值要高於 0.5 以上；2.平均變異數萃取量應大於 0.5；3.構面之組成信度大於 0.7。 1.行為正直之收斂效度分析：如表 2 所示，行為正直構面經變數縮減後的六個測量變項，其因素負荷量介於 0.689~0.856 之間，皆高於 0.5 以上，且均達顯著；組成信度為 0.91，高於 0.7；平均變異數萃取量 0.629，高於 0.5；因此行為正直構面的測量模式具有良好的收斂效度。 2.員工主管適配性之收斂效度分析：如表 3 所示，員工主管適配性構面經變數縮減後的五個測量變項，其因素負荷量介於 0.808~0.878 之間，皆高於 0.5 以上，且均達顯著；組成信度為 0.926，高於 0.7；平均變異數萃取量 0.716，高於 0.5；因此員工主管適配性構面的測量模式具有良好的收斂效度。 3.工作滿足之收斂效度分析：如表 4 所示，工作滿足構面的四個測量變項，其因素負荷量介於 0.611~0.847 之間，皆高於 0.5 以測量變項因素負荷量組成信度平均變異數萃取量構面：行為正直 0.91 0.629 BI1 0.786*** 註：因素負荷量顯著性，***表示 P＜0.001 BI2 0.689*** BI3 0.856*** BI4 0.838*** BI5 0.796*** BI6 0.781*** 表 2 行為正直測量題項之初階因素分析表 3 員工主管適配性測量題項之初階因素分析測量變項因素負荷量組成信度平均變異數萃取量構面：員工主管適配性 0.926 0.716 FI2 0.808*** 註：因素負荷量顯著性，***表示 P＜0.001 FI3 0.846*** FI4 0.842*** FI5 0.878*** FI7 0.855***

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上，且均達顯著；組成信度為 0.832，高於 0.7；平均變異數萃取量 0.557，高於 0.5；因此工作滿足構面的測量模式具有良好的收斂效度。 4.知覺主管支持如表 5 所示，知覺主管支持構面的四個測量變項，其因素負荷量介於 0.643~0.891 之間，皆高於 0.5 以上，且均達顯著；組成信度為 0.886，高於 0.7；平均變異數萃取量 0.664，高於 0.5；因此知覺主管支持構面的測量模式具有良好的收斂效度。五、區別效度暨相關係數經 Pearson 相關分析之後若構面彼此之間其相關程度很低，代表兩個構面之間具有區別效度，因此每一個構面的平均變異數萃取量之平方根，大於各個構面相關係數的個數，應佔整體比較個數 75 ％以上 ( Anderson and Gerbing, 1988)。由表 6 中可知四個構面的平均變異數萃取量平方根介於 0.746~0.846 之間，只有一個相關係數不小於此範圍，符合個數為 83 ％，達 75 ％以上，顯示量表具有區別效度。六、信度分析 (一)行為正直根據表 7 所示，行為正直的總體 Cronbach’s α 值為 0.907，高於 0.7 以上，且各單項之值介於 0.882 ~0.905 之間，顯示經變數縮減之後的行為正直構面具有良好的信度。表 4 工作滿足測量題項之初階因素分析測量變項因素負荷量組成信度平均變異數萃取量構面：工作滿足 0.832 0.557 JS1 0.611*** 註：因素負荷量顯著性，***表示 P＜0.001 JS2 0.847*** JS3 0.785*** JS4 0.723*** 表 5 知覺主管支持測量題項之初階因素分析測量變項因素負荷量組成信度平均變異數萃取量構面：知覺主管支持 0.886 0.664 SS1 0.846*** 註：因素負荷量顯著性，***表示 P＜0.001 SS2 0.891*** SS3 0.857*** SS4 0.643*** 表 6 區別效度檢定潛在構面題數相關係數 BI FI JS SS BI：行為正直 6 0.793 FI：員工主管適配性 5 0.797 0.846 JS：工作滿足 4 0.592 0.615 0.746 SS：知覺主管支持 4 0.603 0.656 0.461 0.815 註：對角線數值為 AVE 的平方根；下三角為潛在構面之 Pearson 相關係數

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(二)員工主管適配性根據表 8 所示，員工主管適配性的總體 Cronbach’s α 值為 0.926，高於 0.7 以上，且各單項之值介於 0.903~0.915 之間，顯示經變數縮減之後的員工主管適配性構面具有良好的信度。 (三)工作滿足根據表 9 所示，工作滿足的總體 Cronbach’s α 值為 0.826，高於 0.7 以上，且各單項之值介於 0.745~0.826 之間，顯示工作滿足構面具有良好的信度。 (四)知覺主管支持根據表 10 所示，知覺主管支持的總體 Cronbach’s α 值為 0.880，高於 0.7 以上，且各單項之值介於 0.825~0.897 之間，顯示知覺主管支持構面具有良好的信度。七、結構方程模式分析本研究主要在探討行為正直、員工主管適配性、工作滿足之間的因果關係，並加入了知覺主管支持作為控制變項。下列先建構出結構方程模型，再依照五個階段分別對整體模型進行評鑑及利用路徑分析表 7 行為正直信度分析項目單項時 Cronbach’s α 值總體信度的 Cronbach’s α 值 BI 1 0.891 行為正直構面：0.907 BI 2 0.905 BI 3 0.882 BI 4 0.884 BI 5 0.891 BI 6 0.892 表 9 工作滿足信度分析項目單項時 Cronbach’s α 值總體信度的 Cronbach’s α 值 JS 1 0.826 工作滿足構面：0.826 JS 2 0.745 JS 3 0.767 JS 4 0.785 表 8 員工主管適配性信度分析項目單項時 Cronbach’s α 值總體信度的 Cronbach’s α 值 FI 2 0.915 員工主管適配性構面：0.926 FI 3 0.909 FI 4 0.910 FI 5 0.903 FI 7 0.907 表 10 知覺主管支持信度分析項目單項時 Cronbach’s α 值總體信度的 Cronbach’s α 值 SS 1 0.832 知覺主管支持構面：0.880 SS 2 0.825 SS 3 0.827 SS 4 0.897

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法檢定各變項之間的關係與影響效果，藉此驗證先前章節所提出的各項假設是否成立。 (一)結構方程模式之建構本研究擬探討行為正直與工作滿足之關係，以行為正直為自變項(外生變數)，以工作滿足為依變項 (內生變數)，員工主管適配性為中介變項，進而建構各構面間的線性結構模式，因此可利用 AMOS7.0 先建立出未標準化估計值模型圖其中，行為正直的六個觀察變數分別為 BI1、BI2、BI3、BI4、BI5、BI6；員工主管適配性的五個觀察變數分別為 FI2、FI3、FI4、FI5、FI7；工作滿足的四個觀察變數分別為 JS1、 JS2、JS3、JS4；知覺主管支持的四個觀察變數分別為 SS1、SS2、SS3、SS4。而 e1~e21 則為所有變數的誤差項(誤差變數)，代表觀察變數間接測量潛在變數或潛在自變項預測潛在依變項時所產生的測量誤差。 (二)階段一：整體模型之評鑑以下將依五個階段評鑑整體模型(陳寬裕，2010)： 1.檢驗違犯估計：通常在評鑑整體模型的適配度之前，須先檢驗是否存在違犯估計的問題，其目的在檢查所估計出來的係數是否超出可接受的範圍，另根據 Hair 等學者(1998)的定義，檢驗違犯估計的項目如下。 (1)不能有負數的誤差變異數存在：由表 11 可得知，模型中誤差變異數介於 0.178~0.779 之間，並未出現負數的誤差變異數。 (2)標準化迴歸係數(因素負荷量)不能太接近 1(超過 0.95)：由表 11 可得知，模型中的標準化迴歸係數值介於 0.351~0.911 之間，皆未超過 0.95。 (3)標準誤差不能太大：由表 11 可得知，模型中的標準誤介於 0.041~0.113 之間，並沒有太大的標準誤。由以上可判斷，模型並不存在違犯估計的問題，因此適合進行整體模型適配度之檢驗！ (三)階段二：整體模型適配指標評鑑執行整體模型因素分析後，所得適配度指標敘述如下：本研究樣本數大於 250，故卡方值為純參考；卡方自由度為 148 代表模型並非在精簡狀態；AGFI 值為 0.879 略低於標準值，但已很接近 0.9，顯示模型的複雜度尚有改進空間；GFI＞0.9，RMSEA＜0.08，皆通過適配標準，故整體而言此模型其適配度在可接受範圍內，因此可對整體模型執行標準化估計操作，得到標準化估計值模型圖及參數讀取報表。參數標準迴歸係數標準誤 t 值誤差變異數行為正直參照指標行為正直→BI1 e6 0.825*** 參照指標參照指標 0.470*** 行為正直→BI2 e7 0.706*** 0.055 15.940 0.779*** 行為正直→BI3 e8 0.848*** 0.044 22.488 0.386*** 行為正直→BI4 e9 0.863*** 0.044 23.363 0.358*** 行為正直→BI5 e10 0.815*** 0.041 20.651 0.360*** 行為正直→BI6 e11 0.829*** 0.046 21.382 0.446*** 員工主管適配性 e16 0.178*** 員工主管適配性→FI2 e1 0.834*** 參照指標參照指標 0.459*** 員工主管適配性→FI3 e2 0.861*** 0.054 20.060 0.422*** 員工主管適配性→FI4 e3 0.866*** 0.047 20.237 0.322*** 員工主管適配性→FI5 e4 0.881*** 0.052 20.865 0.351*** 表 11 整體模型參數估計

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員工主管適配性→FI7 e5 0.874*** 0.053 20.556 0.386*** 工作滿足 e17 0.254*** 工作滿足→JS1 e15 0.682*** 0.084 11.514 0.585*** 工作滿足→JS2 e14 0.850*** 0.078 14.410 0.263*** 工作滿足→JS3 e13 0.795*** 0.078 13.664 0.357*** 工作滿足→JS4 e12 0.701*** 參照指標參照指標 0.561*** 知覺主管支持 0.660*** 知覺主管支持→SS1 e21 0.879*** 0.077 14.873 0.251*** 知覺主管支持→SS2 e20 0.886*** 0.080 14.848 0.255*** 知覺主管支持→SS3 e19 0.861*** 0.084 14.620 0.348*** 知覺主管支持→SS4 e18 0.687*** 參照指標參照指標 0.737*** 行為正直→員工主管適配性 0.911*** 0.050 18.675 行為正直→工作滿足 0.351* 0.113 2.296 員工主管→工作滿足適配性 0.415* 0.096 3.110 註：1.參照指標其值皆設為 1，故無法顯示其數值； 2.***表示 P＜0.001 顯著水準，* 表示 P＜0.05 顯著水準； 3.員工主管適配性及工作滿足在模型中具有內生變數的角色，故有誤差變數 e16 及 e17； (四)階段三：模型參數估計檢驗經檢視標準化估計值模型圖後得知，所有的標準化迴歸係數的絕對值皆未超過 1。就「行為正直」構面而言，因素負荷量介於 0.71~0.86 之間，皆高於 0.7 以上，解釋變異量(等同於 R 平方值)介於 0.50~0.75 之間，其解釋力均在 50％以上水準；就「員工主管適配性」構面而言，因素負荷量介於 0.83~0.88 之間，皆高於 0.7 以上，而解釋變異量介於 0.69~0.78 之間，其解釋力皆高於 50％以上良好水準；就「工作滿足」構面而言，除了 JS1 的因素負荷量為 0.68 勉強接近 0.7 以外，其餘皆介於 0.7~0.85 之間，其解釋變異量方面 JS1 和 JS4 的 0.47 及 0.49 稍微偏低但接近 0.5，其餘皆高於 0.5 以上，整體上仍具有一定的解釋力；就「知覺主管支持」構面而言，除了 SS4 的因素負荷量 0.69 勉強接近 0.7 以外，其餘皆介於 0.86~0.89 之間，其解釋變異量方面 SS4 的 0.47 稍微偏低但接近 0.5，其餘皆在 0.71~0.79 之間，整體上仍具有一定的解釋力。以上可知，在整體模型內的四個潛在變數(構面)皆具有良好的信度及收斂效度。 (五)階段四：檢定研究假設本研究經由實證分析之結果，進行研究假設之檢定而整理成表 12，所得結論如下： H1：行為正直對工作滿足具有正向顯著影響。 行為正直對工作滿足的標準化路徑係數為 0.351，t 值 2.296 大於 1.96 之標準，p 值 0.022 小於 0.05，顯示路徑係數估計值顯著，故本研究假設一成立，表示教師主觀知覺到主管的行為正直愈高，則教師本身對工作滿足度愈高。 H2：行為正直對員工主管適配性有正向顯著影響。 行為正直對員工主管適配性的標準化路徑係數為 0.911，t 值 18.675 大於 1.96 之標準，p 值小於 0.001，顯示路徑係數估計值顯著，故本研究假設二成立，表示教師主觀知覺到主管的行為正直愈高，教師本身感到與主管的適配性就愈高。 H3：員工主管適配性對工作滿足有正向顯著影響。 員工主管適配性對工作滿足的標準化路徑係數為 0.415，t 值 3.110 大於 1.96 之標準，p 值 0.002 小於 0.05，顯示路徑係數估計值顯著，故本研究假設三成立，表示教師感覺到與主管的適配性愈高，教師本身就愈容易達到工作滿足。

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(六)階段五：影響效果分析根據表 13 可知，行為正直透過員工主管適配性對工作滿足分別具有正向的直接與間接影響效果，其間接效果為 0.378，而直接效果為 0.351，其總效果為 0.729。因為間接效果 0.378 大於直接效果 0.351，而且直接效果的路徑為顯著，代表員工主管適配性發揮中介變數之影響力且為部分中介。綜合上述我們可得假設四亦成立。 H4：員工主管適配性對行為正直與工作滿足具有中介效果。 伍、結論與建議一、研究結論由分析結果顯示，行為正直對工作滿足具有正向顯著影響，根據 Simons (2007)等人及 Price (1972) 的文獻及本研究結果顯示，在國小教職的環境中，若內部主管的言行舉止能符合一致性時，處在教學前線的一般教師及負責教學後援的行政教師人員們愈能主觀知覺到成員彼此間的價值觀與目標是一致的，在溝通暢通的工作環境下，進而對自己所擔任的角色具有正面或積極的情感反應，亦即產生工作滿足感。另外，行為正直對員工主管適配性具有正向顯著影響，因此在整合文獻與結果後可得知，在國小教職的環境中，若內部主管擁有越高的言行之間一致性，在教師群之間就擁有更佳的信任度，除了能促使雙方更有效的互動及增進彼此間的契合度( Byrne, 1969 )，在獲得認同感之餘，教師們主觀知覺到員工主管適配性程度就愈高，也愈能認同主管管理風格。本研究結果也顯示員工主管適配性對工作滿足具有正向顯著影響，因此在整合文獻與結果後可得知，在國小教職的環境中，當主管與教師們在偏好、性格特質、背景、解決問題方式有主觀感覺到相類似時，雙方的人際吸引力較高、互動的頻率較多，彼此間感覺的契合度也較高，長久之下其部屬(教師群) 的工作滿足感較高(Tsui and O＇Reilly, 1989）。

最後，由分析結果顯示，行為正直透過員工主管適配性的中介對工作滿足的影響效果有增強作用，其間接效果 0.378 大於直接效果 0.351，另外行為正直對員工主管適配性的路徑為 0.911 呈顯著，員工主管適配性對工作滿足的路徑為 0.415 呈顯著，而行為正直對工作滿足的路徑為 0.351 亦呈顯著，表示行為正直將透過員工主管適配性的部份中介對工作滿足產生間接效果。由此可知，若教職人員能找到與主管在領導風格或價值觀上有某種程度上的契合時，教職人員本身在知覺主管的行為正直方面愈能主觀認同主管的言行舉止，也愈能對主管看順眼，進而增加工作滿足感。潛在自變數潛在依變數直接效果間接效果整體效果行為正直工作滿足 0.351 0.378 0.729 員工主管適配性工作滿足 0.415 0.415 行為正直員工主管適配性 0.911 0.911 表 12 路徑關係檢定路徑路徑值假設假設關係驗證結果行為正直→工作滿足 0.351* H1 正向成立行為正直→員工主管適配性 0.911*** H2 正向成立員工主管適配性→工作滿足 0.415* H3 正向成立表 13 整體模型影響效果

(16)

二、管理意涵由結果發現，行為正直對於工作滿足會產生正向且直接的影響，另外員工主管適配性也會對工作滿足產生正向且直接影響，而主管的行為正直亦將透過員工主管適配性的中介角色，進而對員工的工作滿足產生間接的影響效果。因此，透過已回收的問卷樣本資料以及統計分析結果，再配合文獻探討之後，本研究發現在教育環境中，員工(一般教師及行政人員)知覺到主管(主任或校長)具備行為正直時，員工將會主觀認為在工作的價值觀上與主管產生某程度的契合，在員工主管適配性上達到相當程度的適配，並將提升員工在工作體系內的工作滿足感。因此本研究瞭解到，在教育環境中，當學校主管具備行為正直時，會透過學校員工與主管彼此之間所認知的適配程度，促使學校員工產生更高程度的工作滿足感，故希望能將此研究結果作為提供給教育界工作者，除了重視身教及言教的重要性之外，學校主管在長期推行學校政策或發展學校風格時，應該考慮到身旁的行政部屬或基層的教師人員所主觀知覺到主管的言行是否符合行為正直，若主管階層能透過與學校員工達成價值觀的適配進而產生高度工作滿足感，除了能夠促進校園和諧之外，學校主管階層在推行學校政策時將更加通順。三、研究限制與後續研究建議 (一)研究限制：本研究所採取的樣本以公立國小教職人員為調查對象，導致未搜集到私立學校樣本，又因受限於校園文化、教育體制等方面差異性之種種因素，所以問卷回收樣本的資訊僅適用於國小教育層級部分，對於其他如國中、高中等教育工作環境並不適用，因此無法將此研究結果一般化到其他教育層級。另外，本研究之問卷發放對象，僅限於桃園縣、新北市與基隆市的公立國小教職人員，代表性稍嫌不足，因此本研究樣本無法代表全國公立國小的教職員工。最後，有關於學校教職人員的行為正直、員工主管適配性與工作滿足皆是需要透過長時間來觀察的研究，而本研究採取橫斷面的資料作為實證依據，只能觀察單一時間點內之行為正直、員工主管適配性與工作滿足，無法瞭解後續主管在其行為上的變化。 (二)後續研究建議：由於施測對象僅限於公立國小教職人員，而施測地點也以北部縣市為主，其數據結果可能無法完全解釋在台灣的所有國小教職人員之想法；在此建議可將研究對象及範圍擴展至其他縣市，亦或是將施測對象擴展至其他教育層級的教育人員，並可考慮將私立學校納入施測範圍。另外，本研究以行為正直為自變項，工作滿足為依變項，員工主管適配性為中介變項。由於國內外鮮少學者對行為正直做過相關研究，導致行為正直的前因與後果變項皆是國外少數文獻之研究結論，建議後續研究者可朝其他變數作進一步探討；而員工主管適配性是由「個人環境適配」此一變數發展出來，故在國內也是屬於發展中的題目，後續研究者除了可以繼續探討此一變數對其他變數的中介效果之外，也可研究員工主管適配性是否會對其他變數造成影響。最後，本研究採取橫斷面的資料作為實證結果的依據，因此只能觀察單一時間點內之行為正直、員工主管適配性與工作滿足，建議後續研究者可以採取縱斷面的方式來蒐集資料，進行長期性的追蹤調查，以確認因果關係。

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陸、參考文獻方萱（2007)，探討粉領族之人格特質、同儕互動、階級意識與工作滿意度間關係，中國文化大學勞動學研究所碩士論文。王郁智，章淑娟（2006)，升遷機會、社會支持、工作滿意度與留任意願之相關性研究，志為護理，p.90-101。毛彥傑（2008)，個人與主管適配前因與後果之探討－中介與干擾的效果，國立臺灣大學管理學院商學研究所碩士論文。李婉菱（2008)，組織變革過程中內部工作轉換機制與個人特性對轉職者個人與環境適配程度之影響，國立中央大學人力資源管理研究所碩士論文。吳明龍，張毓仁（2010)，結構模式方程－實務應用祕笈，台北市：五南圖書出版公司。林惠彥（2004)，個人與環境適配對工作態度及行為之影響，國立台灣科技大學企業管理系碩士論文。周慧珍 (2006)，組織成員知覺主管支持對其離職傾向之影響—探討工作負荷與成就動機之干擾作用，人力資源學報，6(4)，67-80。徐正光（1977)，工廠工人的工作滿足及其相關因素之探討，中研院民族學研究所集刊，34：26-27。陳寬裕，王正華（2010)，結構方程模型分析實務：AMOS 的運用，台北市：五南圖書出版公司。曾詠郎（2006)，學校變革公平性與國小教師工作滿意度及組織承諾關係之研究，國立臺南大學教育經營與管理研究所碩士論文。鄭伯壎（1995)，組織價值的上下契合度與組織成員個人的效能，中華心理學刊，37，235-244。謝月香（2003)，桃園縣國民小學教師兼任行政職務工作滿意度之研究，國立花蓮師範學院國民教育研究所碩士論文。蘇弘文（2004)，個人與環境主觀適配之前因與後果，國立台灣科技大學企業管理系碩士論文。

Anderson, J. C., & Gerbing, D. W. (1988). Structural equation modeling in practice: A review and recommended two-step approach. Psychological Bulletin, 103, 411-423.

Anne, L. D., & Hannah, R. R. (2006). The Effects of the Perceived Behavioral Integrity of Managers on Employee Attitudes: A Meta-analysis. Journal of Business Ethics. DOI: 10.1007/s10551-006-9034-4. Byrne, D. E. (1969). Attitudes and attraction. Advances inexperimental social psychology. 4, 35-90. New York: Academic Press.

Bernardin, H. J. (1979). The predictability of discrepancy measures of role constructs. Personnel Psychology, 32, 139-153.

Becker, T. (1998). Integrity in Organizations: Beyond Honesty and Conscientiousness. Academy of

Management Review, 23, 154–161.

Becker, T. (1998). Integrity in Organizations: Beyond Honesty and Conscientiousness. Academy of

Management Review, 23, 154–161.

Cole, M. S., Bruch, H., & Vogel, B. (2006). Emotion as mediators of the relations between perceived supervisor support and psychological hardiness on employee cynicism. Journal of Organizational Behaviour, 27, 463-484.

Davis, A. L., & Rothstein, H. R. (2006). The Effects of the Perceived Behavioral Integrity of Managers on Employee Attitudes: A Meta-analysis. Journal of Business Ethics, 407–419.

(18)

Dineen, B. R., Lewicki, R. J., & Tomlinson, E. C. (2006). Supervisory guidance and behavioral integrity: Relationships with employee citizenships and deviant behavior. Journal of Applied Psychology , 91, 622–635.

E Eisenberger, R., & Huntington, R. (1986). Perceived organizational support. Journalof Applied Psychology ,

71(3): 500-507.

Eisenberger, R., Cummings, J., Armeli, S., & Lynch, P. (1997). Perceived Organizational Support, Discretionary Treatment,and Job Satisfaction. Journal of Applied Psychology, 82, 812-820.

Fournet, G. P. (1966). Job Satisfaction : Issues and Problems, Personnel Psychology,19, 165-183.

Grandey, A. A. (2000). Emotional regulation in the workplace: A new way to conceptualize emotional labor.

Journal of Occupational Health Psychology, 5, 95-110.

Hoppock, R. (1935). Job Satisfaction. New York: Harper and Row, p.271.

Hair, J. F., Black, W. C., Tatham, R. L., & Anderson, R. E., Jr. (1998). Multivariate Data Analysis,(5th

ED.).Prentice-Hall, Upper Saddle River, NJ.

Kalleberg, A. L. (1977). Work Values and Job Rewards: A Theory Job Satisfaction. American Sociological

Review, 42, 124-143.

Kristof-Brown, A. L., Zimmerman, R. D., & Johnson, E. C. (2005). Consequences of individuals’fit at work: A meta-analysis of person-job, person-organization, person-group, and person-supervisor fit. Personnel

Psychology, 58, 281-343.

Locke, E. A. (1973).The Nature and Causes of Job Satisfaction. In Handbook of Industrual and Organizational Psychology. M.D. Dunnette (Ed.),27-55, New York : Plenum.

McGregor, D. (1967). The professional manager. New York: McGraw-Hill.

Meglino, B. M., & Ravlin, E. C. (1998). Individual values in organizations:Concepts, controversies, and research.

Journal of Management, 24, 351–389.

Prottas, D. J. (2008) Perceived Behavioral Integrity: Relationships with Employee Attitudes,Well-Being, and Absenteeism. Journal of Business Ethics, 81, 313–322.

Price, J. H. (1972). Handbook of organization measurement. District of Columbia: Health & Company, 156-157. Porter, L. W., & Lawler, E. E. (1968). Managerial Attitudes & Performance. Homewood:Dorsey press.

Palanski, M. E., & Yammarino, F. J. (2007). Integrity and Leadership: Clearing the Conceptual Confusion.

European Management. Journal, 25, 171–184.

Palanski, M. E., Kahai, S. S., & Yammarino, F. J. (2011) Team V irtues and Performance:An Examination of Transparency, Behavioral Integrity, and Trust. Journal of Business Ethics.

Rhoades, L., Eisenberger, R., & Armeli, S. (2001). Affective commitment to the organization：The contribution of perceived organizational support. Jornal of Applied Psychology, 86(5), 825-836.

Schneider, B. (1987) . The people make the place. Personnel Psychology, 40, 437-453.13.

Simons, T. (2002). Behavioral integrity: The perceived alignment between managers’ words and deeds as a research focus. Organization Science, 13, 18–35.

Schaubroeck, J., & Lam, S. K. (2002). How similarity to peers and supervisor influences organizational advancement in different cultures. Academy of Management Journal, 45, 1120-1136.

(19)

Scientists, 18, 347.

Simons, T., & McLean, P. J. (2000). The sequential impact of behavioral integrity on trust, commitment,

discretionary service behavior, customer satisfaction, and profitability. Paper presented at the annual

meeting of the Academy of Management, Toronto, Ontario, Canada.

Schminke, M., Ambrose, M. L., & Noel, T. W. (1997). The effect of ethical frameworks on perceptions of organizational justice. Academy of Management Journal, 40, 1190–1207.

Smith, P. C., Kendall, L. M., & Hulin, C. L. (1969). The Measurement of Satisfaction in Work and Retirement. Chicago: Rand Mc nally.

Simons, T., Friedman, R., Liu, L. A., & Judi, M. P. (2007). Racial Differences in Sensitivity to Behavioral Integrity: Attitudinal Consequences, In-Group Effects, and “Trickle Down” Among Black and Non-Black Employees. Journal of Applied Psychology, 92, No. 3, 650–665, 2007.

Tsui, A. S., & O’Reilly, C. A., (1989). Beyond simple demographic affects: The importance of relational demography in superior-subordinate dyads. Academy of Management Journal, 32(2), 402-423.

Turban, D. B., & Jones, A. P. (1988). Supervisor-subordinate similarity: Types,effect, and mechanisms. Journal

of Applied Psychology, 73, 228-234.

Vroom, V. H. (1964). Work and Motivation. New York: Wiley.

Velicer, W. F., Prochaska, J. O., Bellis, J. M., DiClemente, C. C., Rossi, J. S., Fava, J. L., & Steiger, J. H.(1993). An expert system intervention for smoking cessation. Addictive behaviors, 18, 269-290.

Weiss, H. M. (1978). Social learning of work values in organizations. Journal of applied psychology, 63(6), 711-718.

A Study of the Relationships among Behavioral Integrity,

Person- Supervisor Fit and Job Satisfaction

Yang, Feng Hua

1

Lee, Po Yen

2

Huang, Wei Chung

3

Hsieh, Wen Cheng

4* 1

Da-Yeh University (Department of International Business Management)

2

National Taichung University of Education (Department of Creative Design and

Management)

3

Da-Yeh University (Department of International Business Management)

4

Da-Yeh University (Department of International Business Management)

*

n125108303@gmail.com

ABSTRACT

This study is aimed to investigate the relationship and to discover the influence between Behavioral integrity, Person- Supervisor fit, and Job satisfaction of elementary school teachers. The studied population is elementary school teachers in northern Taiwan, and all valid questionnaires are 400 copies, thus all collection of

(20)

real result as follow:

1. Behavioral integrity and Job satisfaction have significant positive relationship. 2. Behavioral integrity and Person-Supervisor fit have significant positive relationship. 3. Person-Supervisor fit and Job satisfaction have significant positive relationship.

4. Person-Supervisor fit was found to have partially mediating effects between Behavioral integrity and Job satisfaction.

According to the conclusion of this study, when a Supervisor owns highly behavioral integrity, it will appear to mediate impacts of Job satisfaction through the person-supervisor fit.