無預警裁員後留任員工對組織的信任與承諾之研究

無預警裁員後留任員工對組織的信任與承諾之研究

張文龍

實踐大學企業管理系助理教授 梁雨樺

國立台灣師範大學工業科技教育學系碩士班

摘 要

基於企業經營管理的便利，避免因事先預告造成各種不利於企業 的事情發生，過去有許多企業經常採取無預警裁員模式進行組織精簡。

對企業而言，無預警裁員固然存在許多的優點，但相對也存在許多負 面的效益，這當中留任員工對企業的信任與承諾問題，就是一項經常 受到組織行為學者廣泛探討的重要課題。本研究以台灣地區 2005 年採 行無預警裁員的電子零件製造商之留任員工為研究對象，調查留任員 工在無預警裁員後對組織的信任與承諾。最後，研究結果發現，留任 員工確實因企業採行無預警裁員，對組織產生高度的不信任感，而這 些不信任感，直接影響留任員工對組織的各項承諾。

關鍵詞：無預警裁員、留任員工、信任、承諾

前言

裁員是許多企業用以精簡組織的重要手段，但相較於歐美等先進 國家，部分亞洲的開發中國家對企業利用裁員手段，提升企業競爭力 的做法大多存在許多負面的觀感，並且認為裁員是不負責任企業為規 避經營不善，以及排除資深員工領取勞工退休金的惡劣行徑。以台灣 為例，自 1990 年以來，許多高科技廠商為降低經營成本，陸續將生 產重心移往對岸的中國大陸，導致關廠歇業或是大規模裁員企業家數 不斷上升，進而衍生出許多的社會問題。因此，近年來只要勞工在獲 悉企業即將採取裁員活動時，大多會採取許多的抗爭行動，要求企業 必須依照政府的法令規定或是勞工提出的要求，採取必要的補償或資 遣措施，惟此舉相對導致部分企業為避免因事先預告，造成各種不利 於企業的事情發生，並逐漸開始採用無預警裁員模式進行組織精簡。

對企業而言，無預警裁員固然存在許多的優點，但由於未事先預 告裁員的舉措，對頓失工作的勞工而言，無非是一項相當嚴重的打擊。

尤其，過去許多的研究結果發現，當企業實施裁員後，經常會影響留 任員工對組織的信任(Appelbaum, Everard and Hung, 1999；Armstrong- Stassen, 2002 ； Aryee and Chen, 2004 ； Brockner, Batia and Martin, 1995；Farrel, 2003；Lee and Teo, 2005；Luthans and Sommer, 1999；

McNeilly and Lawson, 1999 ； Minnick and Ireland, 2005 ； Mishra and Spreitzer, 1998 ； Mone, 1997 ； Petzall and Parker, 2000 ； Tourish, Paulsen and Elizabeth Bordia, 2004 ； Tzafrir and Eitam-Meilik, 2005 ； Zawacki, 1997) 與 承 諾 (Allen, Freeman, Russell, Reizenstein and Rentz, 2001 ； Armstrong-Stassen, 2004, 2006 ； Benson, 2006 ； Brennan and Skarlicki, 2004 ； Brockner, Spreitzer, Mishra, Hochwarter, Pepper and Weinberg, 2004；Farrel, 2003；Lee and Corbett, 2006；Littler, Wiesner

and Dunford, 2003 ； Mellor, Mathieu, Barnes-Farrell and Rogelberg, 2001；Mir and Mosca, 2002；Tsai et. al, 2005；Zehir and Savi, 2004)，

進而影響企業期望藉由裁員提升企業競爭力的效果。尤其，信任對裁 員 後 留 任 員 工 的 情 感 性 反 應 有 許 多 的 影 響 (Kirkpatrick and Locke, 1991；Marilyn, 2005；Mishra and Mishra, 1994；Mone, 1994, 1997)，

包括對領導者的信任，可能影響留任員工對組織承諾(Heenan, 1990)，

以及留任員工對組織的信任，經常影響留任員工在變革過程的抗拒程 度(Beer, 1987)，因此，信任是活化組織變革績效的重要指標(Davis and Lawrence, 1977; Kanter, 1988; Ouchi, 1981)，同時也是領導者管理 組 織 變 革 危 機 時 必 須 考 量 的 重 要 因 素 (Kiffin-Petersen and Cordery, 2003；Kirkpatrick and Locke, 1991；Morgan and Zeffane, 2003)。因此，

企業在裁員過程如何降低留任員工對組織的不信任，進而提升對組織 的承諾，是實施裁員企業必須審慎面對的重要課題。

基於留任員工對組織的信任與承諾是影響組織裁員成效的關鍵因 素，加上過去亞洲的開發中國家較少見關於無預警裁員後，留任員工 對組織信任與承諾之相關研究。為此，本研究擬以 2005 年台灣實施無 預警裁員的 14 家電子零件製造商為研究對象，調查留任員工在企業 實施無預警裁員後對組織的信任與承諾，最後，歸納出具體的研究結 論與建議。

理論基礎與研究假設

1.組織信任

信任對個人或組織發展而言，均扮演相當重要之角色。彙整相關 文獻可以發現，信任在學習、溝通、領導、績效、人格發展與人際關係上 都 有 顯 著 的 效 果 (Giffin, 1967 ； Golembiewski and McConkie, 1975 ； Horton and Reid, 1991；Lewicki, McAllister and Bies, 1998；Lillibridge and Lundstedt, 1967 ； Mayer, Davis and Schoorman, 1995 ； Rotter, 1967；Willemyns and Gallois, 2003 ；Young and Daniel, 2003)。例如 ， Horton and Reid(1991)表示，組織需要減少勞資雙方的信任代溝，因為 信 任 是 建 立 積 極 性 人 群 關 係 的 關 鍵 要 素 。 Golembiewski and McConkie(1975)指出，沒有任何一個單一變數能像信任一樣全面性的 影響人際與團體行為。

近年來，組織行為學者逐漸一致認為，信任是影響公、私部門組 織 績 效 的 關 鍵 因 素 (Becker et al., 1996 ； Benveniste, 1994 ； Gould- Williams, 2003 ； Lee and Akhtar, 1996 ； Lewicki and Bunker, 1996 ； Mishra and Morrissey, 1990；Orlitzky and Frenkel, 2005；Shaw, 1997；

Tzafrir, 2005)。例如 Benveniste(1994)的研究指出，由於組織越來愈強 調賦權(empowerment)，而非控制，信任將成為二十一世紀組織的一 項重要價值。Shaw 亦表示，信任是高績效組織的基礎。Mishra and Morrisser(1990)則認為，信任是人類關係的核心，因為他讓人們凝聚 在一起，讓他們感到安全。此外許多學者更強調在領導人群事務上建 立信任關係對組織發展的重要性(Bennis, 1989；Covey, 1991；Gader, 1990；Kouzes and Posner, 1993)。

信任對組織的重要性除獲得上述理論的支持外，許多實際研究結

果 亦 顯 示 ， 信 任 對 個 人 態 度 與 行 為 具 有 顯 著 的 影 響 力 。 例 如 ， Zand(1972)的研究發現，信任與問題解決之間有顯著的相關，Zand 指 出，低度信任團體傾向於扭曲問題的認知，並且將創造力與精神用在 保護自己，而非問題的解決。此外許多研究結果均顯示，信任可以增 進團隊成員或工作團隊之間的合作(Carnevale and Wechsler, 1992；

Creed and Miles, 1996 ； Hosmer, 1995 ； Kasperson, Goldingand Tuler, 1992；Lewicki and Bunker, 1996；Sitkin and Roth, 1993)，信任可以降 低 組 織 事 務 的 處 理 成 本 (Bradch and Eccles, 1989 ； Creed and Miles, 1996；Cumming and Bromiley, 1996； Rousseau et al., 1998)，以及信任 可以降低信任者對未來的不確定性(Hall and Moss, 1998)，減少上下階 層的猜忌(Kramer, 1996；Wong,

Wong and Ngo, 2002)，提高員工對決

Zeffane and Connell(2003)，以及 Blunsdon and Reed(2003)就指出，信 任是組織探討人力資源管理時不可忽視的重要課題。

裁員後留任員工對組織的信任問題，在過去已經有許多的探討。

例如，Mone(1997)認為員工信任是一個調和變數，且受到特定管理行 動或組織內行動的影響，同時可能影響員工與組織的成效。Mishra and spreitzer(1998)的研究則指出，信任在裁員過程是一個主要的變數，特 別是管理者與留任員工的信任程度，對留任員工是否會採取有建設性 與破壞性的活動有關，尤其留任員工如果不相信高階管理人員，對組 織將會產生相當負面的影響。因此，Kohli and Jaworski(1990)指出，組 織變革衝突的降低必須建構在員工對管理者的信任。

除此之外，Costign, Itler and Berman(1998)的研究發現，員工對組 織信任的分析層次可以區分為人際信任與組織制度信任兩個研究層次。

其中，人際信任包含對主管的信任與對同事的信任等兩個構面，而這 些構面又分別涵蓋認知與情感兩大成分。至於對組織制度的信任則是 屬於非個人層次，因此，員工會監看組織的決策，決定是否信任管理 者。因此，對管理者的信任通常是依決策訂定的結果而定，這種信任 是取決於組織的制度設計是否公平且具有效率，較少由管理者的個人 特質與行為決定。

整體而論，無預警裁員雖然是組織變革中常見的手段與做法，但 相較於一般性的裁員，這種裁員模式對留任員工的影響可能更大，尤 其無預警裁員過程能夠留下的員工大多是組織未來經營相當重視的成 員，但無論如何，無預警裁員模式屬於相當激烈的裁員手段，因此，

即使留任員工是組織相對重視的員工，但留任員工仍可能對組織產生 高度的不信任感，而這種不信任感亦可能如同過去許多的研究發現般，

隨著員工個人背景的不同，反應在對管理者、同事間，以及對組織制 度的信任(Bulter and Cantrell, 1984；Payne and Clark, 2003；Tyler and

Degoey, 1996 ； Konovsky and Pugh, 1994 ； Morrison and Robinson, 1997；Robinson, 1996)。因此，本研究提出以下之研究假設：

假設一：無預警裁員後，不同的個人背景變項之留任員工對組織的信 任有顯著差異。

2.組織承諾

組織承諾是組織行為研究中一項重要且影響層面相當廣泛的態度 變 項 (Kushman, 1992 ； Meyer and Allen, 1997 ； Morgan and Hunt, 1994 ； Morris and Sherman, 1981 ； Mowday, Poter and Steers, 1982 ； O’Reilly and Chatman, 1986 ； Reicher, 1985 ； Reyes and Pounder, 1990 ； Steers, 1979 ； Staws, 1977 ； Stevens, Beyer and Trice, 1978 ； Wiener, 1983)。例如，Steer(1977b)的研究發現，組織承諾之所以受到 重視的原因有三：1.組織承諾對成員離職行為具有預測力；2.高組織 承諾員工的工作績效較佳；3.組織承諾可以作為組織效能預測的指標 。 Staw and Salancik(1982)認為，組織承諾的功能包括可以促進成員對組 織的支持、使成員不管行動結果如何，但仍願意為組織努力工作，組 織承諾可以與個人的工作滿意度結合在一起，且相互影響。

許多理論模式與實證研究均支持組織承諾對工作行為的重要影響。

例如，Mowday et al.(1982)在回顧組織承諾的許多研究後指出，組織 承諾的前因變項包括：個人特質、角色特質、組織結構與個人經驗的四 類。後果變項包括留職意願、出缺席率、離職率等變項。Reichers(1985) 亦指出，組織承諾的前因變項包括工作滿意、期望達成對組織的認同 等，而結果變項則是較高的工作滿意、較低的缺席率與離職率，惟與 工作績效有較低的正相關。

此外許多研究指出，組織承諾與公民行為有顯著的關係 (Organ and Ryan, 1995；Schnappe, 1998)。組織承諾與工作滿意有顯著正相關 (Ferris and Aranya, 1983；Kushman, 1992；Reyes, 1990)。組織承諾與怠 工、缺勤、離職率有顯著的負相關(Shore and Thornton, 1989)。Morgan and Hunt(1994)則指出，組織承諾能夠降低離職率、提高工作動機、促 進組織公民行為、影響員工的徵選與訓練、影響組織支持等。

裁員後留任員工對組織承諾的相關課題在過去曾經廣泛的被討論 (Brockner, 1988)。例如，Hallier and Lyon(1996)、Brockner(1988)等人的 研究發現，裁員經常會降低存續員工對組織的承諾。至於員工對組織 承諾所涵蓋的面向，Allen, Meyer and Smith(1991)認為，應該包含以下 三大面向：1.情感性承諾(affective commitment)，意指員工對組織的情 感依附、認同與投入，員工因情感的連結而願意繼續留在組織服務；2.

持續性承諾(continuance commitment)則是員工對於離開組織成本的認 知，產生留在組織中的承諾；3.規範性承諾(normative commitment)為 員工對組織忠誠的義務，使員工願意留在組織中。規範性承諾強調維 持對組織的忠誠，是發展社會化經驗的結果(Wiener, 1983)，或經由組 織獲得的利益，在成員心中產生報答組織的義務。

綜此可知，過去許多研究結果發現，員工對組織的承諾經常隨員 工的個人特徵與工作特性不同而有所差異 (Blau, 1987；Larson and Fukami, 1984 ； Marsh and Mannari, 1977 ； Martin and Hafer, 1995 ； Porter, Crampon and Smith, 1976；Steers, 1997a)，為此，本研究認為留

任員工對組織的承諾亦可能受到個人背景變項的影響。因此，研究提 出以下之假設：

假設二：無預警裁員後，不同的個人背景變項之留任員工對組織的承 諾有顯著差異。

3.信任與承諾的關係

在許多組織行為文獻中信任是提升員工對組織承諾的重要關鍵要 素 (Ji Li, William and Heng, 1997 ； McDonald, 1981) 。 Nicholson and Johns(1985)指出，員工對組織的信任越高，工作道德感較高，相對的 對組織的承諾也越高，因此，這些研究都強烈隱含組織信任會影響組 織承諾的推論。

在組織變革管理議題中，信任與承諾的關聯性也常受到學者的討 論 ， 過 去 研 究 證 實 ， 信 任 與 留 任 員 工 的 情 感 表 現 (Kirkpatrick and Locke, 1991；Mishra and Mishra, 1994)與工作成效(Jamal, 1984)有相當 密切的關係，只是由於許多變數經常受留任員工所處工作環境與個人 情感因素的影響，導致研究經常產生不同的結果，而這當中信任與承 諾的關聯性就經常受到組織行為學者的廣泛討論(Heenan, 1991)，例如，

部分研究結果發現，信任與承諾存在因果性的關係，因此，留任員工 如果對管理團隊或組織的信任如果越高，相對的對組織的承諾也越高，

在工作績效的表現也越佳(Carnevale, 1995)。但也有部分研究發現，即 使留任員工對組織的信任很高，但卻不見得對組織有較高的承諾 (Brockner et. al, 1997；Yeh, 2000)。因此 Morrow(1983)認為，研究者應 該更清楚釐清信任與承諾之間的關係，以免產生變數之間的混淆。

基於過去研究對於員工對組織的信任是否會影其對組織的承諾仍 有許多不同的見解，然而本研究認為，無預警裁員對留任員工內心極 可能產生相當的衝擊，導致其可能降低對組織的信任，進而影響其對 組織的承諾，為此，研究提出以下假設，藉以釐清裁員後留任員工對 組織的信任與承諾之間的關聯性。

假設三：無預警裁員後，留任員工對組織的承諾會受到組織信任這項 變數的影響。

研究設計

1.研究架構

本研究目的係希望了解無預警裁員後留任員工對組織的信任與承 諾，並驗證研究提出之三項假設。因此，研究首先將驗證不同背景變 項之留任員工對組織的信任。其次，分析不同背景變項之留任員工對 組織的承諾。最後，驗證留任員工對組織的承諾是否受到組織信任這 項變數的影響。有鑑於此，研究提出以下圖 1 之研究架構。

組織信任

個人背景變項

2.研究對象

台灣是世界最大的筆記型生產基地，但自 2000 年以後，廠商為 求降低生產成本，大規模將生產基地移往中國大陸，為此經常採用無 預警裁員進行組織精簡。有鑑於此，本研究以 2004 年至 2005 年間實 施無預警裁員的 14 家筆記型電腦零組件公司的留任員工為調查對象，

至於這 14 家企業的裁員後的員工規模均集中在 500 人到 1000 人之間，

裁員的人數大都集中在 100 至 300 人，裁員的部門主要集中在生產部 門。至於問卷發放時間則是在 2005 年 9 月開始問卷發放，兩週後開始 回收問卷，問卷發放的對象，在主管階層共發放 300 份問卷，回收有 效問卷 80 份，回收率約為 26.7%；非主管階層發放份 1000 份問卷，

回收有效問卷 368 份，回收率 36.8%。本研究針對 448 份有效樣本，分 別以性別、年齡、婚姻狀況、年齡、學歷、服務年資、擔任職務、專業背景 等面向，將樣本分佈情形敘述如下：男性 39%，女性 61%；已婚 45%，未婚 55%；20-25 歲 5%，26-30 歲 48%，31-35 歲 42%，36 歲以 上 5%；專科畢業 26%，大學畢業 61%，研究所以上畢業 13%；服務 5 年 以 下 45% ， 6-10 年 39% ， 10 年 以 上 16% ； 非 主 管 82% ， 主 管 18%；生產 3%，行銷背景 23%，人力資源 14%，研發 49%，財務 11%。

3.研究量表與個人背景變數設計

依據上述研究架構，本研究在組織信任量表的設計主要參照 Costign, Itler and Berman(1998)對組織信任的分析層次，包括對同事的 信任，對主管的信任與對組織制度的信任等三個面向。其次，在組織 承諾量表的設計主要是參照 Porter, Steers, Mowday and Boulion(1974) 的觀點。Porter, Crampon and Smith (1976)對組織信任的分析層次，將 組織承諾區分為價值承諾(value commitment)：指對組織目標與價值有 強烈的信念與並且能加以接受；努力承諾(effort commitment)：指願意 為組織付出更多的努力；留職承諾(retention commitment)：指有明確 意願希望繼續成為組織的一份子。最後，在個人背景變項部分，則是 包含性別、婚姻狀況、擔任職務、年齡、學歷、服務年資、專業背景等面向

至於問卷的填答則是由受試者依個人的看法，從「非常同意」、「同 意」、「無意見」、「不同意」、「非常不同意」中，勾選一個最符合個人意 見的空格，並給予 5、4、3、2、1 的分數。填答者在某一題的得分越高，

表示越同意該題所陳述的內容，反之則越不同意。至於背景變項則是 由填答者分別勾選適當的資料。

圖1 研究架構

4.問卷量表信度與效度分析

本 研 究 使 用 的 量 表 採 用 內 部 一 致 性 效 標 法 (criterion of internal consistency)來進行項目分析，分析結果為各題項的決斷值均達顯著(參 照表1及表2)，表各題項均具有鑑別度，故全部題目予以保留。

信度分析部分，本研究採用Cronbanch’s α內部一致性係數，來考 驗各量表的信度。Kidder(1981)指出，Cronbanch’s α係數的值，介於 0.7-0.98之間都算高信度值；低於0.35者必須予以拒絕。至於本研究在 組織信任量表的整體信度為0.92，在對管理者的信任(0.89)、對同事的 信任(0.92)，以及對組織制度的信任(0.91)面向的信度值則皆在0.8以上，

顯示組織信任量表的信度達一定之水準(參照表1)。其次，在組織承諾 量表部分，整體量表的信度值為0.9024，在價值承諾(0.91)、留職承諾 (0.89)，以及努力承諾(0.87)等面向的信度值則是在0.8以上(參照表2)，

顯示組織承諾量表的信度達一定之水準。

效度分析部分，本研究採用因素分析方法來考驗量表的建構效度，

以主成分法抽取共同因素，斜交轉軸來進行因素的轉軸，最後分別各 抽取三個因素，各題項之因素負荷量皆在0.40以上(參照表1及表2)，

表示其皆為重要的題項，故不刪除，兩個量表之可解釋總變異量分別 為88.816%、88.776%。

表 1 組織信任量表項目分析、信度分析、因素分析摘要

分量表 內含題目 決斷值

（CR） Cronbanch’

s α

因素 負荷量 對管理者的信

任 1.部門主管的行事風格在裁員前與裁員後是一致的 20.675*** .7808 .913

2.當我工作遇到困難時，我相信部門主管會支持我 23.990*** .7862 .838

3.我覺得部門主管以誠信的方式對待我 25.972*** .8195 .864

4.部門主管處理問題的原則前後是一致的 26.452*** .8236 .818

5.部門主管從不對我說謊 23.113*** .8473 .786

6.我相信部門主管十分關心我的福祉 28.944*** .8635 .510

7.我覺得部門主管很稱職且工作能力很好 28.604*** .8730 .622

8.我覺得部門主管很有技巧完成他的工作 26.436*** .8562 .649

對同事的信任 1.我相信部門內的同仁會設身處地為他人著想 26.804*** .8796 .601

2.部門同仁處理問題的原則前後是一致的 28.604*** .9024 .670

3.當我工作遇到困難時我相信部門內同仁會幫助我 28.131*** .8721 .710

4.部門同仁以誠信方式相互對待 27.818*** .8845 .736

5.部門同仁行事風格前後是一致的 26.307*** .8636 .880

6 部門同仁都很稱職且工作能力很好 25.226*** .8594 .757

7.部門同仁從不對我說謊 26.319*** .8778 .722

8.部門同仁經常很有技巧完成他們的工作 30.560*** .8792 .550

對組織制度的

信任 1.公司同仁處理問題的原則是前後一致的 27.703*** .8888 .644

2.公司同仁行事風格前後是一致的 27.229*** .9030 .729

3.相信公司同仁會設身處地為他人著想 24.983*** .8898 .715

4.在公司內，同事(包括董事長、總經理、各單位主

管、同事等)以誠信方式互相對待 28.699*** .8901 .844

5.在公司內，同事們經常很有技巧完成他們的工作 28.277*** .8837 .887 6.在公司內，大部分同事都很稱職且工作能力很好 28.349*** .9045 .844

7.公司同事從不對我說謊 23.083*** .8784 .750

可解釋累積

總變異量 88.816%

***p<0.001

表 2 組織承諾量表項目分析、信度分析、因素分析摘要

分量表 內含題目 決斷值

（CR） Cronbanch’

s α

因素 負荷量

價值承諾 1.裁員後，公司可以讓我充分發揮自己的能力 23.971*** .8888 .819

2.我十分關心公司未來的發展 22.931*** .8824 .846

3.我願意付出額外的努力，協助公司發展 21.225*** .8252 .855

4.我所服務的公司是相當理想的工作場所 22.024*** .8391 .893 5.公司強調的經營理念與我自己的價值觀類似 22.463*** .8707 .896

6.我對公司具有以公司為榮的團體意識感 24.882*** .8167 .865

留職承諾 1.公司是我所能考慮任職的所有公司中最好的公司 26.168*** .8820 .603 2.即使其他公司的條件較好，我也不願意離開公司 23.708*** .8771 .534

3.我願意留在公司服務，直到退休 25.284*** .8820 .529

4.我對公司的前途深具信心 24.246*** .8705 .609

5.目前的工作環境，促使我離開公司的因素很少 24.440*** .8704 .673

6.身為公司的一份子，我感到很光榮 24.900*** .8446 .455

7.我很慶幸當年求職時選擇這家公司而非其他公司 22.671*** .8226 .787 8.如果現在離職，我心理上會有依依不捨的感覺 23.116*** .8207 .863

努力承諾 1.我願意為增取公司榮譽而全力以赴 22.645*** .8249 .705

2.努力工作是我對公司最好的回報 23.671*** .8382 .804

3.我願意在自己的工作崗位上，犧牲奉獻 24.293*** .8344 .787

4.我願意努力工作，取得同仁的敬重 23.460*** .8389 .870

5 我很珍惜在公司的服務 19.087*** .7793 .968

6.我願意追求更新、更好的知能，增進我在公司的

服務績效 20.253*** .8027 .955

可解釋累積

總變異量 88.776%

***p<0.001

5.分析方法

在留任員工個人特徵與工作特性對組織信任與承諾分析部份，研 究使用的分析工具為SPSS 12.0，檢定的方法包含t檢定、單因子變異數 分析，以及Scheffé事後比較等方法。至於在組織信任是否影響組織承 諾的驗證，則是利用結構方程模式(structural equation modeling, SEM) 的路徑分析模型加以分析，使用的軟體為Amos 5.0，之後根據Amos的 規範，選定以下測量指標，用以評鑑整體模式適合度：

(1).卡方值(chi-square, x²)與標準化卡方指數（normed chi-square index, NCI）

卡方值係用來對研究者所提出之理論模式與觀察所得資料可以配 適的虛無假設進行適合度檢定。因此，若卡方值越大，代表理論模式 與實際資料的配適情形越差，但是卡方值對於樣本數大小極為敏感，

容易隨著樣本數而波動；當樣本數太大時，卡方值將會相對提高，容 易達到顯著水準而拒絕虛無假設，即理論模式與觀察所得資料無法適 配；若樣本數太小，卡方值容易不顯著，使研究者容易接受虛無假設，

因此，卡方值並不適宜作為適合度指標。是故學者建議以NCI（x²/ df，卡方值除以自由度）作為適合度的判斷指標，當NCI<3時，表示 模式適合度可以接受(Carmines and MacIver, 1981)。

(2).適配度指標(goodness-of-fit index, GFI)

GFI值的範圍介於0與1之間，相當類似迴歸分析中的R²。愈接近1 表 示 模 型 適 合 度 愈 好 ， 愈 接 近 0 表 示 配 適 不 佳 。 Joreskog and Sorbom(1988)指出在0.80~0.89之間屬於合理的配適，在0.90以上就達 到最佳配適的標準。

(3).殘差均方根(root mean square residual, RMR)

RMR是適配殘差變異數／共變數的平均值的平方根，反映的是殘 差的大小，故其值愈小表示模式的適配愈佳，必須低於0.05，最好低 於0.025。

(4).比較適合度指標(comparative fit index, CFI)

CFI值介於0與1之間，值愈大表示模式適配度愈好，通常需大於 0.9。

(5). 近 似 誤 差 均 方 根 （ root mean square error of approximation, RMSEA）

RMSEA乃是一種評鑑接近適配指標(close fit)的指標，其值等於或小 於0.05，表示理論模式可以被接受，通常將此訂為良好的適配；大於 0.10表示不良適配。

(6).標準化適配指標(normed fit index, NFI)

NFI的值介於0與1之間，Bentler and Bonett(1980)認為該指數若大 於0.9以上則表示模式的適配度極佳。

結果與討論

1.不同背景變項留任員工對組織信任的認知

資料分析結果發現，留任員工對組織信任的整體平均數都不高。

同時不同背景變項留任員工對組織的信任，除性別(表 3)與專業背景 (表 9)兩項並未有顯著差異外，在年齡、婚姻、學歷、服務年資，以及擔 任職務等變項均有顯著的差異(參照表 4、5、6、7、8)。

首先在婚姻狀況方面，已婚者對組織的信任較高，同時在同事信 任這項變數呈現顯著的差異；其次在年齡變項方面，年齡越高者對組 織的信任越高；第三在學歷變項方面，研究所以上學歷之留任員工對 組織的信任程度較高；第四在服務年資方面，服務年資越久，對組織 的信任越高；第五在擔任職務變項方面，擔任主管者對組織的信任程 度較高。綜此可知，留任員工的學經歷越佳，對組織的信任程度越高。

因此，整體而言，除性別與專業背景兩項變數外，研究假設一獲得證 實。

表 3 性別對組織信任影響之 t 檢定

組織信任構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 顯著性

1.對管理者的信任 男 173 2.4212 .8221 .015 .904

女 275 2.5350 .8257

2.對組織制度的信任 男 173 2.3964 .8330 .473 .492

女 275 2.4987 .9183

3.對同事的信任 男 173 2.3533 .8518 .069 .793

女 275 2.4573 .8982

*表示 p<0.05

表 4 婚姻狀況對組織信任影響之 t 檢定

組織信任構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 顯著性

1.對管理者的信任 已婚 203 2.7574 .8577 3.661 .056

未婚 245 2.2704 .7285

2.對組織制度的信任 已婚 203 2.7220 .8882 1.239 .266

未婚 245 2.2414 .8262

3.對同事的信任 已婚 203 2.6878 .8969 5.350 .021*

未婚 245 2.1929 .8029

*表示 p<0.05

表 5 年齡對組織信任影響之 ANOVA 分析與 Scheffé事後比較

組織信任構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較

1.對管理者的信任 20-25 23 1.7609 .6969 37.235* 4>1,2,3 3>1,2 2>1 26-30 216 2.2321 .5839

31-35 188 2.7693 .8761

36 以上 21 3.4643 .8867

2.對組織制度的信任 20-25 23 1.6894 .6751 29.442* 4>1,2,3 3>1,2 2>1 26-30 216 2.2077 .6850

31-35 18 2.7462 .9470

36 以上 21 3.3197 .8546

3.對同事的信任 20-25 23 1.6522 .6317 29.783* 4>1,2,3 3>1,2 2>1 26-30 216 2.1725 .6513

31-35 18 2.6888 .9655

36 以上 21 3.3393 .8525

*表示 p<0.05

表 6 學歷對組織信任之 ANOVA 分析與 Scheffé事後比較

組織信任構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較

1.對管理者的信任 專科 116 2.1616 .4202 5.915* 3>1

大學 273 2.4784 .9399

研究所以上 59 2.5673 .8243

2.對組織制度的信任 專科 116 2.2044 .6120 2.762 ---

大學 273 2.4877 .9471

研究所以上 59 2.5003 .9048

3.對同事的信任 專科 116 2.0603 .4590 5.573* 2>1

3>1

大學 273 2.4634 .9745

研究所以上 59 2.4734 .8937

*表示 p<0.05

表 7 服務年資對組織信任之 ANOVA 分析與 Scheffé事後比較

組織信任構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較

1.對管理者的信任 5 年以下 200 2.3471 .7624 20.970* 3>1,2 2>1 6-10 年 173 2.6366 .8324

10 年以上 75 3.8000 .8212

2.對組織制度的信任 5 年以下 200 2.2846 .8392 19.764* 3>1,2 2>1 6-10 年 173 2.6557 .8730

10 年以上 75 3.6429 .8445

3.對同事的信任 5 年以下 200 2.2841 .8122 15.280* 3>1,2 2>1 6-10 年 173 2.5506 .9180

10 年以上 75 3.6250 .8271

*表示 p<0.05

表 8 擔任職務對組織信任的 t 檢定

組織信任構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 顯著性

1.對管理者的信任 非主管 367 2.2670 .6519 6.006 .015*

主管 81 3.5000 .7693

2.對組織制度的信任 非主管 367 2.2448 .7404 3.800 .052

主管 81 3.4179 .8468

3.對同事的信任 非主管 367 2.1829 .7094 4.802 .029*

主管 81 3.4734 .8056

*表示 p<0.05

表 9 專業背景對組織信任之 ANOVA 分析與 Scheffé事後比較

組織信任構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較

1.對管理者的信任 生產 13 2.3154 .5453 2.558 --

行銷 102 2.4951 .8250

人力資源 61 2.3004 .7350

研發 221 2.5100 .8690

財務 51 2.5727 .6921

2.對組織制度的信任 生產 13 2.3156 .7245 2.067 --

行銷 102 2.4874 .8973

人力資源 61 2.2120 .8264

研發 221 2.5234 .9278

財務 51 2.3870 .7246

3.對同事的信任 生產 13 2.4361 .6547 1.491 --

行銷 102 2.4400 .9306

人力資源 61 2.2581 .8408

研發 221 2.4513 .9199

財務 51 2.3727 .6262

*表示 p<0.05

本 研 究 結 果 與 Bulter and Cantrell(1984) 、 Konovsky and Pugh(1994)、Morrison and Robinson(1997)、Robinson(1996)、Tyler and Degoey(1996)等人的研究結果一致，即無預警裁員後，不同的個人背 景變項之留任員工對組織的信任有顯著的差異。

2.不同背景變項留任員工對組織承諾的認知

資料分析結果發現，留任員工對組織承諾的整體平均數都不高。

同時不同背景變項留任員工對組織的承諾在所有變項上均呈現有顯著 的認知差異(參照表 10、11、12、13、14、15、16)。

首先在性別方面，女性留任員工對組織的承諾較高；其次在婚姻 變項方面，已婚者對組織的承諾較高；第三在專業背景部分，財務專 業背景對組織的承諾最高；至於在其他變項分析結果則與留任員工對 組織的信任相同，即是擔任主管職務、年齡越高、學歷越高、服務年資 越久對組織的承諾程度越高，這點反映出留任員工的學經歷條件越佳，

在無預警裁員後對組織的承諾相對較高。因此，整體而言，研究假設 二獲得證實。

表 10 性別對組織承諾影響之 t 檢定

組織承諾構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 顯著性

1.價值承諾 男 173 2.3179 .7538 6.470 .011*

女 275 2.4224 .9766

2.留職承諾 男 173 2.4169 .7600 4.296 .069

女 275 2.4223 .9372

3.努力承諾 男 173 2.3699 .6487 .212 .645

女 275 2.3873 .8012

*表示 p<0.05

表 11 婚姻狀況對組織承諾影響之 t 檢定

組織承諾構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 顯著性

1.價值承諾 已婚未婚 203245 2.57552.2218 .9244.8438 8.665 .003*

2.留職承諾 已婚未婚 203245 2.67732.2071 .8914.7970 7.306 .007*

3.努力承諾 已婚未婚 203245 2.69052.1238 .8868.7946 8.060 .005*

*表示 p<0.05

表 12 年齡對組織承諾影響之 ANOVA 分析與 Scheffé事後比較

組織承諾構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較 1.價值承諾 20-25 23 1.9130 .6452 17.608* 4>1,2,3

3>1,2 2>1 26-30 216 2.1713 .6818

31-35 188 2.5842 1.0017

36 以上 21 3.2540 1.1225

2.留職承諾 20-25 23 1.7717 .5798 26.251* 4>1,2,3 3>1,2 2>1 26-30 216 2.1771 .6507

31-35 18 2.6815 .9551

36 以上 21 3.2917 .9948

3.努力承諾 20-25 23 1.8188 .5793 27.379* 4>1,2,3 3>1,2 2>1 26-30 216 2.1196 .6797

31-35 18 2.6410 .9471

36 以上 21 3.3492 .9929

*表示 p<0.05

表 13 學歷對組織承諾之 ANOVA 分析與 Scheffé^事後比較

組織承諾構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較

1.價值承諾 專科 116 2.2270 .4202 1.063 ---

大學 273 2.3793 .9399

研究所以上 59 2.4164 .8243

2.留職承諾 專科 116 2.1681 .6466 5.811* 2>1

3>1

大學 273 2.4461 .9604

研究所以上 59 2.4625 .8700

3.努力承諾 專科 116 2.2270 .6664 .733 ---

大學 273 2.3793 .9902

研究所以上 9 2.4164 .9003

*表示 p<0.05

表 14 服務年資對組織承諾的 Scheffé 事後比較

組織承諾構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較

1.價值承諾 5 年以下 200 2.2164 .7698 20.573* 3>1,2 2>1 6-10 年 173 2.5588 .9685

10 年以上 75 3.7167 1.1548

2.留職承諾 5 年以下 200 2.2840 .7508 15.976* 3>1,2 2>1 6-10 年 173 2.5592 .9559

10 年以上 75 3.6250 1.1180

3.努力承諾 5 年以下 200 2.2755 .8098 14.386* 3>1,2 2>1 6-10 年 173 2.4663 .9095

10 年以上 75 3.6833 1.1559

*表示 p<0.05

表 15 擔任職務對組織承諾的 t 檢定

組織承諾構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 顯著性

1.價值承諾 非主管 367 2.1549 .6772 45.585 .000*

主管 81 3.3917 1.0377

2.留職承諾 非主管 367 2.2033 .6795 33.701 .000*

主管 81 3.3828 .9611

3.努力承諾 非主管 367 2.1894 .7167 34.345 .000*

主管 81 3.2250 1.0268

*表示 p<0.05

表 16 專業背景對組織承諾之 ANOVA 分析與 Scheffé事後比較

組織承諾構面 年齡別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較

1.價值承諾 生產 13 2.3954 .7354 3.775* 4>3

行銷 102 2.4036 .8474

人力資源 61 2.0317 .7313

研發 221 2.4853 .9657

財務 51 2.2909 .7792

2.留職承諾 生產 13 2.3763 .6541 3.561* 2>3

4>3

行銷 102 2.5172 .8619

人力資源 61 2.0774 .7283

研發 221 2.4712 .9232

財務 51 2.3909 .7411

3.努力承諾 生產 13 2.2047 .7681 4.835* 2>3

4>3 5>3

行銷 102 2.4624 .8285

人力資源 61 1.9603 .7434

研發 221 2.4425 .9412

財務 51 2.4212 .7589

*表示 p<0.05

本研究實證結果，在無預警裁員後，不同的個人背景變項之留任 員 工 對 組 織 的 承 諾 有 顯 著 差 異 ， 與 Blau(1987) 、 Larson and Fukami(1984)、Marsh and Mannari(1977)、Martin and Hafer(1995)、Porter, Crampon and Smith(1976)及 Steers(1997)等人的研究結果一致。

3.無預警裁員後，留任員工對組織的信任是否會影響其對組織的承諾 此部分係應用結構方程模式(structural equation model)進行分析。

研究以Amos 5.0結構方程式統計軟體進行假說之驗證，所採用的估計 方法為最大概似法(maximum likelihood estimation)。首先將針對測量模 型進行驗證性因素分析(confirmatory factor analysis, CFA)，以檢驗測 量工具的因素結構是否恰當，在分析過程之中必須將個別指標因素負 荷量不足0.40者去除，若指標誤差項沒有達到顯著水準者則需要捨去 或固定(fix)在一數值之上。

組 織 信 任 測 量 模 型 進 行 驗 證 性 因 素 分 析 的 結 果 發 現 ， RMR=0.025，NFI=0.901，CFI=0.919，各項目的λ值介於0.830-0.960之 間，所有估計參數都達到顯著水準(參照表17)，表示模式的內、外在品 質甚佳，則此測量模式結構是恰當的。

組 織 承 諾 測 量 模 式 進 行 驗 證 性 因 素 分 析 結 果 發 現 ， RMR=0.038，NFI=0.952，CFI=0.956，各項目的λ值介於0.843-0.963之 間，所有估計參數都達到顯著水準(參照表17)，表示模式的內、外在品 質甚佳，則此測量模式結構是恰當的。

表17各測量模型參數估計結果

組 織信 任測 量模 型

因素 項目 因素

負荷量 λ t (CR) 殘差

δ t(CR) 對管理者的信任 部門主管的行事風格在裁員前與裁員後是一致的 .830 21.519*** .220 14.303***

當我工作遇到困難時，我相信部門主管會支持我 .847 22.245*** .217 14.045***

我覺得部門主管以誠信的方式對待我 .874 23.442*** .187 14.720***

部門主管處理問題的原則前後是一致的 .888 24.032*** .155 14.196***

部門主管從不對我說謊 .904 24.738*** .131 13.092***

我相信部門主管十分關心我的福祉 .942 27.415*** .075 9.587***

我覺得部門主管很稱職且工作能力很好 .921 27.056*** .105 10.907***

我覺得部門主管很有技巧完成他的工作 .914 28.218*** .131 11.430***

對同事的

信任 我相信部門內的同仁會設身處地為他人著想 .902 24.777*** .164 15.579***

部門同仁處理問題的原則前後是一致的 .960 27.417*** .098 15.367***

當我工作遇到困難時，我相信部門內同仁會幫我 .932 27.261*** .075 12.041***

部門同仁以誠信方式相互對待 .944 27.072*** .085 12.531***

部門同仁行事風格前後是一致的 .931 26.323*** .118 14.453***

部門同仁都很稱職且工作能力很好. .916 26.016*** .121 13.290***

部門同仁從不對我說謊 .925 26.943*** .087 11.122***

部門同仁經常很有技巧完成他們的工作 .911 25.007*** .168 14.970***

對組織制

度的信任 我深信組織的管理措施一視同仁 .927 26.776*** .097 13.279***

組織的管理措施貫徹其承諾 .959 27.760*** .065 12.873***

當我需要協助時，組織中的管理措施會協助我 .944 26.979*** .086 13.279***

我相信組織的管理措施會誠實待我 .940 26.651*** .103 13.456***

當我做好一件事情，組織會給予我適當的獎勵 .928 26.041*** .129 14.289***

組織中的管理措施關心發生在我身上的事情 .939 26.547*** .103 13.494***

我相信我的組織會為我的前途著想 .893 24.334*** .177 14.221***

組 織承 諾測 量模 型

價值承諾 裁員後，公司可以讓我充分發揮自己的能力 .882 23.705*** .204 13.505***

我十分關心公司未來的發展 .910 25.003*** .150 13.025***

我願意付出額外的努力，協助公司發展 .911 25.065*** .167 13.047***

我所服務的公司是相當理想的工作場所 .930 25.980*** .120 12.453***

公司強調的經營理念與我自己的價值觀類似 .950 27.000*** .086 11.336***

我對公司具有以公司為榮的團體意識感 .917 25.376*** .161 12.873***

留職承諾 公司是我所能考慮任職的所有公司中最好的公司 .935 26.185*** .123 13.261***

即使其他公司的條件較好，我也不願意離開公司 .940 26.370*** .111 13.151***

我願意留在公司服務，直到退休 .938 26.261*** .115 13.217***

我對公司的前途深具信心 .934 26.127*** .117 13.293***

目前的工作環境，促使我離開公司的因素很少 .916 25.330*** .151 13.650***

身為公司的一份子，我感到很光榮 .918 25.581*** .136 13.552***

我很慶幸當年求職時，選擇這家公司而非其他公司 .874 23.587*** .187 14.111***

如果現在離職，我心理上會有依依不捨的感覺 .843 22.460*** .230 14.291***

努力承諾 我願意為增取公司榮譽而全力以赴 .936 26.372*** .110 12.761***

努力工作是我對公司最好的回報 .963 27.666*** .063 11.193***

我願意在自己的工作崗位上，犧牲奉獻 .942 26.736*** .103 12.451***

我願意努力工作，取得同仁的敬重 .944 26.794*** .097 12.394***

很珍惜在公司的服務. .897 24.834*** .152 13.572***

我願意追求更新、更好的知能，增進我在公司的服

務績效 .896 24.644*** .150 13.638***

***p<0.001

測量模式驗證之後即對本研究提出的整合因素的結構方程模型進 行驗證。本研究結構方程模式在未修正前(見圖2)，其某些相關的適合 度指標尚未達到應有的標準(如NCI＜3，RMSEA＜0.1)，以致於無法

進行下一步的假設檢定，因此研究結構方程模型有修正的必要，以使 其可以與樣本資料達到適當的配適。

NCI=8.083，RMR=0.015，GFI=0.956，CFI=0.983，RMSEA=0.126，NFI=0.980

圖2 組織信任與組織承諾之關係

當參數估計的結果不如預期，也就是說，假設模型與觀察資料的 契合度不足時，可以利用不同的程序與方法進行模式的修正，以提高 模型的契合度，稱為模型修飾(model modification)。可以檢視Amos 5.0 統計軟體中所提供的修正指標（modification index；MI）來進行參數 的增加或刪除。然而，雖然SEM分析軟體提供了參數增減的參考資訊，

但應避免作過度的修飾；或者在進行模式修飾時，必須提出合於理論 的解釋。

MI指標表示一個先前固定的參數被釋放後，模式重新估計下所降 低的最小卡方值，所以如果選擇MI值越大之參數將其釋放後，獲得卡 方值的改進也越大。本研究即針對MI值最大的參數一一進行模式重新 界定，由MI指數指出留職員工「對組織制度的信任」與「組織承諾」、

「留職承諾」的測量殘差之間具有相關，經過修正後之模式(圖3)，標準 化卡方指數（NCI）為2.094，表示模式適合度可以接受；適配度指標 (GFI)為0.991，達到最佳適配標準；殘差均方根(RMR)為0.006，顯示 模式適配佳；近似誤差均方根(RMSEA)為0.049，表示此為良好的適配；

比較適合度指標（CFI）為0.998，表示模式適配良好；標準化適配指 標（NFI）為0.996，表示模式的適配度極佳。根據表18各指標判斷的 結果發現，本研究之修正後模式適合度良好。

.87

.75 .91

.89 .95 . .75 86ˊ ˊˊ

.89 .92 .81

.96

.94 .90

對同事 的信任 e1

e2

對管理者 的信任

對組織制 e3 度的信任

價值承諾

e4

e5 努力承諾

留職承諾

e6 e7

組織信任 組織

承諾

.94

NCI=2.094，RMR=0.006，GFI=0.991，CFI=0.998，RMSEA=0.049，NFI=0.996

圖 3 修正後模式 表 18修正模式適配指標評估

評鑑適配指標 判斷標準 模式適配度

標準化卡方指數

（NCI） NCI＜3 NCI＝2.094

適配度指標(GFI) GFI＞0.90 GFI＝0.991 殘差均方根(RMR) RMR＜0.05 RMR＝0.006

近似誤差均方根

(RMSEA) RMSEA＜0.10 RMSEA＝0.049 比較適合度指標

（CFI） CFI＞0.90 CFI＝0.998 標準化適配指標

（NFI） NFI＞0.90 NFI＝0.996

在確認修正後模式符合實證資料後，本研究即針對建構模式作解 釋。首先根據結構方程模型分析之模式參數估計結果得知(表 19)，組 織信任與承諾兩者之間的標準化參數估計為 0.836，且達到顯著水準 (p<0.05)，顯示組織信任對於組織承諾存在顯著的正向影響效果。因此 假設三：無預警裁員後，留任員工對組織的承諾會受到組織信任這項

變數的影響獲得支持。

在「組織信任」部分，反映此潛在變項的觀察變項為留任員工對管 理者的信任、對同事的信任與對組織制度的信任，此三項觀察變項皆 達到顯著水準，表示透過對管理者信任、同事信任與組織制度信任的 衡量，可以良好反映無預警裁員後留任員工對組織的信任。再者，反 映「組織承諾」的觀察變項為努力承諾、留職承諾與價值承諾，此三項 觀察變項皆達顯著水準，表示透過努力承諾、留職承諾與價值承諾的 衡量，可以良好反映無預警裁員後留任員工對組織的承諾，在此三個 量測變項中，以留職承諾對組織承諾的貢獻度最高，而價值承諾次之。

.47 -.30

.84

.92 .93 .88 .86 .74

.85 .95 .82

.93

.92 .90

對同事 的信任 e1

e2

對管理者 的信任

對組織制度的信任 e3

價值承諾

e4

e5 努力承諾

留職承諾

e6 e7

組織信任 組織

承諾

.92

.70