從關懷與交易觀點探討職場友誼與組織公民行為之關係

從關懷與交易觀點探討職場友誼與組織公民行為之關係

陳建佑

致理技術學院行銷與流通管理系 22050 新北市板橋區文化路 1 段 313 號

摘 要

過去尚未有研究探討職場友誼與組織公民行為之關係，並且透過邏輯推理兩者可能具有不 一致之關係。因此，本研究欲由交易與關懷觀點釐清其關係。本研究發出 537 份問卷，有效回 收問卷份數為 286 份。實證結果顯示職場友誼與組織公民行為為正向關係，並且職場友誼與對 個人有利之組織公民行為之正向關係高於職場友誼與對組織有利之組織公民行為之正向關 係。然而關懷型職場友誼與組織公民行為之正向關係未顯著高於交易型職場友誼與組織公民行 為之正向關係。研究結果對管理實務與未來研究提供建議。 關鍵詞：職場友誼，組織公民行為，關懷，交易

The Role of Communal and Exchange on the Relationship

between Workplace Friendship and Organizational

Citizenship Behavior

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HIEN

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HEN

Department of Marketing & Logistics Management, Chihlee of Institute of Technology 313, Sec. 1, Wunhua Rd., Banciao District, New Taipei City 22050 Taiwan, R.O.C

ABSTRACT

Little study is conducted to examine the relationship between workplace friendship and organizational citizenship behavior (OCB). Moreover, by reasoning, such a relationship remains unclear. Therefore, the aim of this study is to clarify this relationship by communal and exchange perspectives. A total of 286 valid questionnaires were collected. Empirical data showed that workplace friendship is positively associated with OCB. The positive relationship between workplace friendship and OCB toward other people is stronger than the positive relationship between workplace friendship and OCB toward the organization. However, the positive relationship between communal workplace friendship and OCB is not stronger than the positive relationship between exchange workplace friendship and OCB. Discussion and suggestions for future research are provided.

一、研究背景、問題與目的

職 場 友 誼 是 指 員 工 個 人 對 組 織 內 人 際 關 係 氣 氛 （ atmosphere ） 的 感 受 ， 包 含 了 互 相 承 諾 （ mutual commitment）、信賴（trust）以及在工作方面可分享的價值 與樂趣（Berman, West, & Richter, 2002; Sias, Heath, Perry, Silva, & Fix, 2004）。職場友誼的正面功能已獲得學者與實務 業者的肯定（Berman et al., 2002），例如職場友誼可以改善 員工工作經驗（Morrison, 2004），促進生涯發展（Sias, Smith, & Avdeyeva, 2003）、提供員工工具與情感支持來源（Kram & Isabella, 1985），以及超過七成管理者贊同或積極鼓勵發展 職場友誼（Berman et al.）。然而，職場友誼亦有負面影響力， 包括辦公室戀情、偏愛、績效評估不公平（Ross, 1997），顯 然職場友誼同時具有正面與負面影響效果，是一個具有爭議 性的研究變數（Song & Olshfski, 2008）。

當員工擁有好的職場友誼時，過去研究結果普遍認為會 帶來正面的影響結果（例如增加工作滿意、工作投入或生產 力）（Morrison, 2009; Song, 2006）。如上段所述，職場友誼 具有負面影響力，對於某些研究變數可能會帶來負面的影響 力，因而導致職場友誼與某些變數有不一致關係，例如職場 友誼與工作績效（Jehn & Shah, 1997）。也就是過去研究認 為職場友誼可以促進員工合作，使工作績效增加（Ross, 1997），但亦有學者認為職場友誼會導致工作績效下降（Jehn & Shah）。過去研究衡量這些工作績效偏向量化指標，而 Organ（1977）提出衡量工作績效除了量化指標以外，應該 再包含另一種有助於組織整體效能行為之質化指標，即角色 外 行 為 （ extra-role behavior ）， 也 就 是 組 織 公 民 行 為 （organizational citizenship behavior, OCB）。換言之，職場友 誼與 OCB 之關係是否會如同職場友誼與工作績效之關係會 有不一致之情況？似乎尚未有研究探討職場友誼與 OCB 之 關係。

Bateman and Organ（1983）認為 OCB 是指個體自發性 的工作行為，不會直接或明確的受到正式獎賞系統所肯定， 卻是組織所需求的。OCB 與工作績效為正向關係（Podsakoff, Adhearne, & Mackenzie, 1997），會促進公司成功（company success）（Salami, 2010），影響主管對於下屬之績效評估 （Korsgaard, Meglino, Lester, & Jeong, 2010），以及影響員工 的離職率與缺勤率（Li, Liang, & Crant, 2010; Podsakoff, Whiting, Podsakoff, & Blume, 2009）。因此，OCB 之重要性 亦獲得學者與實務業者的肯定。

職場友誼具有合作功能（Morrison, 2004; Sias & Cahill, 1998），當員工職場友誼愈好時，會與同事合作或幫助同事， 而 Organ（1988）提出「願意合作」可視為 OCB 之起源， 也 就 是 將 組 織 視 為 每 個 人 「 願 意 合 作 」（ willingness to cooperate）且付出努力的一個合作團體。表示職場友誼會透 過合作此正向功能，與 OCB 為正向關係，也就是當員工職 場友誼愈好時，愈會表現出 OCB。 另 一 方 面， 職 場 友 誼 具有 雙 重 角 色 壓力 （ dual-role tension）（Bridge & Baxter, 1992），在這些雙重角色壓力中， 員工常會面臨公平與偏愛的兩難。也就是當職場好朋友遇到 困難時，站在朋友立場，應該伸出援手，但又害怕違反組織 公平原則，此種窘境容易使員工產生提供職場朋友協助亦可 能會同時造成組織不公平的心理矛盾與衝突，進而降低 OCB，顯然職場友誼與 OCB 有負向關係存在之可能性。 綜合上述，過去研究已肯定職場友誼與 OCB 之重要 性，但似乎尚未有學者探討兩者之關係，並且透過邏輯推 理，兩者可能存在著不一致關係，尚待進一步釐清。因此， 本研究目的為探討職場友誼與 OCB 之關係。

二、研究假設

職場友誼與工作關係之差異點是指當員工之間為工作 關係時，員工互動因工作角色而產生，而職場朋友互動則不 只僅限於工作角色，甚至超越工作角色（Mao, 2006; Sias et al., 2003），表示員工成為好朋友時，彼此互動不只侷限於工 作之所需，甚至可能超越工作之要求。此外，職場友誼具有 主動關心朋友（person-qua-person）之特質（Winstead, Derlega, Montgomery, & Pilkington, 1995），當朋友需要幫忙時，不論 是否獲得回饋，會主動提供協助。綜合上述，當員工職場友 誼愈好時，在互動過程中，會主動關心對方，幫忙解決工作 有關與個人問題，超越工作角色所規定之責任與義務。似乎 當職場友誼愈好時，員工愈會表現組織公民行為。因此，本 研究推論出： H1：當員工職場友誼愈好時，其組織公民行為愈容易表現。 職場友誼具有關懷（communal）與交易（exchange）兩 種特性（Boyd & Taylor, 1998），關懷表示會關心對方的利益 與福利，而交易則以公平交換利益為原則（Winstead et al., 1995）。換言之，依據關懷與交易之定義，似乎當員工為關 懷型職場友誼時，會主動關心對方，以對方利益為優先考

量，相對地，若員工為交易型職場友誼時，則較站在自己的 立場，以公平交易為原則，顯示關懷型職場友誼相較於交易 型職場友誼而言，較會使員工表現 OCB。因此，推出以下 研究架設： H2：關懷型職場友誼與 OCB 之正向關係高於工具型職場友 誼與 OCB 之正向關係

依據 Williams and Anderson（1991）觀點，OCB 分成對 組織有利的組織公民行為（organizational citizenship behavior -organization, OCBO）以及直接與某特定個人有利、間接對 組織有利的組織公民行為（organizational citizenship behavior -individuals, OCBI）兩個部份，Williams and Anderson 認為 OCBO 指的是對組織聲譽的維護、對組織資源的保護等，直 接對組織有利的行為。OCBI 指的是對直屬主管的配合、盡 力協助同事等。一般而言，職場朋友可以提供同事工作協助 （Mao, Chen, & Hsieh, 2009）以及分享生活經驗（Sias & Cahill, 1998），這些協助似乎與員工較有關，加上員工之間 有較多互動機會（Mao, 2006），增加了互相幫忙的可能性， 表示員工職場友誼較有助於促進 OCBI。因此，推出以下研 究架設： H3：職場友誼與 OCBI 之正向關係高於職場友誼與 OCBO 之正向關係

三、研究設計

（一）樣本 非營利組織員工（例如社會工作者）之工作特性具有協 助他人之特性，此種工作特性可能會使職場友誼與組織公民 行為之關係無法純化。因此，本研究對象主要以營利組織員 工為主。而職場友誼與組織公民行為應普遍存在於各產業之 中，非只是屬於少數產業，本研究調查了傳統製造業、高科 技產業、金融服務業、通訊服務業、資訊服務業、醫療服務 業、一般服務業以及流通服務業。 本研究問卷發放為了提高回收率，每個填答者皆會附上 小禮物，並且附上回郵信封，員工填寫完後可自行寄回。問 卷發放於 2009 年 2 月下旬開始進行，至 4 月底完成問卷回 收，為期 2 個月。在發放正式問卷前，發放 30 份前測問卷， 修改部分題項敘述使得填答者對於題目更清楚易懂，並註明 問卷的保密性，以提高問卷的回收率。 問卷共發放 537 份，回收 387 份，問卷回收率為 72.06%，剔除其中勾選不合理選項或無效填答等 101 份無效 問卷，有效問卷為 286 份，有效問卷回收率為 53.25%。在 產業分布方面：公司產業屬傳統製造業為 73 人，佔 25.5%； 高科技產業為 38 人，佔 13.3%；金融服務業 41 人，佔 14.3%； 通訊服務業為 7 人，佔 2.4%；資訊服務業為 40 人，佔 14.0%； 醫療服務業 5 人，佔 1.7%；一般服務業 59 人，佔 20.6%； 流通服務業 23 人，佔 8.0%。男性為 147 人（51.4%）、21~30 歲為 147 人（51.4%）、未婚員工為 175 人（61.2%）、年資 1-10 年為 197 人（68.9%）、學歷大專畢業為 163 人（57.0%） 以及職務為一般職員佔 211 人（73.8%）。

Armstrong and Overton（1977）提出卡方分析可檢測未 回答誤差（non-response bias），本研究將前 30 位回收樣本 分成一組，然後再將最後回收的 30 位受測者分成另一組， 比較比較這兩組在年齡、教育程度、婚姻、職級以及公司規 模）是否有差異，結果顯示在年齡（X2 =7.64, p > .05）、年 資（X2 =2.97, p > .05）以及婚姻（X2 = 3.07, p > .05）皆無差 異，表示本研究之樣本回收應無造成未回答誤差。 （二）衡量 在問卷設計方面，為了降低共同方法變異（common method variance）之問題，依據 Podsakoff, P. M., MacKenzie, Lee, and Podsakoff, N. P.（2003）之觀點，本研究分散各變 數之問卷題目，並且設計了反向題項，其相關問卷題項如下 所述：

在職場友誼衡量方面，許多學者採用 Nielsen, Jex, and Adams（2000）所發展之職場友誼量表（Mao, 2006），加上 此 量 表 具 有 信 度 水 準 ， 以 及 建 構 （ construct ）、 收 斂 （convergent）與區別（discriminate）等效度（Nielsen et al., 2000）。因此，本研究採用此量表，題目例如（1）我有很多 機會去瞭解我的同事；（2）我能夠與同事共同解決工作上的 問題；（3）我和同事會在工作場合之外進行社交活動等等， 採用 Likert 五點計分法計分（非常同意＝5、同意＝4、無意 見＝3、不同意＝2、非常不同意＝1），得分愈高，表示該員 工職場友誼愈好（α =.73; Mean=38.50; SD=3.92）。

在 OCB 方面，Williams and Anderson（1991）將 OCB 分成 OCBO 與 OCBI，OCBO 是指直接對組織有利的組織公 民行為，而 OCBI 則為直接與某特定個人有利、間接對組織 有利的組織公民行為。因此，本研究依據此分類方式，採用 Smith, Organ, and Near（1983）以及 Williams and Anderson 所發展出之量表，題目例如（1）當同事請假時，我會協助

處理他（她）的工作、（2）我會主動的幫助工作負擔重的同 事、（3）我會主動的爲主管分憂解勞等等。採用 Likert 五點 計分法計分（非常同意＝5、同意＝4、無意見＝3、不同意 ＝2、非常不同意＝1），得分愈高，表示員工從事 OCB 的程 度愈高（α =.70; Mean=21.37; SD=2.40）。 在交易型職場友誼與關懷型職場友誼方面，在既有職場 友誼文獻中，尚未有關懷型職場友誼與交易型職場友誼之量 表，如研究假設所述，職場友誼具有關懷（communal）與 交易（exchange）等特質（Boyd & Taylor, 1998）。因此，本 研究從職場人際關係的研究中，修改關懷關係（communal relationship）與交易關係（exchange relationship）之量表 （Clark, Dubash, & Mills, 1998; Clark, Ouellette, Powell, & Milberg, 1987）。交易型友誼題目例如當我給予這位同事某 些東西時，我總是希望他可以回報我。採用 Likert 五點計分 法計分（非常同意＝5、同意＝4、無意見＝3、不同意＝2、 非常不同意＝1），得分愈高，表示員工愈具有交易型型友誼 之 傾 向 （ 總 解 釋 力 為 68.25%; α =.67; Mean=28.85; SD=4.51）。另一方面，關懷型友誼題目例如當我要做決定 時，我會考慮這位同事的感受與感覺。採用 Likert 五點計分 法計分（非常同意＝5、同意＝4、無意見＝3、不同意＝2、 非常不同意＝1），得分愈高，表示員工愈具有關懷型友誼之 傾向（總解釋力為 58.23%; α =.60; Mean=45.70; SD=4.60）。 在控制變數方面，為了純化（purify）其他研究變數對 於職場友誼與 OCB 關係之影響，依據 Podsakoff, MacKenzie, Paine, and Bachrach（2000）综合性分析以及 Organ（1990） 之研究結果，本研究控制性別、年齡、婚姻、年資、學歷以 及職務等變數。在性別方面，男=0，女=1；在年齡方面， 20 歲以下=1，21~30 歲=2，31~40 歲=3，41~50 歲=4， 51 歲以上=5；在年資方面，不滿一年=1，1-10 年=2，10-20 年 =3，20-30 年=4；在婚姻方面，未婚=0，已婚=1；在學歷方 面，小學=1，國中=2，高中職=3，大專=4，研究所=5；在 職務方面，直接生產人員=1，一般職員=2，基層主管（班、 組長）=3，中階主管（科、課長）=4，高級主管（經理） =5。 資料分析方面，以敘述統計分析之平均值與標準差等基 本統計量描述各研究變數之特性，以相關分析了解職場友 誼、關懷型職場友誼、交易型職場友誼與組織公民行為之相 關程度，以層級迴歸分析驗證假設。本研究運用此分析法， 首先將控制變數（包括性別、年齡、婚姻、年資、學歷以及 職務）放入程式進行迴歸分析，然後下一次再分別將職場友 誼、關懷型職場友誼與交易型職場友誼放入程式裡進行第二 次迴歸分析，計算判定係數（R-square）之變動量（△R2_）， 以自變數之 t 值判斷△R2_{是否顯著。在排除控制變數對組織} 公民行為之影響下，檢測職場友誼、關懷型職場友誼、交易 型職場友誼與組織公民行為之關係。

四、實證結果

表 1 為說明研究變數之相關程度，在職場友誼方面，關 懷型職場友誼與性別（r =- .12, p < .05）、年資（r = - .16, p < .01）以及學歷（r =- .13, p < .05）有關；交易型職場友誼 與年資（r =- .17, p < .01）以及關懷型職場友誼（r = .62, p < .01）有關；職場友誼則與學歷有關（r = .12, p < .05）。 在 OCB 方面，OCBI 與職場友誼有關（r = .66, p < .01）； OCBO 與年齡（r =- .19, p < .01）、年資（r =- .16, p < .01）、 學歷（r = .14, p < .05）、關懷型職場友誼（r = .31, p < .01）、 交易型職場友誼（r = .27, p < .01）、職場友誼（r = .27, p < .01） 以及 OCBI 有關（r = .34, p < .01）；OCB 與學歷（r = .12, p < .05）、關懷型職場友誼（r = .16, p < .01）、交易型職場友誼 （r = .12, p < .05）、職場友誼（r = .59, p < .01）、OCBI 有關 （r = .86, p < .01）以及 OCBO（r = .77, p < .01）有關。 如研究假設所述，職場友誼與 OCB 為正向關係，也就 是員工認為有好的職場友誼時，員工愈會表現其組織公民行 為。由表 2 得知，在限制控制變數之影響下，職場友誼與 OCB 為正向關係（△Adjusted R2: .34, F = 23.57, p < .01）， 研究假設 1 獲得實證支持，員工認為有好的職場友誼時，員 工愈會表現其組織公民行為（β = .59, p < .01）。 另一方面，如表 2 所示，關懷型職場友誼與 OCB 之正 向關係獲得支持（β = .17, p < .01），交易型職場友誼與 OCB 之正向關係亦獲得支持（β = .13, p < .01），根據迴歸係數， 關懷型職場友誼與 OCB 之正向關係雖較高於交易型職場友 誼與 OCB 之正向關係，但無顯著差異，表示研究假設 2 未 獲得支持。 如表 3 所示，職場友誼與 OCBI 為正向關係（β = .67, p < .01），職場友誼與 OCBO 為正向關係（β = .26, p < .01）， 並且職場友誼與 OCBI 關係之迴歸係數顯著高於職場友誼 與 OCBO 關係之迴歸係數（β = .67>β = .26），表示研究假設 3 獲得支持。

表 2. 職場友誼（包括關懷型與交易型）與 OCB 之層級迴 歸分析 變數 模式 1 模式 2 模式 3 模式 4 性別 - .03 - .05 - .01 - .02 年齡 - .13 - .03 - .14 - .14 婚姻 .17** .12 .16* .18* 年資 - .02 - .06 .03 .01 學歷 .13* .07 .17* .15* 職務 - .05 - .12 - .04 - .04 職場友誼 .59** 關懷型職場友誼 .17** 交易型職場友誼 .13* R2 _{.04 .37 .06 .05} R2 _{change .33 .02 .01} F 1.71 23.57** 2.59* 2.09* 註: *_{p < .05;} **_{p < .01。}

五、結論、建議與限制

本研究目的為從關懷以及交易觀點探討職場友誼與 OCB 之關係，過去未有研究解釋兩者之關係，並且此關係 並無法由過去相關研究獲得解答。因此，本研究依據此研究 問題提出三個研究假設，第一：職場友誼與 OCB 為正向關 係；第二：關懷型職場友誼與 OCB 之正向關係高於交易型 職場友誼與 OCB 之關係；第三：職場友誼與 OCBI 之正向 關係高於職場友誼與 OCBO 之正向關係。研究結果顯示職 場友誼與 OCB 為正向關係獲得實證支持。關懷型職場友誼 表 3. 職場友誼、OCB、OCBI、OCBO 之層級迴歸分析 變數 模式 1 模式 2 模式 3 模式 4 模式 5 模式 6 性別 - .03 - .05 .04 .02 - .11 - .12* 年齡 - .13 - .03 - .03 .09 - .20* - .16 婚姻 .17** .12 .15 .09 .13 .11 年資 - .02 - .06 .00 - .04 - .04 - .06 學歷 .13* .07 .10 .04 .11 .09 職務 - .05 - .12 - .00 - .08 - .09 - .12* 職場友誼 .59** .67** .26** R2 _{.04 .37 .02 .45 .07 .14} R2 _{change .33 .43 .07} F 1.71 23.57** .99 32.55** 3.64** 6.21** 註：1. *_{p < .05;} **_{p < .01。} 2. 模式 1,2：職場友誼與 OCB；模式 3,4：職場友誼與 OCBI； 模式 5,6：職場友誼與 OCBO。 與 OCB 之正向關係高於交易型職場友誼與 OCB 之關係未 獲得支持。職場友誼與 OCBI 之正向關係高於職場友誼與 OCBO 之正向關係獲得實證支持。由研究結果得知員工職場 友誼在提升員工 OCB 中所扮演的角色與功能，可提供管理 者擬定管理方針與基礎，其相關理論與實務建議，如下所述： 職 場 友 誼 會 促 進 員 工 工 作 經 驗 與 福 祉 （ Morrison, 2004），例如職場友誼會提升員工工作滿足（Winstead et al., 1995）、組織承諾（Nielsen et al., 2000）、工作績效（Ross, 1997）與降低離職傾向（Morrison），表示職場友誼的正面 功能獲得學者的支持（Nielsen et al.）。因此，由職場友誼與 OCB 之關係得知，有別於過去研究認為職場友誼會影響與 表 1. 研究變數之相關係數表 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1.性別 1 2.年齡 - .08 1 3.婚姻 - .06 .65** 1 4.年資 - .00 .68** .53** 1 5.學歷 - .03 - .32** - .32** - .38** 1 6.職務 - .06 .21** .21** .12* .12* 1 7.關懷 - .12* - .05 .01 - .16** - .13* - .10 1 8.交易 - .07 - .09 - .08 - .17** - .06 - .11 .62** 1 9.友誼 .02 - .09 - .01 - .04 .12* .11 - .08 - .07 1 10.OCBI .03 .03 .09 .02 .07 .03 - .02 - .04 .66** 1 11.OCBO - .10 - .19** - .07 - .16** .14* - .09 .31** .27** .27** .34** 1 12.OCB - .03 - .08 .02 - .08 .12* - .03 .16** .12* .59** .86** .77** 1 註：1. *p < .05; **p < .01。 2. 關懷：關懷型職場友誼；交易：交易型職場友誼；友誼：職場友誼；OCB：組織公民行為；OCBI：對個人有利之組織公民行 為；OCBO：對組織有利之組織公民行為。

員工有關之變數（例如工作滿足、工作投入或離職傾向）， 本研究提出職場友誼會影響一個重要卻被忽略的組織因素 （OCB），也就是職場友誼可以促進員工的 OCB。 如上段所述，管理者為提升員工 OCB，可由培養員工 職場友誼著手。而 OCB 分成 OCBI 與 OCBO 兩個部份 （Williams & Anderson, 1991），依據統計結果，相較於 OCBO，職場友誼較會促進 OCBI。表示組織管理者為促進 員工展現對組織有幫助之行為，應從幫助其他同事開始。 依據研究背景內文所述，員工職場友誼愈好，可能會有 公平偏愛之雙重角色衝突，降低 OCB，而此負向關係未獲 得統計實證支持。其可能原因為 Boyd and Taylor（1998）提 出主管對待員工會引起員工認知組織公平與否之知覺，顯示 公平偏愛此問題可能較存在於垂直友誼（例如主管下屬職場 友誼）中，表示職場友誼與 OCB 之負向關係較存在於垂直 友誼中。另一方面，Mao（2006）提出主管基於主管角色與 責任，會以組織利益為優先考量，相對地，員工較以私人利 益為優先考量。表示當員工與主管有較好的職場友誼，為了 協助主管，應較會展現 OCB。換言之，垂直職場友誼與 OCB 可能有不一致關係，然而本研究未區分職場友誼為垂直友誼 或水平友誼（例如同事友誼），未來研究可探討垂直友誼、 水平友誼與 OCB 之關係，應可更釐清職場友誼與 OCB 之 負向關係。 Berman et al.（2002）提出未來研究應探討職場友誼的 屬性（例如點頭之交或中午一起用餐的朋友），本研究依據 前人觀點探討關懷型職場友誼與交易型職場友誼。而 Kwan, Bond, and Singelis（1997）認為關係影響力來自於關係特性 （the characteristics of the relationship），顯然本研究結果與 Kwan, Bond, and Singelis（1997）觀點不一致，因為研究假 設 2：關懷型職場友誼與 OCB 之正向關係高於工具型職場 友誼與 OCB 之正向關係未獲得實證支持。本研究認為可能 原因是交易型職場友誼問卷屬於敏感性題目，雖問卷信度仍 在可接受之範圍，因為信度稍低影響了統計結果，導致研究 假設 2 不成立。 Sias et al.（2003）認為男性員工與女性員工為避免辦公 室戀情與閒言閒語（gossip），很難發展成異性友誼，只侷限 於工作關係。而 Elsesser and Peplau（2006）亦提出受測者 認為在職場上當男性員工與女性員工具有職場友誼之關係 時，若男性員工（或女性員工）對另一方表達友善之意時， 其異性朋友會將友善當成戀情或性興趣（sexual interest）。 換言之，異性（例如男女）職場友誼相較於同性職場友誼（例 如男男或女女）而言，容易因為其他同事的閒話，使互動受 限，較無法超越工作以外之行為，也就是異性職場友誼較無 法促進 OCB。而本研究並未區分職場友誼是同性友誼或異 性友誼，未來研究可探討同性友誼、異性友誼與 OCB 之關 係。 本研究有幾個研究限制，如下所述：首先，本研究問卷 是由單一受測者完成，可能會有共同方法變異之問題。雖然 本研究在問卷發放事前階段，有調整題目順序，並且在事後 階段依據 Podsakoff and Organ（1986）觀點，採用 Harman 因素分析法檢測，統計結果產生數個因子，第一個因子之解 釋力為 15.68%，未超過 50%。表示本研究可能無共同方法 變異之問題，但仍視為研究限制。其次，當員工愈從事 OCB 時，增加員工互動次數，而互動次數是影響職場友誼因素之 一（Mao, 2006），表示 OCB 可能促進員工職場友誼發展， 但本研究為橫斷面研究，無法確定職場友誼與 OCB 關係之 因果性。最後，本研究變數（包括關懷型職場友誼與交易型 職 場 友 誼 ） 之 信 度 雖 在 可 接 受 之 範 圍 （α >.60）（Hair,

Anderson, Tatham, & Black, 1998），但仍將其列為研究限制。

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