不當督導、領導者－部屬交換、及部屬績效：部屬權力距離傾向之調節效果

國立台灣大學理學院心理學研究所 碩士論文

Graduate Institute of Psychology College of Science

National Taiwan University Master Thesis

不當督導、領導者－部屬交換、及部屬績效：

部屬權力距離傾向之調節效果

Abusive Supervision, LMX, and Performance: The Moderating Effect of Subordinates’ Power Distance Orientation

陳鈺穎 Yu-Ying Chen

指導教授：鄭伯壎 博士 Advisor: Bor-Shiuan Cheng, Ph.D.

中華民國 100 年 11 月

November, 2011

關鍵詞：不當督導、領導者－部屬交換、權力距離傾向、部屬績效。

Abusive Supervision, Leader-Member Exchange, and Performance: The Moderating Effect of Subordinates’

Power Distance Orientation Yu-Ying Chen

Abstract

In the abusive supervision literature justice theory was often used to explain the influence of abusive supervision. However, not only the subordinates experienced injustice, but also the relationship quality between supervisors and subordinates should worsen while their supervisors were abusive. Therefore, in this study we focused on social exchange theory to investigate how abusive supervision influenced subordinate performance through leader-member exchange (LMX). In addition, due to the different concepts about power, i.e. equal or unequal distribution of power in supervisor, we proposed a moderated mediation wherein subordinate’s power distance orientation (PDO) may moderate the mediating effect of LMX between abusive supervision and subordinate performance. Results from analyzing 300 Taiwanese supervisor-subordinate dyads showed that LMX fully mediated the relationship between abusive supervision and subordinate performance; subordinates’ PDO moderated the above relationship such that the mediating influence of LMX occurred only when PDO was high; when PDO was low, LMX was not related to subordinate performance.

Keywords: abusive supervision, leader-member exchange (LMX), power distance orientation (PDO), performance.

……… 1

……… 4

………..………..4

………...……...15

………..16

………..19

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………..………49

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………...60

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………..…………..5

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…..………30

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…………..………41

…..44

………..………45

…..………47

…..………..………..52

………..………....25

………..………38

………..………46

…..……….………...…48

.……….48

.……….50

Bass, 1990; Yukl, 1998

Tepper 2000 abusive supervison

238

Tepper, Duffy, Henle, & Lambert, 2006

Aryee, Chen, Sun, & Debrah, 2007; Duffy, Ganster,, & Pagon, 2002; Harvey, Stoner, Hochwarter, & Kacmar, 2007; Tepper, 2000; Mitchell & Ambrose, 2007; Zellars, Tepper, & Duffy, 2002

Harris, Kacmar, & Zivnuska, 2007

justice perception

2008 Aryee et al., 2007; Tepper, 2000; Zellars et al., 2002

2008a Aryee, Sun, Chen, & Debrah, 2008; Tepper, Henle, Lambert, Giacalone, & Duffy, 2008

social exchange theory

Blau, 1964; Cropanzano & Mitchell, 2005

social exchange

leader-member exchange relationship, LMX Howell Hall-Merenda 1999

Bauer & Green, 1996;

Graen, Novak, & Sommerkamp, 1982; Seers & Graen, 1984; Wayne & Green, 1993

e.g., Bamberger & Bacharach, 2006; Harvey et al., 2007

power Tepper

2007

power

distance orientation Clugston,

Howell, & Dorfman, 2000 relational model of authority Tyler, Lind, & Huo, 2000

Tepper 2000 abusive supervision

p.178 Tepper 2000

1

2

3 2008a

generalized hierarchical abuse petty tyranny

workplace victimization workplace bullying

supervisor aggression and social undermining negative mentoring experiences

Tepper, B.J. (2007). Abusive supervision in work organizations: Review, synthesis, and research agenda. Journal of Management,33(3), p.263-264.

generalized hierarchical abuse 1980

Rospenda, 2002; Rospenda, Richman, Ehmke, & Zlapoter, 2005;

Rospenda, Richman, Wislar, & Flaherty, 2000; Wislar, Richman, Fendrich, & Flaherty, 2002

Rosenstein & O’Daniel, 2005

Tepper, 2007

Ashforth 1987, 1994 petty tyranny

1 arbitrariness and self-aggrandizement

2 belittling subordinates 3

lack of consideration 4

a forcing style of conflict resolution 5

discouraging initiative 6

noncontingent punishment

Aquino

Aquino, 2000; Aquino & Bradfield, 2000; Aquino & Byron, 2002; Aquino, Grover, Bradfield, & Allen, 1999

victimization victims

Acquino, 2000 Acquino

workplace victimization 1

2 3

workplace victimization

Hoel & Cooper, 2001

Hoel, Rayner, & Cooper, 1999

75% Hoel & Cooper, 2000

Tepper, 2007

Neuman & Baron, 1998

Herschovis & Barling, 2006; Raver & Barling, 2007

Grandey & Kern, 2004; Grandey, Kern, & Frone, 2007; Schat, Desmarais, &

Kelloway, 2006 Duffy 2002 social

undermining

supervisor aggression and social undermining Tepper, 2007

mentoring theory

Allen, Eby, Poteet,

Lima, & Lentz, 2004 Scanduara,

1998 negative mentoring experiences Eby, McManus, Simon,

& Ressull, 2000

Eby, Butts, Lockwood, & Simon, 2004

Eby et al., 2004

Tepper 2000

abusive supervision scale

Tepper, Duffy, Hoober, & Ensley, 2004; Schat et al., 2006 Tepper, 2000

Tepper, 2000; Tepper & Lockhart, 2005; Yahil, 2006; Harvey et al., 2007 , 2008a; Aryee et al., 2008; Grandey & Kern, 2004;

Grandey, Kern, & Frone, 2007; Wu & Hu, 2009 Aryee et al., 2007; Schat et al., 2006

Duffy et al., 2002;

Dupre et al., 2006; Mitchell & Ambrose, 2007; Inness, Barling, & Turner, 2005;

Schaubhut, Adams, & Jex, 2004; Tepper et al., 2008; Thau & Mitchell, 2006 Aryee et al., 2007; Zellars et al., 2002

in-role behavior

Harris et al., 2007

Tepper, 2000

Zellars et al.,2002 Aryee 2007 trickle-down

2008a

Aryee et al., 2008

Tepper et al., 2008

Harvey et al., 2007 leader-member exchange, LMX

Tepper & Lockhart, 2005; Zellars et al., 2002

agreeableness

conscientiousness dysfunctional

resistance Tepper, Duffy, & Shaw, 2001

Schaubhut et al., 2004

2008a

Liu, Kwan, Wu, & Wu, 2010

Tepper 2000 Tepper 2007

Tepper 2007 2007

表二

不當督導之前置、中介、結果、調節變項之相關研究。

研究 前置變項 中介變項 結果變項 調節變項

Tepper (2000) 組織正義 工作態度

心理壓力

工作－家庭衝突

工作流動性

Tepper, Duffy, & Shaw (2001) 反抗 嚴謹性

友善性

Duffy, Ganster, & Pagon (2002) 工作態度

反生產行為 身體健康抱怨

主管支持

Zellars, Tepper, & Duffy (2002) 程序正義 組織公民行為 公民行為角色定義

Tepper, Duffy, Hoober, & Ensley (2004)

工作滿意度

Schaubhut, Adams, & Jex (2004) 偏差行為 自尊

Grandey & Kern (2004) 情緒耗竭 工作權力

Inness, Barling, & Turner (2005) 以主管為對象之攻擊 攻擊歷史

Harris, Kacmar, & Boonthanum (2005) 工作過勞

Bamberger & Bacharach (2006) 酒精使用 嚴謹性

友善性

（續）

表二（續）

不當督導之前置、中介、結果、調節變項之相關研究。

研究 前置變項 中介變項 結果變項 調節變項

Tepper, Duffy, Henle, & Lambert (2006)

主管程序正義 主管憂鬱程度

部屬負向情感

Dupre, Inness, Connelly, Barling, &

Hoption (2006)

以主管為對象之攻擊 工作原因（財務或自我

實現）

Hoobler & Brass (2006) 主管契約違反之知覺 以家庭為對象之攻擊 主管敵意歸因偏誤

Thau & Mitchell (2006) 偏差行為 自我目標

Yahil (2006) 心理壓力

Schat, Desmarais, & Kelloway (2006) 滿意度

組織承諾

心理及生理健康 以同事為目標之攻擊 憤怒

對未來攻擊的恐懼 Aryee, Chen, Sun, & Debrah (2007) 主管互動正義之知覺 部屬互動正義之知覺 組織承諾

組織公民行為

主管權威主義

Grandey, Kern, & Frone (2007) 情緒耗竭

Harris, Kacmar, & Zivnuska (2007) 績效表現 工作意義

（續）

表二（續）

不當督導之前置、中介、結果、調節變項之相關研究。

研究 前置變項 中介變項 結果變項 調節變項

Harvey, Stoner, Hochwarter, & Kacmar (2007)

心理壓力 離職意圖

負向情感 逢迎行為

Mitchell & Ambrose (2007) 偏差行為（以主管、同

事、組織為對象）

回報規範

Tepper, Moss, Lockhart, & Carr (2007) 心理壓力 向上維持溝通

Aryee, Sun, Chen, & Debrah (2008) 情緒耗竭 人際促進 工作奉獻

工作結構的角色

Tepper, Henle, Lambert, Giacalone &

Duffy (2008)

情感承諾 偏差行為 組織偏差行為之規範

吳宗祐(2008a) 部屬正義知覺

情緒勞動

情緒耗竭 知覺主管權力

Wu & Hu (2009) 核心自我評價 情緒耗竭 知覺同事支持

情緒感染的敏感性 Tepper, Carr, Breaux, Geider, Hu, &

Hua (2009)

偏差行為（以主管、組 織為對象）

離職意圖

Liu, Kwan, Wu, & Wu (2010) 報復認知 以主管為對象之攻擊 傳統性

Tepper, Moss, & Duffy (2011) 知覺不相似性 上評績效

主管知覺之關係衝突

不當督導 上評績效

資料來源：修改自 Tepper (2007). Abusive supervision in work organization: Review, synthesis, and research agenda. Journal of Management, 33(3), p270-272.

social exchange theory Blau, 1964; Cropanzano & Mitchell, 2005

reciprocity positive reciprocity Gouldner,

1960

negative reciprocity

Cropanzano &

Mitchell, 2005

Zellars

et al., 2002; Aryee et al., 2007 Duffy et al., 2002;

Schaubhut et al., 2004; Inness et al., 2005; Dupre et al., 2006; Thau & Mitchell, 2006;

Mitchell & Ambrose, 2007; Tepper et al., 2008 Harris 2007

Aryee 2008

job dedication self-discipline

Van Scotter & Motowidlo, 1996

Tepper et al., 2001

dysfunctional resistance

H1

Leader-Member Exchange Relationship

Gerstner & Day, 1997; Liden, Sparrowe, & Wayne, 1997; Sparrowe

& Liden, 1997

in-group

out-group

Leader-Member Exchange Relationship

role theory Kahn, Wolfe, Quinn, Snoek, & Rosenthal, 1964 Graen 1976

role-making

Graen, 1976

Dienesch Liden 1986 attribution theory role

theory leadership social exchange upward influence

1 2

3

4

Liden et al., 1997

Graen Schandura 1987

1 role-taking

2 role-making

3 role-rountinization

Liden et al., 1997

Dienesch & Liden, 1986; Liden &

Maslyn, 1998 contribution loyalty affect

1

Dienesch & Liden, 1986

Graen & Scandura, 1987

Dunegan, Duchon, &

Uhl-Bien, 1992; Scandura, Graen, & Novak, 1986

Graen, 1976; Wayne & Green, 1993 2 Liden & Maslyn, 1998 Dienesch Liden 1986

Liden & Graen, 1980; Scandura et al., 1986 3 affection

Dienesch & Liden, 1986

Bridge &

Baxter, 1992 Liden Maslyn 1998 professional respect

Graen & Schiemann, 1978; Kozlowski &

Doherty, 1989; Ashkanasy & O’ connor, 1994

Liden, 1985; McClane, 1991; Day & Crain, 1992

Wang et al., 2005

Chen, Lam, &

Zhong, 2007; Graen et al., 1982; Liden, Wayne, & Stilwell, 1993; Scandura & Graen, 1984; Wang, Law, Hackett, Wang, & Chen, 2005 Nystrom, 1990; Seers &

Graen, 1984 Epitropaki & Martin, 1999; Graen et al., 1982; Murphy &

Ensher, 1999 Scandura et al., 1986; Manogran & Conlon, 1993;

Podsakoff, MacKenzie, & Hui, 1993; Wang et al., 2005 Gerstner & Day, 1997 Botero & Van Dyne, 2009

Basu & Green, 1997; Deluga, 1992; Howell & Hall-Merenda, 1999; Wang,

et al., 2005 Tepper et al., 2006

Bauer & Green, 1996

Sparrowe & Liden, 1997

Graen & Uhl-Bien, 1995 Dienesch & Liden, 1986

Andersson & Pearson, 1999; Brett, Shapiro, & Lytle, 1998

Zellars et al., 2002; Tepper & Lockhart, 2005

Deluga, 1992

H2

Graen & Uhl-Bien, 1995 Kramer, 1995;

Mueller & Lee, 2002 Chen

et al., 2007 Moss, Sanchez, & Brumbaugh,

2009

Bauer & Green, 1996; Settoon, Bennett, & Liden, 1996;

Wang et al., 2005; Chen et al., 2007

Fairhurst &

Chandler, 1989; Gerstner & Day, 1997; Graen & Uhl-Bien, 1995; Scott & Bruce, 1994;

Danserea, Graen, & Haga, 1975

H3

Graen, 1976

Wang et al., 2005

Cropanzano & Mitchell, 2005

Fairhurst & Chandler,

1989 Scott & Bruce, 1994

H4

power distance

Hofstede, 1980

Den Hartog & Dickson, 2004

Hofstede 1980

Lee, Pillutla, & Law, 2000; Maznevski, Distefano, Gomez, Nooderhaven, & Wu,

2002 power distance

orientation, PDO

Dorfman & Howell, 1988 Clugston, et al., 2000

Clugston et al., 2000 Bochner & Hesketh,

1994 Adsit, London, Crom,

& Jones, 1997 Shane, Venkataraman,

& MacMillian, 1995

Adsit et al., 1997

Bamberger & Bacharach, 2006; Harvey et al., 2007 Tepper 2007

Relation model of authority Tyler et al., 2000

H5a

Relation model of authority Tyler et al., 2000

H5b

H3

H1

H4 H5a

H2

H5b

第三章 研究方法

本研究採用問卷調查方式進行資料收集，並採取多重來源之方式測量，以檢 驗實務界中各變項之間的關係。問卷編製是以過去研究者對各構念所給予之定 義、以及發展良好的測量工具做為基礎，進行研究變項題目之擬定。以下分別針 對研究樣本、研究工具、研究程序、及資料分析四個部分加以說明。

第一節 研究樣本

本研究委託各類企業組織工作的訊息提供人（informant），代為聯繫願意配合 施測共有150 家企業，以一位主管搭配二至三位部屬之方式收集問卷資料，總計 共發出 150 套問卷（主管問卷 150 份、部屬問卷 350 份）。回收問卷並刪除空白 或漏答過多、亂答之問卷後，部屬與主管可相互配對的有效對偶資料分別為主管 問卷129 份、部屬問卷 300 份，有效回收率分別為 86%、85.7%。

從樣本組成來看，在主管方面，男性佔總數的 62%；年齡主要集中在 36 至 45 歲間，約佔總數的 50.4%；學歷以碩博士為主，為 37.9%；工作職級以基層主 管、中級主管居多，約為 76%；平均年資為 9.26 年；產業類別主要由電子資訊

（26.4%）、其它（21.8%）、及服務業（15.5%）所組成。在部屬方面，男性佔總 數的 40.3％；年齡則集中在 26 至 35 歲，佔總數的 62%；學歷以大學為主，為 48.7%；平均年資為 5.5 年，產業類別則主要由電子資訊（25%）、服務業（16.8%）

及其它（15.6%）所組成。整體樣本的詳細背景組成，見表三。

表三

研究樣本組成。

組成背景 部屬（N = 300） 主管（N = 129）

項目 人數 百分比 人數 百分比

性別 男性 121 40.3 80 62.0

女性 179 59.7 49 38.0

年齡 25歲以下 41 13.6 0 0

26-30歲 101 33.7 9 7.0

31-35歲 85 28.3 24 18.6

36-40歲 34 11.3 38 29.5

41-45歲 9 3.0 27 20.9

46-50歲 13 4.3 12 9.3

51-55歲 6 2.0 11 8.5

55歲以上 7 2.3 8 6.2

學歷 高中職及以下 20 6.7 10 7.8

專科 62 20.7 22 17.1

大學 146 48.7 48 37.2

碩士及以上 72 24.0 49 37.9

職級 基層主管 - - 47 36.4

中級主管 - - 51 39.5

高級主管 - - 29 22.5

共事時間 不滿1年 56 18.7 3 2.3

1-3年 126 42.0 28 21.7

3-6年 71 23.7 25 19.4

6-9年 18 6.0 17 13.2

9-12年 17 5.7 22 17.1

12-15年 5 1.7 8 6.2

15年以上 7 2.3 23 17.8

產業 電子資訊 75 25.0 34 26.4

傳統製造 42 14.0 16 12.4

批發零售 10 3.3 2 1.6

金融保險 43 14.3 17 13.2

大眾傳播 22 7.3 7 5.4

營建土木 11 3.7 4 3.1

服務業 50 16.8 20 15.5

其他 47 15.6 28 21.8

註：本研究之服務業包含文教服務、旅遊休閒、一般服務、物流倉儲、醫療保險。

第二節 研究程序

本研究為取得客觀之結果變項指標，因此採取領導者與部屬對偶資料收集的 方式設計問卷。在一套問卷中，包含一張主管施測說明、一份主管填答問卷、及 三份部屬填答問卷，三份部屬問卷分別為黃底色、藍底色、綠底色，且隨卷均附 上可彌封之回郵信封。本研究除委託EMBA 班之主管協助施測之外，亦委託在組 織企業工作的訊息提供人聯繫願意配合施測企業之主管，在取得主管同意後，研 究者將配對成套之問卷郵寄至該公司，由負責代收發問卷者將問卷交給部門或團 隊主管，並請主管任選二至三位直接部屬填答部屬問卷，並在主管填答問卷對應 的部分上，對所選之直接部屬評估其工作效能。

在主管的施測說明與部屬問卷的指導語上，均向受測者保證個人資料之保密 性，以及作答內容無所謂對錯，且所得資料僅作為學術用途，藉以降低受測者的 評價焦慮。每份問卷皆附有回郵信封，待主管與部屬完成填答之後，可選擇彌封 問卷交還給代收發問卷者，或是自行郵寄回函至研究者的收件地址。本研究問卷 為不記名填答，以避免影響作答意願，為確保主管與部屬問卷對應無誤，本研究 要求主管於其問卷上填答所選擇之直接部屬的背景資料。問卷回收後，研究者必 須在基本資料項目上確認是否對應正確，才可算是一對有效樣本。最後扣除對應 有問題之問卷，以及亂答、漏答過多、或具明顯反應傾向等問卷後，再以剩下之 有效樣本進行資料登錄與分析。

第三節 研究工具

本研究問卷屬於自陳式（self-report）結構化問卷，包含主管問卷（見附錄一）

與部屬問卷（見附錄二）。在主管問卷中，主管評估其直屬部屬的績效表現、並

完成個人背景描述資料；在部屬問卷中，則收集領導者－成員交換、權力距離傾 向、知覺主管不當督導、知覺組織正義（分配正義、程序正義、互動正義）、以 及部屬的個人背景資料。本研究所採用之研究工具皆引用自既有量表，考量到華 人受試者在填答問卷時可能發生的趨中反應傾向（Chiu & Yang, 1987），因此本研 究以六點量表進行施測。

在主管不當督導量表上，測量內容為頻率，因此最低程度（1 分）到最高程 度（6 分）的對應指標分別為「從未如此」、「很少如此」、「偶爾如此」、「有時如 此」、「經常如此」、「總是如此」；在部屬績效表現、領導者－部屬交換、權力距 離傾向、以及知覺組織正義之量表上，對應指標則為「非常不同意」、「不同意」、

「有點不同意」、「有點同意」、「同意」、「非常同意」。

以下根據研究架構，分別對預測變項（主管不當督導）、中介變項（領導者

－部屬交換）、調節變項（權力距離傾向）、效標變項（部屬績效）、及控制變項

（性別、年齡、學歷、知覺組織正義）進行整理與介紹，逐一說明量表來源、題 項內容、及信效度指標。

壹、 主要變項

在主管不當督導的測量部分，採用 Tepper（2000）編製的 15 題量表，由部 屬填答，內部一致性係數為.95。各題項之描述統計資料如表四。

表四

主管不當督導之描述性統計資料（N = 300）。

題項 平均數 標準差

主管不當督導（α = .95） 1.71 .95

他會嘲笑我。 1.84 1.13

他會告訴我，我的想法或感受很愚蠢。 1.89 .95

他會對我的請求相應不理。 1.60 .90

他會當眾使我難堪。 1.44 .80

他會侵犯我的隱私。 2.03 1.11

他會使我回想起過去的失敗或錯誤。 2.11 1.27

即使替本單位扛下苦差事，他也不會因此而肯定我。 1.80 1.10

為了不讓自己難堪，他會轉而責怪我。 1.83 1.10

他不信守自己立下的承諾。 1.83 1.16

對其他人生氣的時候，他會遷怒於我。 1.73 .94

他會在他人面前對我做出做出負面的評價。 1.56 .96

他對我很無禮。 1.35 .74

他不讓我和其他同事有互動的機會。 1.63 .94

他會說我的工作能力不佳。 1.61 .95

他會對我說謊。 1.71 .95

貳、中介變項

在領導者－部屬交換的測量部分，採用Graen 與 Uhl-Bien（1995）所編製的 領導者－成員交換量表，共計7 題，由部屬填答，內部一致性係數為.91。各題項 之描述統計資料如表五。

表五

領導者－部屬交換之描述性統計資料（N = 300）。

題項 平均數 標準差

領導者－部屬交換（α = .91）

他了解我對於目前工作的滿意程度。 3.94 1.05

他了解我在工作上的問題和需求。 4.02 1.03

表五（續）

領導者－部屬交換之描述性統計資料（N = 300）。

題項 平均數 標準差

他非常了解我的工作潛力。 4.11 .94

無論職權大小，他都會盡力替我解決工作上的難題。 4.45 1.07

無論職權大小，他都會犧牲自己的利益以幫助我脫離困境。 4.03 1.13 基於對他的信心，我會在他不在場時替他的決策進行辯護。 4.38 .95

我認為我與他之間關係良好。 4.40 .96

參、調節變項

在個人層次的權力距離傾向的測量上，採用Dorfman 與 Howell（1988）所編 製之題項，共6 題，由部屬填答，內部一致性係數為.78。描述統計資料如表六。

表六

權力距離傾向之描述性統計資料（N = 300）。

題項 平均數 標準差

權力距離傾向（α = .78）

主管進行大多數決策時，不需要諮詢部屬的意見。 2.79 1.07

和部屬共事時，主管應突顯其職位和權威。 3.27 1.19

主管不該經常徵詢部屬的意見。 2.69 1.02

主管應避免在工作以外的場合和部屬來往。 2.57 1.03

部屬不該對主管的決策有所質疑。 2.77 1.10

主管不該將重要任務授權給部屬處理。 2.58 1.00

肆、效標變項

在部屬績效的測量部分，採用樊景立與鄭伯壎（1997）所編製的工作表現量 表，共4 題，由主管填答，內部一致性係數為.91。各題項之描述統計資料如表七。

表七

部屬績效之描述性統計資料（N = 300）。

題項 平均數 標準差

部屬績效（α = .91）

對工作盡心盡力，努力完成我所交付的任務。 4.57 .97

能抱持做到最好的工作態度，來執行我所交辦的事項。 4.66 1.02 對於我所交辦的事項能妥善安排工作進度，並能獨立作業。 4.61 .99

對於我所交辦的事項認真負責。 4.46 .98

伍、控制變項

本研究控制變項包含部屬之性別、年齡、學歷、及主管之共事年資、以及部 屬正義知覺（分配正義、程序正義、互動正義），以下分別說明這些變項納入控 制的理由。一、性別：在男尊女卑的華人社會中，男性工作者比女性擁有較多的 權力（吳宗祐，2008b）。由於在此種權力不對等之關係中，男性擁有較大權力且 較少受到角色規範的束縛與期待，在面對主管不當督導對待時，男女部屬便可能 產生不同反應。二、年齡：年齡越長，意涵著社會歷練越多，因此可能較有經驗 處理與因應人際事件。三、學歷：高學歷者擁有較多的專業知識與技能，績效表 現可能較好。四、部屬與主管共事年資：當部屬與主管共事的時間越長，部屬對 於主管的人際行為越為熟悉，此外，過去研究亦顯示部屬與主管的共事年資會影 響領導者－部屬交換關係品質（Sparrowe & Liden, 1997; Wayne, Shore, & Liden, 1997）、部屬反應（Duarte et al., 1994; Mitchell & Ambrose, 2007）。五、部屬知覺 組織正義：過去研究發現，不當督導會透過部屬知覺組織正義進而對工作相關結 果變項產生影響，如工作態度、組織公民行為（Tepper, 2000; Zellars, et al., 2002;

Aryee et al., 2007）；在知覺組織正義的測量部分，採用Niehoff 與 Moorman（1993）

所編製的組織正義量表，共 20 題，由部屬填答，內部一致性係數分別為分配正 義.90、程序正義.92、互動正義.96。各題項之描述統計資料如表八。

表八

知覺組織正義之描述性統計資料（N = 300）。

題項 平均數 標準差

分配正義（α = .90）

我的工作時間安排很合理。 4.22 1.18

我目前的薪資水準很合理。 3.89 1.12

我目前的工作量很合理。 3.78 1.20

我目前的工作報酬很合理。 4.10 1.02

我目前所承擔的工作責任很合理。 4.02 1.03

程序正義（α = .92）

主管分配工作與獎酬是相當公正。 3.89 1.15

主管分配工作與獎酬時會考量每一位員工的顧慮。 3.87 1.19

為使工作與獎酬的分配盡可能圓滿，主管會收集精確、完

整的資訊。 3.90 1.21

當員工要求時，主管會詳細說明工作與獎酬的分配原則。 3.94 1.17 主管所設定的工作與獎酬分配原則適用於所有的員工。 3.66 1.23 任何員工可以對主管的工作與獎酬分配表示質疑或申訴。 3.78 1.30 互動正義（α = .96）

當主管分配工作與獎酬給我時，會展現友善而親切的態度。 4.31 1.02 當主管分配工作與獎酬給我時，會展現出對我的尊重。 4.32 1.01 當主管分配工作與獎酬給我時，會仔細顧慮我的個人需求。 4.02 1.17 當主管分配工作與獎酬給我時，不會故意欺騙隱瞞我。 4.31 1.09 當主管分配工作與獎酬給我時，會確保我應得的權利不受

損害。

4.05 1.10 當主管分配工作與獎酬給我時，會和我討論他之所以如此

安排的用意。

3.94 1.24 當主管分配工作與獎酬給我時，會說明他之所以如此安排

的理由。

4.01 1.23 當主管分配工作與獎酬給我時，會提出能使我信服的理由。 3.92 1.27 當主管分配工作與獎酬給我時，會詳細說明其中所包含的

各項細節。

3.88 1.25

第四節 資料分析

本研究以統計軟體SPSS16.0 進行描述統計分析（descriptive statistics）、相關 分析（correlation）、內部一致性信度分析（Cronbach’s α）、區段迴歸（block regression）分析、及調節式中介效果之分析，以瞭解樣本組成、研究變項間之關 聯性、研究變項的信度、以及假設驗證結果。並使用EQS 6.1 進行驗證性因素分 析變項。

壹、描述統計

本研究利用統計軟體 SPSS16.0 計算各變項之描述性統計指標，如平均數、

標準差、整體樣本組成次數分配及百分比等數值，以瞭解樣本組成、各題項及研 究變項之概況。

貳、相關分析

在正式進行假設驗證之前，本研究先以統計軟體計算各變項之間的相關，目 的是為初步瞭解不當督導、領導者－部屬交換、權力距離傾向、績效表現、及其 它控制變項之間的關聯性，是否符合假設預期的趨勢。

參、因素分析

為瞭解本研究各變項之因子結構，本研究利用統計軟體 EQS6.1 進行整體測 量模式（四因子模式）的驗證式因素分析，並進行一系列的替代巢套模式

（alternative nested model）比較，藉以確認所有因素是可區分且為不同構念的。

確認各研究變項之構念區分性後，使用分析結果下之題項的平均值做為指標，進 一步透過區段迴歸分析方法驗證本研究之主要效果、中介效果，並進行調節式中 介效果（moderated mediation）之檢驗。

肆、區段迴歸分析

本研究利用區段迴歸分析進行主要效果（main effect）與中介效果（mediating effect）的假設檢驗，此一分析法可在排除控制變項對效標變項的影響後，檢驗預 測變項對該效標變項是否具有顯著的預測效果。

根據Baron 與 Kenny（1986）的觀點，中介效果應符合以下三個條件。一、

預測變項與中介變項對效標變項皆具有顯著的預測效果；二、預測變項對中介變 項具有顯著的預測效果；三、將預測變項與中介變項同時加入迴歸模式並預測效 標變項，中介變項具有顯著的預測效果，但預測變項的預測效果會顯著下降。若 下降後，預測變項對效標變項已無顯著的預測效果，即為「完全中介」（complete mediation）；若下降後，預測變項對效標變項仍有顯著的預測效果，則為「部分 中介」（partial mediation）（Kenny, Beashy, & Bolger, 1998）。

根據上述，本研究之領導者－部屬交換對於不當督導與部屬績效的中介效 果，可透過以下方式檢驗：首先，主管不當督導對於領導者－部屬交換與部屬績 效（M1）、領導者－部屬交換對於部屬績效（M2）必須具有顯著的預測效果。在 M3 加入領導者－部屬交換的變項之後，相較於 M1，主管不當督導對於部屬績效 的解釋力應下降，亦即β 與 R△ ²皆會下降，而領導者－部屬交換對於部屬績效的 解釋力仍然顯著。根據上述，可確定領導者部屬交換對於主管不當督導與部屬績

效間關係具有中介效果。此外，本研究亦另外採用拔靴法（bootstrap method）進 一步檢驗中介效果，利用Preacher 與 Hayes（2004）之方法於 SPSS16.0 進行統計 分析。

伍、調節式中介效果

由於交互作用項為預測變項與調節變項的乘積，交互作用項與預測變項、調 節變項會有高相關，而導致嚴重的多元共線性（multicollinearity）問題。故在進 行調節式中介效果分析之前，本研究根據Aiken 與 West（1991）的建議，將預測 變項及調節變項標準化或中心化（centered to mean），使預測變項與調節變項線性 轉移，將其平均數移至0 之後再相乘，並以標準化後的 z 分數進行交互作用項的 計算（Villa, Howell, Dorfman, & Daniel, 2003）。

本研究採用Edwards &與 Lambert（2007）所提出之調節式中介模型（moderated mediation）檢驗方法。根據其分析程序，首先建立兩條迴歸方程式：（1）以不當 督導、權力距離傾向、不當督導權力距離傾向來預測領導者－部屬交換；（2）

以不當督導、領導者－部屬交換、不當督導權力距離傾向、領導者－部屬交換

權力距離傾向來預測部屬績效。並計算出直接效果、間接效果、總效果，以及 這些效果間的差異。其次，以本研究的 300 個樣本做為「母群」，採用拔靴法，

採取抽出放回（with replacement）的方式從該母群中抽取 300 個樣本，抽 1000 組樣本（每組樣本皆為抽取 300 次的集合），再對上述兩個迴歸方程式的迴歸係 數，與衍生出之直接效果、間接效果、總效果及差異，產生 1000 組估計值。最 後，透過此1000 組估計值導出「偏誤校正百分等級」（bias-correction percentile）

的信賴區間，並運用這些信賴區間針對各迴歸係數、直接效果、間接效果、總效 果及差異進行統計檢定。

根據上述所得結果可判斷該調節式中介效果屬於圖二中的何種模型，亦即調 節效果作用於該中介模型之前段、後段、或是預測變項至結果變項之直接或間接 效果段。接著進行簡單效果（simple effect）之繪圖，亦即當調節變項分別為高及 低時，整體中介模型的呈現趨勢。最後，根據此模型進行交互作用之繪圖，以瞭 解調節效果的趨勢。

1. 2.

3. 4.

5. 6.

7. 8.

Edwards & Lambert (2007). Methods for Integrating Moderation and Mediation: A general analytical framework using moderated path analysis.

Psychological Methods, 12(1), p4.

第四章 研究結果

本研究主要目的是希望透過主管不當督導與領導者－部屬交換間的關係，瞭 解負向領導行為對雙方交換關係品質之影響，並進一步檢驗領導者－部屬交換在 不當督導與部屬績效間的中介效果。此外，本研究亦試圖確認該中介效果如何受 到部屬權力距離傾向所調節。針對上述目的與對應之研究假設，本研究將進行驗 證式因素分析、相關分析、區段迴歸分析、及調節式中介效果分析。

第一節 測量模式的比較

本研究變項具有概念上的相似性，為確定各研究變項並非彼此相同的構念，

因此在進行假設驗證之前，先透過巢套模式的驗證式因素分析以確認研究變項間 的區分性（distinctiveness）。其中，不當督導之題項過多，使得因素分析的參數估 計值可能會過多，為使驗證性因素分析結果更為清楚，故本研究隨機選取每三個 題目之得分合併為一分數，共產生五個分數，再以此五個分數做為潛在構念的指 標（indicator）（Little, Cunningham, Shahar, & Widaman, 2002），進行驗證式因素 分析。根據Williams 與 Anderson（1994）的建議，本研究將某些因子合併以巢套 模式進行比較。

從表九可知，四因子模式（χ² = 552.67，df = 203，CFI = .92，NNFI = .91，IFI

= .92，RMSEA = .08，SRMR = .07）與三因子模式（不當督導與領導者－部屬交換 合併為一因子）、二因子模式（不當督導、領導者－部屬交換、權力距離傾向合 併為一因子）、一因子模式（所有變項合併為一因子）相比較後，其各項適合度 指標明顯優於其它模式。本研究並進一步針對不同模式間的卡方值進行差異性檢 定，發現四因子模式與其它替代巢套模式之卡方值皆具有顯著差異（p < .01），顯

示四因子模式是所有模式中具有最佳適合度的模式。總結來說，各研究變項具有 良好的區辨性。

表九

測量模式之適合度比較（N = 300）。

χ² df △χ² CFI NNFI IFI RMSEA SRMR 原始模式 4464.39 231 - - - - 四因子 552.67 203 - .92 .91 .92 .08 .07 三因子 1341.88 206 789.21** .73 .70 .73 .14 .13 二因子 1726.88 208 1174.21** .64 .60 .64 .16 .15 一因子 2490.22 209 1937.55** .46 .40 .46 .19 .18 註：** p < .01。

第二節 各研究變項之相關

在進行假設檢驗之前，本研究先針對各研究變項進行相關分析，以瞭解各變 項間的關聯性是否與假設預測趨勢符合。各變項之平均數、標準差、及相關係數，

如表十所示。

壹、控制變項間之相關分析

根據表十，性別與學歷呈顯著的負相關（r = -.17, p < .01），表示男性部屬的 學歷高於女性部屬。年齡與學歷、互動正義有顯著的負相關（r = -.24, p < .001; r = -.12, p < .05）、而與共事時間有顯著的正相關（r = .55, p < .001），表示年齡較大的 部屬，其學歷及知覺互動正義較低，但與直屬主管的共事時間較長。部屬學歷與 共事時間有顯著的負相關（r = -.22, p < .001），表示部屬學歷較高，與直屬主管的

N = 300

1 2 3 4 5 6 7 8 9. 10. 11.

1. 01.60 0.49 -

2. 32.72 7.88 -.11 -

3. 02.90 0.85 -.17** -.24*** -

4. 03.36 3.57 .00 .55*** -.22*** -

5. 03.96 0.95 -.01 .10 -.19*** .12* (.90)

6. 03.84 1.02 -.08 -.06 -.13* -.01 .47*** (.92)

7. 04.08 1.01 -.01 -.12* -.06 -.03 .35*** .83*** (.96)

8. 01.73 0.77 .01 .02 -.06 -.01 -.12* -.34*** -.37*** (.95)

9. 04.19 0.81 -.06 -.05 .04 .04 .26*** .56*** .54*** -.48*** (.91)

10 . 02.78 0.74 -.05 .14* -.26*** .13* .04 -.03 -.04 .21*** -.14* (.78)

11. 04.58 0.88 -.11 -.05 .15** .11 .04 .14* .16** -.19*** .25*** -.17** (.91)

*p < .05, **p < .01, ***p < .001 Cronbach’s =1 =2 1=

2= 3= 4= 5=

共事時間較短；部屬學歷與知覺分配正義及程序正義亦為負相關（分別為 r = -.19, p < .001; r = -.13, p < .05），部屬學歷越高，知覺分配正義及程序正義越低。部屬 與主管共事時間及知覺分配正義為正相關（r = .12, p < .05），表示共事時間越長，

部屬對分配正義的知覺亦越高。部屬知覺的分配正義與程序正義、互動正義分別 為正相關（分別為 r = .47, p < .001; r = .35, p < .001），而程序正義與互動正義亦為 正相關（r = .83, p < .001），以上皆表示當部屬知覺分配正義較高時，對程序正義 及互動正義的知覺亦較高；部屬知覺程序正義較高時，對互動正義的知覺亦較高。

貳、控制變項與主要變項之相關分析

根據表十，學歷與部屬績效有顯著正相關（r = .15, p < .01），表示部屬學歷 較高時，其績效表現亦較好。年齡、學歷、共事時間皆與權力距離傾向有顯著相 關（分別為 r = .14, p < .01; r = -.26, p < .001; r = .13, p < .05），表示年齡較高、學 歷較低、與主管共事時間較長的部屬，其權力距離傾向亦較高。

部屬知覺分配正義與不當督導有顯著負相關（r = -.12, p < .05）、與領導者－

部屬交換有顯著正相關（r = .26, p < .001），表示當部屬知覺分配正義程度較高 時，不當督導程度較低、領導者－部屬交換關係品質亦較高。部屬知覺分配正義 與不當督導有顯著負相關（r = -.34, p < .001），與領導者－部屬交換、部屬績效皆 有顯著正相關（分別為 r = .56, p < .001; r = .14, p < .05），表示當部屬知覺程序正 義高時，不當督導程度較低、領導者－部屬交換關係較高、部屬績效亦較好。而 部屬知覺互動正義亦與不當督導有顯著負相關（r = -.37, p < .001），與領導者－部 屬交換、部屬績效有顯著正相關（分別為 r = .54, p < .001; r = .16, p < .01），表示 當部屬知覺互動正義較高時，不當督導程度較低，領導者－部屬交換與部屬績效 亦較高。

參、主要變項間之相關分析

首先，主管不當督導與領導者－部屬交換、部屬績效表現皆呈現顯著的負相 關（分別為 r = -.48, p < .001; r = -.19, p < .001），意即當主管展現較多的不當督導 行為時，領導者－部屬交換關係品質與部屬績效表現皆會較低，符合本研究假設 推論之趨勢，初步支持 H1、H2。領導者－部屬交換與部屬績效表現呈現顯著正 相關（r = .25, p < .001），表示當領導者與部屬關係品質較好時，部屬有較好的績

效表現。此結果與過去研究結果相吻合，並初步支持 H3。另外，部屬權力距離

傾向與不當督導有顯著正相關（r = .21, p < .001），而與領導者－部屬交換關係及 績效表現皆有顯著負相關（分別為 r = -.14, p < .05; r = -.17, p < .01），表示當部屬 權力距離傾向較高時，主管不當督導程度較高，領導者－部屬交換關係品質較 差，其績效表現亦較低。

第三節 主要效果與中介效果之檢驗

在本節中，研究者將透過區段迴歸分析來檢驗所提出之假設。表十一呈現不 當督導對領導者－部屬交換、部屬績效的主要效果，及領導者－部屬交換對部屬 績效的主要效果，以檢驗H1、H2、H3。綜合上述的分析結果，依照 Baron 與 Kenny

（1986）的方法進行中介效果 H4 之檢驗，最後，亦採用 sobel test 與拔靴法檢驗 中介效果。

透過區段迴歸分析，在排除控制變項對效標變項的影響之後，根據表十一中 M1 可發現，不當督導對部屬績效具有顯著的預測效果（β = -.11, p < .05），表示 當主管的不當督導程度越高時，部屬績效表現就越差，H1 獲得支持。此外，不 當督導對領導者－部屬交換亦具有顯著的預測效果（β = -.25, p < .001），亦即當

主 表十一

不當督導、領導者部屬交換、部屬績效之區段迴歸分析（N = 300）。

變項 領導者

－部屬交換

部屬績效

M1 M2 M3 控制變項

性別 -.01 -.08 -.08*** -.08

年齡 -.0* -.11 -.11*** -.11

學歷 .10* .14** .14** .14**

共事時間 .08 .19*** .19*** .19***

分配正義 .02* -.01* -.01*** -.01

程序正義 .29*** .05 .05*** .05

互動正義 .20** .11 .11*** .11

（△R²） (.35)*** (.09)*** (.09)*** (.09)***

預測變項

不當督導 -.25*** -.11* -.07

（△R²） (.08)*** (.01)**

中介變項

領導者－部屬交換 .17** .14*

（△R²） (.02)** (.03)**

合計 R² .42 .11 .12*** .12

調整後 R² .41 .08 .09*** .09

F 值 26.77*** 4.30*** 4.76*** 4.42***

自由度 8, 291 8, 291 8, 291 9, 290 註：1. *p < .05, **p < .01, ***p < .001。2. 無括弧數值為標準化迴歸係數。

管展現越多不當督導行為時，對領導者－部屬交換關係品質的損害程度就越大，

H2 獲得支持。根據 M2，在排除控制變項的影響後，領導者－部屬交換對部屬績 效具有顯著的預測效果（β = .17, p < .01），顯示當領導者與部屬交換關係品質好 時，部屬的績效表現亦較好，因此H3 獲得支持。

在中介效果檢驗部分，則依據以下步驟進行檢驗。根據上述，不當督導對領 導者－部屬交換（中介變項）與部屬績效（效標變項）有顯著的預測效果，第一

個條件成立；而領導者－部屬交換（中介變項）對部屬績效（效標變項）亦具有

顯著的預測效果，第二個條件成立；最後根據表十中的 M3，將不當督導（預測

變項）與領導者部屬交換（中介變項）同時放入迴歸模型以預測部屬績效時，可 發現不當督導對部屬績效已不具有解釋力（β = -.07, n.s.），而領導者－部屬交換 對部屬績效仍具有顯著的預測效果（β = .14, p < .05）。根據Baron 與 Kenny（1986）

的檢驗標準，領導者－部屬交換對不當督導與部屬績效間的關係具有完全中介效 果。因此H4 獲得支持。

本研究同時以拔靴法（bootstrap method）進行中介效果之檢驗，並以 sobel test 所得結果呈現此中介模型，根據所得結果繪製表十二及圖三。根據表十二，95%

的信賴區間並不包含 0，表示間接效果的值顯著偏離 0，亦即有顯著的間接效果 存在。另外，根據圖三，在不當督導與部屬績效之間加入領導者－部屬交換後，

不當督導對部屬績效的效果由顯著（β = -.15, p < .05）變為不顯著（β = -.09, n.s.），

表示領導者－部屬交換完全中介不當督導與部屬績效之間的關係。

表十二

領導者－部屬交換之中介效果（N = 300）。

點估計 標準誤 間接效果（拔靴法）

BCa 95% 信賴區間

低 高

中介效果

領導者－部屬交換 -.06 .03 -.12 -.01

整體 -.06 .03 -.12 -.01

依變項：部屬績效。拔靴次數：5000；粗體為顯著間接效果。

-.32*** .17*

-.09 (-.15*)

圖三：領導者－部屬交換之中介效果（*p < .05, **p < .01, ***p < .001）。

第四節 調節式中介效果之檢驗

為了探討瞭解領導者－部屬交換在不當督導與部屬績效之中介效果是否受 到部屬的權力距離傾向所調節，本研究採用Edwards 與 Lambert（2007）之方法，

檢驗權力距離傾向在此中介效果中之調節作用。

根據表十三可發現，權力距離傾向在不當督導與領導者－部屬交換間的調節 效果未達顯著（β = .16, n.s.），假設 5a 未獲支持。權力距離傾向僅調節領導者－

部屬交換與績效表現間之關係（β = .18, p < .10），當部屬權力距離傾向高時，領 導者－部屬交換關係與部屬績效較強，當部屬權力距離傾向低時，領導者－部屬 交換關係與部屬績效較弱，此調節方向與假設預期相反，故假設5b 亦未獲支持。

整體而言，當部屬權力距離傾向低時，不當督導對領導者－部屬交換有顯著 的預測效果（β = -.40, p < .01），但領導者－部屬交換對部屬績效的預測效果（β

= .08, n.s.）及不當督導對績效表現之直接效果（β = -.08, n.s.）皆不顯著；亦即當 部屬權力距離傾向低時，此中介效果不成立。然而，當部屬權力距離傾向高時，

不當督導對領導者－部屬交換（β = -.24, p < .01）以及領導者－部屬交換對部屬 績效（β = .25, p < .01）皆有顯著的預測效果，而不當督導對部屬績效無直接效果

不當督導

領導者－部屬交換

部屬績效

表十三

權力距離傾向之簡單效果差異分析（N = 300）。

按權力距離傾向區分

高 低 差異

階段

前段：不當督導→LMX -.24** -.40** .16

後段：LMX→部屬績效 .25** .08 .18⁺

效果

直接效果 -.06 -.08 .02

間接效果 -.06** -.03 -.03

總效果 -.12 -.11 -.01

註：表格中的數字為標準化β係數（第一階段、第二階段及直接效果），或運用 這些迴歸係數所計算而成的數值（間接效果、總效果、差異）。這些係數或數值 是否具有統計上的顯著效果，乃是運用拔靴法所衍生出之「偏誤校正百分等級」

信任區間來進行檢定。⁺p < .10. *p < .05. **p < .01。

（β = -.06, n.s.），表示領導者－部屬交換完全中介不當督導與部屬績效間的關 係。進一步根據權力距離傾向的高低程度將表十三繪製成圖四，可發現權力距離 傾向調節了領導者－部屬交換在不當督導與部屬績效間之中介效果，當部屬權力 距離傾向高時，此中介關係較強。

為瞭解在此中介模型中，領導者－部屬交換與權力距離傾向之互涉效果的影 響趨勢，本研究參考Aiken 與 West（1991）及 Edwards 與 Lambert（2007）的作 法，將中介變項（領導者－部屬交換）與調節變項（權力距離傾向）高於與低於 平均數的一個標準差之值代入迴歸式Y = b010 + bX10X + bM10M + bZ10Z + bMZ10MZ 中，以預測影響力，並將「高領導者－部屬交換與高權力距離傾向」、「高領導者

－部屬交換與低權力距離傾向」、「高領導者－部屬交換與低權力距離傾向」、「低 領導者－部屬交換與低權力距離傾向」下的影響力數值繪製成圖，如圖五所示。

-.40** .08

-.08

-.24** .25**

-.06

4A. 低權力距離取向的簡單效果

4B. 高權力距離取向的簡單效果 圖四：高低權力距離取向下之中介效果。

根據圖五，結果顯示當部屬權力距離傾向較高時，領導者－部屬交換與部屬 績效的正相關較強，當領導者－部屬交換關係品質低且部屬權力距離傾向高時，

部屬的績效表現最差。

圖五：領導者－部屬交換與權力距離傾向對部屬績效之交互作用。

不當督導

領導者部屬交換

部屬績效

不當督導

領導者部屬交換

部屬績效

部屬績效

低 高 領導者－部屬交換

低權力距離傾向 高權力距離傾向

第五章 討論與建議

本研究結果之摘要表如表十四所示。以下分別就結果討論、研究貢獻、研究 限制及未來研究方向進行闡述。

第一節 結果討論

針對研究結果，本研究提出幾點進行討論。第一，針對本研究H1、H2 的驗 證結果可知，不當督導與部屬績效、領導者－部屬交換皆具有顯著的負相關，表 示主管不當督導行為的確有損雙方的交換關係品質，亦對部屬績效有負向的影響 效果。

第二，根據H3、H4 的驗證結果，領導者－部屬交換不僅對部屬績效有顯著 的正向影響，並且完全中介不當督導對部屬績效之間的關係，這表示主管的不當 督導行為對於部屬績效的損害是透過低交換關係品質所產生的。此研究結果不僅 補充Harris 等人（2007）針對不當督導與部屬績效的研究，探討兩者間的歷程之 外，亦回應Harvey 等人（2007）的看法，從領導者－部屬交換之觀點來探討主管 不當督導的確有其意義。

第三，本研究採用調節式中介模型檢驗各變項之間的關係，根據H5 的驗證，

權力距離傾向的調節效果來自於該中介模型的後段（H5b）。亦即在此調節式中介 模型中，部屬權力距離傾向並未調節前段（不當督導與領導者－部屬交換，H5a），

而僅調節後段（領導者－部屬交換與部屬績效，H5b）。進一步分析整體模型之簡 單效果後發現，不論部屬的權力距離傾向高或低，不當督導對領導者－部屬交換 皆有顯著的負向影響，然而，領導者－部屬交換關係對部屬績效的影響效果僅作

用於權力距離傾向高的部屬上，對低權力距離傾向部屬而言，雙方交換關係品質 與部屬績效無關。整體而言，領導者－部屬交換對不當督導與部屬績效的中介效 果僅作用於高權力距離傾向部屬。由於H5a 未獲得支持，H5b 的調節方向亦與預 期結果相反，以下將針對此結果做更詳盡的解釋。

圖六：不當督導與權力距離傾向對領導者－部屬交換之交互作用。

根據調節式中介效果之結果（表十三）發現，前段效果之差異達.16，卻未達 顯著（H5a）。根據權威關係模式（Tyler et al., 2000），高權力距離傾向者因不易受 到主管對待方式的影響，而傾向以服從與忠誠做為回應，此推論應為合理。故本 研究額外單純探討不當督導與部屬權力距離傾向對領導者－部屬交換之互涉效 果，並將其繪製成圖六。結果發現，不當督導與部屬權力距離傾向之互涉效果對 領導者－部屬交換具有顯著影響（β = .09, p < .01）。根據圖六，當部屬權力距離 傾向低時，不當督導與領導者－交換關係的負相關較強，表示主管的不當督導行 為對此交換關係的影響較大。此結果的確符合權威關係模式之看法：低權力距離 傾向者較重視權威者對待的方式，因此不當督導對雙方關係品質有較強烈的影 響，而高權力距離傾向部屬認為自己應對權威者表示尊重與忠誠，儘管當主管展 現不當督導行為時，部屬仍可能傾向於展現此種正向態度，關係品質不易受到影

領導者－

部屬交換

低 高 不當督導

低權力距離傾向 高權力距離傾向

響。此結果可與領導者－部屬交換的後設分析研究（Dulebohn, Bommer, Liden, Brouer, & Ferris, in press）相呼應，根據該篇研究，主管特性與行為會透過交換關 係品質進而影響到組織結果變項，且主管行為與交換關係品質間的關係會受到文 化特性或因素所調節。

在本研究的調節式中介模型中，部屬權力距離傾向在後段的調節方向與假設 所預期的相反。根據權力關係模式（Tyler et al., 2000），基於對主管的忠誠與服從 性，當部屬權力距離傾向較高時，領導者－部屬交換與部屬績效間之關係應較 弱，然而研究結果卻不如權威關係模式所解釋的方向，對高權力距離傾向部屬而 言，此中介效果並非較弱，反而較強，針對此調節結果相反可能的解釋有二。首 先，儘管權威關係模式說明了高權力距離傾向者對上位者有較多的服從與尊重，

但同時他們可能也較注重關係，因此上下關係品質反而對績效表現具有決定性的 影響，當部屬與主管的關係較差時，績效表現亦跟著變差。另外，儘管高權力距 離傾向的部屬會基於服從性而有完成工作之意願，但實際上不一定有足夠的資源 達成任務。過去研究顯示，當部屬無法獲得主管的支持與資源時，較不易完成工 作任務（Scott & Bruce, 1994），然而，低權力距離傾向部屬較不畏懼表達自己的 意見、要求及詢問（Adsit et al., 1997），故可能較易獲得達成任務所需的資源，且 較容易與主管澄清及討論其工作內容，而使得其績效表現不受雙方交換關係品質 的影響。

根據上述資源觀點，領導者－部屬交換關係的好壞會影響部屬所擁有的資源 多寡，此時部屬的權力距離傾向便可能使部屬採用主動爭取的方式來彌補低關係 品質所造成的缺失。此外，知覺互動對象之權力大小會影響情緒勞動程度（Morris

& Feldman, 1996），且知覺主管權力較大的部屬，在面對相同程度的不當督導時，

會經歷較高的情緒勞動（吳宗祐，2008a）。高度情緒勞動會造成內在心力資源的 損失，因此減低個體對工作任務的專心與投入程度。由於高權力距離傾向者認為

主管的權力較大，若此時領導者－部屬交換關係較差，則部屬便可能經驗到最多 的情緒勞動，而在精神上無法專注於工作任務，在實質上也因被主管視為外團 體，無法獲得工作上所需資源，故產生最差的績效表現。

本研究之H1 至 H5 的結果摘要如表十四。

表十四

研究結果摘要表。

研究假設 驗證結果

H1：主管不當督導與部屬績效具有顯著負相關。 支持

H2：主管不當督導與領導者－部屬交換具有顯著負相關。 支持

H3：領導者－部屬交換與部屬績效具有顯著正相關。 支持

H4：領導者－部屬交換可以中介主管不當督導與部屬績效之關係。 支持 H5a：權力距離傾向可以調節不當督導與領導者－部屬交換間之關

係。當部屬權力距離傾向越低時，主管不當督導與領導者－

部屬交換間之負向關係越強。

不支持

H5b：權力距離傾向可以調節領導者－部屬交換與部屬績效間之關 係。當部屬權力距離傾向越低時，領導者－部屬交換與部屬 績效間之正向關係越強。

不支持

第二節 研究貢獻

壹、理論貢獻

由於主管不當督導行為會使得部屬知覺到較低的程序正義、分配正義、互動 正義（吳宗祐, 2008a; Tepper, 2000; Zellars et al., 2002; Aryee et al., 2007），過去在 探討不當督導與結果變項之中介歷程時，多以部屬正義知覺為研究焦點；此外，

另有部份研究以部屬情感或情緒為關注的對象（吳宗祐, 2008a; Aryee et al., 2008;

Tepper et al., 2008）。本研究發現，在控制部屬正義知覺之後，不當督導對領導者

－部屬交換與部屬績效表現仍具有顯著的影響力，且領導者－部屬交換完全中介 不當督導與部屬績效之間的關係，該結果表示過去僅關注於部屬正義知覺與部屬 情感或情緒是不足的，亦應考量上下關係品質。

此外，本研究發現，同時將領導者－部屬交換與知覺組織正義皆納入分析 時，僅領導者－部屬交換對部屬績效有顯著效果（β = .17, p < .01），而知覺組織 正義對部屬績效無顯著效果（分配正義β = -.01, n.s.；程序正義 β = .05, n.s.；互動 正義β = .11, n.s.）。其它研究發現，領導者－部屬交換完全中介不當督導與部屬績 效、組織公民行為間之關係（Xu, Haung, Lam, & Miao, in press），然而此研究結果 並未將部屬正義知覺納入控制；此外，該篇研究之研究二在探討交換關係在不當 督導與部屬績效的中介效果時，結果雖與本研究相同，然而卻未控制部屬的分配 正義與程序正義知覺。另外亦有研究（Lian, Ferris, & Brown, in press）將領導者

－ 部 屬 交 換 視 為 調 節 變 項 ， 在 控 制 程 序 正 義 、 互 動 正 義 、 組 織 社 會 交 換

（Organizational social exchange）之後發現，不當督導會透過基本需求滿足進而 影響組織偏差行為，且領導者－部屬交換會調節不當督導與基本需求滿足之間的 關係，當交換關係品質好時，不當督導對需求滿足的破壞性越大。

過 去 研 究 已 顯 示 ， 部 屬 並 非 皆 以 相 同 方 式 對 主 管 的 不 當 督 導 做 反 應

（Schaubhut et al., 2004; Thau & Mitchell, 2006; Harvey et al., 2007; Mitchell &

Ambrose, 2007; Liu et al., 2010）。由於不同權力距離傾向的部屬會對主管不當督導 產生不同的態度與行為反應，權力距離傾向對於此中介效果應具有調節作用，本 研究發現部屬權力距離傾向會調節不當督導與結果變項之間的關係。根據 Liden 等人（1997），領導者－部屬交換與部屬績效之間的關係並非呈現一致的結果，

兩者之間可能存在著其它調節變項（Liden et al., 1997），如：共事年資（Duarte Goodson, & Klich, 1994）、工作多元性（Dunegan et al., 1992）。本研究回應過去學 者的呼籲（Liden et al., 1997），為兩者間的關係找出其它可能的調節因素。

貳、實務意涵

過去許多研究皆顯示為提升組織效能，應減少主管的不當督導行為（Zellars, et al., 2002; Aryee et al., 2007; Harris et al., 2007），並提升領導者部屬交換關係品質

（Castleberry & Tanner, 1986; Chen et al., 2007; Graen et al., 1982; Liden et al., 1993;

Scandura & Graen, 1984; Vecchio & Gobdel, 1984; Wang et al., 2005）。有鑒於不當督 導帶來的負向結果造成組織的高成本損失（Tepper et al., 2006），組織應試圖減少 不當督導發生的可能性，例如，透過訓練主管之方式協助其展現有效能之領導行 為，而減少不當督導行為。主管亦可加強對自我行為的覺察，減少自己展現負向 領導行為的機會。

由於權力距離信念隱含著個體對規範與權威的看法，組織可嘗試透過文化氛 圍的營造，改變部屬對上下位者權力關係的看法，進而減少低交換關係品質所帶 來的負面影響（Tepper, 2007）。當組織中呈現低權力距離之文化氛圍時，部屬便 可能會與主管有較多的溝通及互動；在工作上遇到瓶頸時，亦較能夠主動詢問與 尋求幫助（Adsit et al., 1997），這些行為將有助於部屬達成良好的績效。

最後，為使部屬維持良好績效表現，主管應多加注意自己與高權力距離傾向 部屬之間的交換關係。主管可向其表示友善的態度與行為，並主動提供所需資 源。當部屬在工作上面臨困難、卻因心存畏懼而不敢向主管主動表示需求與詢問 時，主管應適時地伸出援手，與部屬確認現在可能遭遇的難題，給予部屬幫助，

協助其完成工作任務、達成良好的績效。

第三節 研究限制

壹、橫斷式研究設計

本研究設計為橫斷式設計（cross-sectional design），在因果關係的探討上，可 能有因果倒置之疑慮（Staw, 1975）。也就是說，究竟是主管的不當督導造成領導 者與部屬雙方交換關係品質的下降？亦或是雙方關係品質較差，而使得主管展現 較多的不當督導行為？在本研究設計之下，儘管無法根據研究結果確認因果關 係，但根據過去研究（Wang et al., 2005），領導行為與部屬績效之間的關係，應 為不當督導降低領導者－部屬交換關係品質與部屬績效較為合理。

Tepper、Moss 及 Duffy（2011）發現，主管知覺與部屬的不相似性對部屬績 效有負向影響效果，且進而影響到主管不當督導行為的展現。然而，在該篇研究 中，上評之部屬績效與主管不當督導行為皆是在第二時間點測量，因此仍有因果 倒置之可能性。有鑒於此，為避免因果混淆的問題，建議未來可採取縱貫研究

（longitudinal study）為策略，在不同時間點測量各變項，以解決因果推論之問題。

另外，為進一步釐清不當督導與部屬績效的因果關係，究竟是主管的不當督導影 響到部屬績效的展現，亦或是部屬的低績效表現導致主管不當督導，未來亦可針 對新進員工進行研究，觀察主管與部屬雙方在互動之初究竟是何種行為較先出 現，藉此將可對不當督導與部屬績效的出現順序有更深入的了解。

貳、未控制正負向情感

部屬的正負向情感可能是影響個體對社會互動知覺以及工作結果的潛在變 項（Lakey & Cassady, 1990）。有鑒於主管不當督導行為是部屬主觀感受的評估，

因此便有可能受到部屬本身的正負向情感所影響。此外，擁有高負向情感之部屬 可能較易成為主管不當督導的對象，且較常使用的失功能抵抗（dysfunctional resistance）行為；相反的，高正向情感之部屬傾向於正向思考與行事，因此可能 較常使用建設性的抵抗（constructive resistance）行為（Tepper et al., 2001），上述 結果皆可能對領導者－部屬交換關係與部屬績效有所影響。因此，若將此變項納 入控制，則可減少此種個體差異對結果分析的混淆（Duffy et al., 2002）。然而過 去研究也發現，在進行中介或調節效果分析時，正負向情感並不一定會對結果變 項產生影響（Zellas et al., 2002），因此本研究雖未控制部屬正負向情感，但對研 究結果應不至於有太大的影響。儘管如此，建議未來研究仍應將正負向情感納入 控制。

參、效標變項之解釋範疇

過去研究顯示，不當督導會對個人及組織諸多方面造成負向影響，例如：部 屬的工作滿意度（Tepper et al., 2004; Schat et al., 2006）、離職意圖（Tepper, 2000）、

心理壓力（Tepper & Lockhart, 2005; Yahil, 2006; Harvey et al., 2007）、情緒勞動與 耗竭（吳宗祐, 2008a; Grandey & Kern, 2004）、組織承諾（Schat et al., 2006）、上 評績效（Harris et al., 2007）、偏差行為（Inness, et al., 2005; Dupre et al., 2006; Thau

& Mitchell, 2006; Mitchell & Ambrose, 2007）以及組織公民行為（Zellars et al., 2002;

Aryee et al., 2007）。在本篇研究中，除探討不當督導對領導者－部屬交換與部屬 績效之影響外，亦發現領導者－部屬交換完全中介不當督導與部屬績效之間的關 係。另有研究顯示，不當督導會透過交換關係品質影響到組織公民行為（Xu et al., in press）。然而，不當督導是否亦能夠透過領導者－部屬交換進而影響到部屬的 情感態度之變項，如工作滿意度、組織承諾？這些將有待未來研究進行更深入的 探討。