國立中央大學人力資源管理研究所...
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國立中央大學人力資源管理研究所
碩士論文
工作壓力來源對工作績效之影響
以因應策略為調節變項
指導教授 陸 洛 博士
研 究 生 張 雅 茹 撰
中 華 民 國 九 十 五 年 十 月
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目錄 第一章 緒論3
第一節 研究動機3 第二節 研究目的4
第二章 文獻探討5 第一節 壓力與工作壓力5
壹 壓力的定義5 貳 工作壓力的定義6 參 工作壓力的歷程8 肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究10 伍 工作壓力的後果10
第二節 壓力因應之相關理論與研究 11 壹 因應的定義及理論取向 11 貳 因應策略的分類12 參 選擇因應策略之個別差異研究14 肆 因應的效果15 伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用16
第三節 工作績效相關理論17 壹 工作績效的定義17 貳 工作壓力源與工作績效之關係17
第三章 研究方法18 第一節 研究架構與研究假設18
壹 研究架構18 貳 研究假設19
第二節 研究方法20 壹 研究對象20 貳 研究工具20
第四章 研究結果23 第一節 樣本描述23 第二節 量表之信度分析23 第三節 主要研究變項描述性統計分析24 第四節 主要研究變項之相關分析30
壹 人口學變項與主要研究變項之相關30 貳 主要變項之間與之相關31 參 主要研究假設變項間之相關32
第五節 階層式迴歸分析43 壹 預測工作壓力來源43
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貳 預測因應策略47 參 預測工作績效48
第六節 調節作用分析53 第五章 討論55
第一節 以工作壓力預測工作績效55 第二節 以因應策略預測工作績效56 第三節 因應策略的調節作用57
參考文獻59
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第一章 緒論
曾幾何時「工作壓力」已儼然成為現代人共通的文明病坊間五花八門的解
壓課程卻成為了最熱門的新興商品在首章中開啟了本研究主要的研究動機與目
的闡明筆者對本篇的構思來源與期許貢獻
第一節 研究動機
市場環境的瞬息萬變資訊科技帶來緊湊的節奏使得組織所面臨的內外在
競爭加劇員工除了必須要滿足上司無止境的要求解決客戶多變的問題及需
求平衡生活與工作間的衝突外還必須時時警戒自己要在這樣快速變動的時代
下培養多元且不易被取代的核心技能以確保不會在此適者生存的叢林遊戲法
則中慘遭淘汰之命運
一般的上班族平均每天至少花三分之一的時間在工作上因此工作壓力對
一個人的影響可見一般對個人而言承受過度的工作壓力會導致心理疾病生
理疲累焦慮抑鬱等症狀但對組織而言將會造成員工士氣的低落倦怠感提
高曠職率增加員工個人績效不彰最終將使得組織的營運效率不佳且直接反
應在公司的營收及獲利上然而若能找出有效的策略來調適並解決所面臨的壓力
情境則此得宜的因應方式將會是個能扭轉情勢的得力推手因此組織對於員工
的壓力管理議題實不可輕忽
由於西方國家工業化的腳步較快因此很早就有學者開始對工作壓力的議題
進行研究與分析反觀大中華地區到了六Ο年代後期經濟才開始快速成長
並經歷產業轉型的階段且工作及生活的方式也逐漸現代化尤其是在跟進經濟
全球化的趨勢之後西方企業來東亞經濟圈成立跨國企業的案例不勝枚舉再加
上近年來海峽兩岸貿易和台商對大陸投資也呈現快速成長的趨勢（陸洛高旭
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繁周雲蕭愛玲2001）根據行政院大陸委員會所提供的統計資料顯示2005
年兩岸貿易總額為 717 億美元成長率為 163而迄 2005 年 12 月台商經核
准赴大陸投資累計金額為 4726 億美元佔我國 GDP 比重有持續上升之趨勢
有鑑於兩岸三地經貿的發展日趨成熟「跨文化」或是「跨地區」的人才管理方
法將成為兩岸地區人力資源管理專家必修的課題而本研究將聚焦於中港台
三地在工作壓力來源工作績效與因應策略之間的關係視其是否能從微妙的地
區性差異間窺探出當中的異同性並有助於兩岸經貿實務上之運用
第二節 研究目的
根據上一節中的研究動機本研究主要有以下三個目的
一 了解在兩岸三地中分別會對工作績效造成影響之工作壓力來源為何
二 華人企業中最適採行的壓力因應方式為何是否存在地區上的差異
三 管理者應如何利用訓練或指導的方式來幫助不同地區員工作壓力管理
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第二章 文獻探討
本章主要為探討與本研究題目相關的國內外文獻資料以幫助釐清各主要研
究變項獨特的意涵及其相互的關聯性以發展出研究架構及假設並對研究結果
的推論有所依循本章共分為四小節首先探討壓力與工作壓力的定義及工作壓
力歷程的相關研究再者從本研究所側重的調節變項因應策略進一步去了
解因應的定義理論取向主要分類因應效果等相關研究此節亦是本章的重
心所在最後則是討論工作績效的定義及相關理論並將之與工作壓力來源做一
連結
第一節 壓力與工作壓力
壹 壓力的定義
壓力一詞源自於拉丁文「Stringere」意味著緊繃（to tighten）的意思指個
體認為時常伴隨有壓迫狀態的感覺與壓力有關之研究最早可追溯於二十世紀
初生物學家 Walter Canon 的研究主要為探討情感與生理反應間的關係壓力一
詞在當時的社會與生物科學領域中已被視為產生生理及心理疾病的來源之一
在二十世紀末期Selye（1956）已開始用實際的科學方法來驗證壓力他認為
壓力是有機體面對外在威脅或病源時的抗拒反應結果在往後許多學者對壓力
有許多不同的概念與定義而 Katz（1978）認為許多學者在詮釋壓力時將壓
力過程中所產生的壓力情境壓力源與壓力反應有所混淆是造成各家觀點分歧
之因Ivancevich 與 Matteson（1980）綜合各家的說法將壓力歸納成以下三類
一 刺激型的壓力
壓力是指來自於外在的刺激類似於物理工程學對壓力的定義根據此定
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義環境中會造成個體緊張的各種刺激事件皆是壓力所以壓力被視為自變項
而個體的緊張反應則視為依變項
二 反應型的壓力
壓力指個體在面對環境中的壓力來源時所造成心理或生理上的反應這也
是 Selye 所主張的壓力定義他認為導致壓力反應的刺激為壓力源（stressor）
而個體本身所產生的反應才是壓力因此在此定義下壓力被視為依變項壓力
源視為自變項
三 刺激-反應的壓力
此定義將個別差異納入考慮注重個人的認知與判斷任何壓力源是否造成
個人實質壓力是決定於個體對此壓力源的認知因此壓力是環境刺激與個體獨有
感受之間的互動關係在此定義下壓力源為自變項壓力反應視為依變項而
壓力則是中介變項Beehr 與 Newman（1978）認為影響個人對壓力認知的因素
有三項壓力源的重要性不確定性及時間長短若個體認為壓力來源愈重要
不確定性愈高且為期較長時其所感受的壓力愈大
根據上述 Ivancevich 與 Matteson 對壓力定義的整理本研究將採用「刺激-
反應型」的互動式壓力定義將組織內部環境中的刺激視為壓力源探討兩岸三
地經理及非經理人員在面對工作壓力來源時壓力感受程度的強弱以及對工作
績效產生的行為反應為何
貳 工作壓力的定義
工作壓力乃由壓力的定義衍伸而出各學者對於工作壓力的定義亦有不同的
看法French 等學者（1974）認為工作壓力是來自於個人能力可用資源及工作
要求三者間的差距所致而 Cooper 及 Marshall（1976）則認為工作壓力為環境
因素對個人直接的衝擊和影響及對壓力源產生的行為反應此兩學者採取「反
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應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
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避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
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面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
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行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
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第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
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（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
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差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
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直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
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僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
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伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
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然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
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第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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1
目錄 第一章 緒論3
第一節 研究動機3 第二節 研究目的4
第二章 文獻探討5 第一節 壓力與工作壓力5
壹 壓力的定義5 貳 工作壓力的定義6 參 工作壓力的歷程8 肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究10 伍 工作壓力的後果10
第二節 壓力因應之相關理論與研究 11 壹 因應的定義及理論取向 11 貳 因應策略的分類12 參 選擇因應策略之個別差異研究14 肆 因應的效果15 伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用16
第三節 工作績效相關理論17 壹 工作績效的定義17 貳 工作壓力源與工作績效之關係17
第三章 研究方法18 第一節 研究架構與研究假設18
壹 研究架構18 貳 研究假設19
第二節 研究方法20 壹 研究對象20 貳 研究工具20
第四章 研究結果23 第一節 樣本描述23 第二節 量表之信度分析23 第三節 主要研究變項描述性統計分析24 第四節 主要研究變項之相關分析30
壹 人口學變項與主要研究變項之相關30 貳 主要變項之間與之相關31 參 主要研究假設變項間之相關32
第五節 階層式迴歸分析43 壹 預測工作壓力來源43
2
貳 預測因應策略47 參 預測工作績效48
第六節 調節作用分析53 第五章 討論55
第一節 以工作壓力預測工作績效55 第二節 以因應策略預測工作績效56 第三節 因應策略的調節作用57
參考文獻59
3
第一章 緒論
曾幾何時「工作壓力」已儼然成為現代人共通的文明病坊間五花八門的解
壓課程卻成為了最熱門的新興商品在首章中開啟了本研究主要的研究動機與目
的闡明筆者對本篇的構思來源與期許貢獻
第一節 研究動機
市場環境的瞬息萬變資訊科技帶來緊湊的節奏使得組織所面臨的內外在
競爭加劇員工除了必須要滿足上司無止境的要求解決客戶多變的問題及需
求平衡生活與工作間的衝突外還必須時時警戒自己要在這樣快速變動的時代
下培養多元且不易被取代的核心技能以確保不會在此適者生存的叢林遊戲法
則中慘遭淘汰之命運
一般的上班族平均每天至少花三分之一的時間在工作上因此工作壓力對
一個人的影響可見一般對個人而言承受過度的工作壓力會導致心理疾病生
理疲累焦慮抑鬱等症狀但對組織而言將會造成員工士氣的低落倦怠感提
高曠職率增加員工個人績效不彰最終將使得組織的營運效率不佳且直接反
應在公司的營收及獲利上然而若能找出有效的策略來調適並解決所面臨的壓力
情境則此得宜的因應方式將會是個能扭轉情勢的得力推手因此組織對於員工
的壓力管理議題實不可輕忽
由於西方國家工業化的腳步較快因此很早就有學者開始對工作壓力的議題
進行研究與分析反觀大中華地區到了六Ο年代後期經濟才開始快速成長
並經歷產業轉型的階段且工作及生活的方式也逐漸現代化尤其是在跟進經濟
全球化的趨勢之後西方企業來東亞經濟圈成立跨國企業的案例不勝枚舉再加
上近年來海峽兩岸貿易和台商對大陸投資也呈現快速成長的趨勢（陸洛高旭
4
繁周雲蕭愛玲2001）根據行政院大陸委員會所提供的統計資料顯示2005
年兩岸貿易總額為 717 億美元成長率為 163而迄 2005 年 12 月台商經核
准赴大陸投資累計金額為 4726 億美元佔我國 GDP 比重有持續上升之趨勢
有鑑於兩岸三地經貿的發展日趨成熟「跨文化」或是「跨地區」的人才管理方
法將成為兩岸地區人力資源管理專家必修的課題而本研究將聚焦於中港台
三地在工作壓力來源工作績效與因應策略之間的關係視其是否能從微妙的地
區性差異間窺探出當中的異同性並有助於兩岸經貿實務上之運用
第二節 研究目的
根據上一節中的研究動機本研究主要有以下三個目的
一 了解在兩岸三地中分別會對工作績效造成影響之工作壓力來源為何
二 華人企業中最適採行的壓力因應方式為何是否存在地區上的差異
三 管理者應如何利用訓練或指導的方式來幫助不同地區員工作壓力管理
5
第二章 文獻探討
本章主要為探討與本研究題目相關的國內外文獻資料以幫助釐清各主要研
究變項獨特的意涵及其相互的關聯性以發展出研究架構及假設並對研究結果
的推論有所依循本章共分為四小節首先探討壓力與工作壓力的定義及工作壓
力歷程的相關研究再者從本研究所側重的調節變項因應策略進一步去了
解因應的定義理論取向主要分類因應效果等相關研究此節亦是本章的重
心所在最後則是討論工作績效的定義及相關理論並將之與工作壓力來源做一
連結
第一節 壓力與工作壓力
壹 壓力的定義
壓力一詞源自於拉丁文「Stringere」意味著緊繃（to tighten）的意思指個
體認為時常伴隨有壓迫狀態的感覺與壓力有關之研究最早可追溯於二十世紀
初生物學家 Walter Canon 的研究主要為探討情感與生理反應間的關係壓力一
詞在當時的社會與生物科學領域中已被視為產生生理及心理疾病的來源之一
在二十世紀末期Selye（1956）已開始用實際的科學方法來驗證壓力他認為
壓力是有機體面對外在威脅或病源時的抗拒反應結果在往後許多學者對壓力
有許多不同的概念與定義而 Katz（1978）認為許多學者在詮釋壓力時將壓
力過程中所產生的壓力情境壓力源與壓力反應有所混淆是造成各家觀點分歧
之因Ivancevich 與 Matteson（1980）綜合各家的說法將壓力歸納成以下三類
一 刺激型的壓力
壓力是指來自於外在的刺激類似於物理工程學對壓力的定義根據此定
6
義環境中會造成個體緊張的各種刺激事件皆是壓力所以壓力被視為自變項
而個體的緊張反應則視為依變項
二 反應型的壓力
壓力指個體在面對環境中的壓力來源時所造成心理或生理上的反應這也
是 Selye 所主張的壓力定義他認為導致壓力反應的刺激為壓力源（stressor）
而個體本身所產生的反應才是壓力因此在此定義下壓力被視為依變項壓力
源視為自變項
三 刺激-反應的壓力
此定義將個別差異納入考慮注重個人的認知與判斷任何壓力源是否造成
個人實質壓力是決定於個體對此壓力源的認知因此壓力是環境刺激與個體獨有
感受之間的互動關係在此定義下壓力源為自變項壓力反應視為依變項而
壓力則是中介變項Beehr 與 Newman（1978）認為影響個人對壓力認知的因素
有三項壓力源的重要性不確定性及時間長短若個體認為壓力來源愈重要
不確定性愈高且為期較長時其所感受的壓力愈大
根據上述 Ivancevich 與 Matteson 對壓力定義的整理本研究將採用「刺激-
反應型」的互動式壓力定義將組織內部環境中的刺激視為壓力源探討兩岸三
地經理及非經理人員在面對工作壓力來源時壓力感受程度的強弱以及對工作
績效產生的行為反應為何
貳 工作壓力的定義
工作壓力乃由壓力的定義衍伸而出各學者對於工作壓力的定義亦有不同的
看法French 等學者（1974）認為工作壓力是來自於個人能力可用資源及工作
要求三者間的差距所致而 Cooper 及 Marshall（1976）則認為工作壓力為環境
因素對個人直接的衝擊和影響及對壓力源產生的行為反應此兩學者採取「反
7
應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
8
避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
9
面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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2
貳 預測因應策略47 參 預測工作績效48
第六節 調節作用分析53 第五章 討論55
第一節 以工作壓力預測工作績效55 第二節 以因應策略預測工作績效56 第三節 因應策略的調節作用57
參考文獻59
3
第一章 緒論
曾幾何時「工作壓力」已儼然成為現代人共通的文明病坊間五花八門的解
壓課程卻成為了最熱門的新興商品在首章中開啟了本研究主要的研究動機與目
的闡明筆者對本篇的構思來源與期許貢獻
第一節 研究動機
市場環境的瞬息萬變資訊科技帶來緊湊的節奏使得組織所面臨的內外在
競爭加劇員工除了必須要滿足上司無止境的要求解決客戶多變的問題及需
求平衡生活與工作間的衝突外還必須時時警戒自己要在這樣快速變動的時代
下培養多元且不易被取代的核心技能以確保不會在此適者生存的叢林遊戲法
則中慘遭淘汰之命運
一般的上班族平均每天至少花三分之一的時間在工作上因此工作壓力對
一個人的影響可見一般對個人而言承受過度的工作壓力會導致心理疾病生
理疲累焦慮抑鬱等症狀但對組織而言將會造成員工士氣的低落倦怠感提
高曠職率增加員工個人績效不彰最終將使得組織的營運效率不佳且直接反
應在公司的營收及獲利上然而若能找出有效的策略來調適並解決所面臨的壓力
情境則此得宜的因應方式將會是個能扭轉情勢的得力推手因此組織對於員工
的壓力管理議題實不可輕忽
由於西方國家工業化的腳步較快因此很早就有學者開始對工作壓力的議題
進行研究與分析反觀大中華地區到了六Ο年代後期經濟才開始快速成長
並經歷產業轉型的階段且工作及生活的方式也逐漸現代化尤其是在跟進經濟
全球化的趨勢之後西方企業來東亞經濟圈成立跨國企業的案例不勝枚舉再加
上近年來海峽兩岸貿易和台商對大陸投資也呈現快速成長的趨勢（陸洛高旭
4
繁周雲蕭愛玲2001）根據行政院大陸委員會所提供的統計資料顯示2005
年兩岸貿易總額為 717 億美元成長率為 163而迄 2005 年 12 月台商經核
准赴大陸投資累計金額為 4726 億美元佔我國 GDP 比重有持續上升之趨勢
有鑑於兩岸三地經貿的發展日趨成熟「跨文化」或是「跨地區」的人才管理方
法將成為兩岸地區人力資源管理專家必修的課題而本研究將聚焦於中港台
三地在工作壓力來源工作績效與因應策略之間的關係視其是否能從微妙的地
區性差異間窺探出當中的異同性並有助於兩岸經貿實務上之運用
第二節 研究目的
根據上一節中的研究動機本研究主要有以下三個目的
一 了解在兩岸三地中分別會對工作績效造成影響之工作壓力來源為何
二 華人企業中最適採行的壓力因應方式為何是否存在地區上的差異
三 管理者應如何利用訓練或指導的方式來幫助不同地區員工作壓力管理
5
第二章 文獻探討
本章主要為探討與本研究題目相關的國內外文獻資料以幫助釐清各主要研
究變項獨特的意涵及其相互的關聯性以發展出研究架構及假設並對研究結果
的推論有所依循本章共分為四小節首先探討壓力與工作壓力的定義及工作壓
力歷程的相關研究再者從本研究所側重的調節變項因應策略進一步去了
解因應的定義理論取向主要分類因應效果等相關研究此節亦是本章的重
心所在最後則是討論工作績效的定義及相關理論並將之與工作壓力來源做一
連結
第一節 壓力與工作壓力
壹 壓力的定義
壓力一詞源自於拉丁文「Stringere」意味著緊繃（to tighten）的意思指個
體認為時常伴隨有壓迫狀態的感覺與壓力有關之研究最早可追溯於二十世紀
初生物學家 Walter Canon 的研究主要為探討情感與生理反應間的關係壓力一
詞在當時的社會與生物科學領域中已被視為產生生理及心理疾病的來源之一
在二十世紀末期Selye（1956）已開始用實際的科學方法來驗證壓力他認為
壓力是有機體面對外在威脅或病源時的抗拒反應結果在往後許多學者對壓力
有許多不同的概念與定義而 Katz（1978）認為許多學者在詮釋壓力時將壓
力過程中所產生的壓力情境壓力源與壓力反應有所混淆是造成各家觀點分歧
之因Ivancevich 與 Matteson（1980）綜合各家的說法將壓力歸納成以下三類
一 刺激型的壓力
壓力是指來自於外在的刺激類似於物理工程學對壓力的定義根據此定
6
義環境中會造成個體緊張的各種刺激事件皆是壓力所以壓力被視為自變項
而個體的緊張反應則視為依變項
二 反應型的壓力
壓力指個體在面對環境中的壓力來源時所造成心理或生理上的反應這也
是 Selye 所主張的壓力定義他認為導致壓力反應的刺激為壓力源（stressor）
而個體本身所產生的反應才是壓力因此在此定義下壓力被視為依變項壓力
源視為自變項
三 刺激-反應的壓力
此定義將個別差異納入考慮注重個人的認知與判斷任何壓力源是否造成
個人實質壓力是決定於個體對此壓力源的認知因此壓力是環境刺激與個體獨有
感受之間的互動關係在此定義下壓力源為自變項壓力反應視為依變項而
壓力則是中介變項Beehr 與 Newman（1978）認為影響個人對壓力認知的因素
有三項壓力源的重要性不確定性及時間長短若個體認為壓力來源愈重要
不確定性愈高且為期較長時其所感受的壓力愈大
根據上述 Ivancevich 與 Matteson 對壓力定義的整理本研究將採用「刺激-
反應型」的互動式壓力定義將組織內部環境中的刺激視為壓力源探討兩岸三
地經理及非經理人員在面對工作壓力來源時壓力感受程度的強弱以及對工作
績效產生的行為反應為何
貳 工作壓力的定義
工作壓力乃由壓力的定義衍伸而出各學者對於工作壓力的定義亦有不同的
看法French 等學者（1974）認為工作壓力是來自於個人能力可用資源及工作
要求三者間的差距所致而 Cooper 及 Marshall（1976）則認為工作壓力為環境
因素對個人直接的衝擊和影響及對壓力源產生的行為反應此兩學者採取「反
7
應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
8
避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
9
面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
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第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
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（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
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僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
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然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
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第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
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第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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3
第一章 緒論
曾幾何時「工作壓力」已儼然成為現代人共通的文明病坊間五花八門的解
壓課程卻成為了最熱門的新興商品在首章中開啟了本研究主要的研究動機與目
的闡明筆者對本篇的構思來源與期許貢獻
第一節 研究動機
市場環境的瞬息萬變資訊科技帶來緊湊的節奏使得組織所面臨的內外在
競爭加劇員工除了必須要滿足上司無止境的要求解決客戶多變的問題及需
求平衡生活與工作間的衝突外還必須時時警戒自己要在這樣快速變動的時代
下培養多元且不易被取代的核心技能以確保不會在此適者生存的叢林遊戲法
則中慘遭淘汰之命運
一般的上班族平均每天至少花三分之一的時間在工作上因此工作壓力對
一個人的影響可見一般對個人而言承受過度的工作壓力會導致心理疾病生
理疲累焦慮抑鬱等症狀但對組織而言將會造成員工士氣的低落倦怠感提
高曠職率增加員工個人績效不彰最終將使得組織的營運效率不佳且直接反
應在公司的營收及獲利上然而若能找出有效的策略來調適並解決所面臨的壓力
情境則此得宜的因應方式將會是個能扭轉情勢的得力推手因此組織對於員工
的壓力管理議題實不可輕忽
由於西方國家工業化的腳步較快因此很早就有學者開始對工作壓力的議題
進行研究與分析反觀大中華地區到了六Ο年代後期經濟才開始快速成長
並經歷產業轉型的階段且工作及生活的方式也逐漸現代化尤其是在跟進經濟
全球化的趨勢之後西方企業來東亞經濟圈成立跨國企業的案例不勝枚舉再加
上近年來海峽兩岸貿易和台商對大陸投資也呈現快速成長的趨勢（陸洛高旭
4
繁周雲蕭愛玲2001）根據行政院大陸委員會所提供的統計資料顯示2005
年兩岸貿易總額為 717 億美元成長率為 163而迄 2005 年 12 月台商經核
准赴大陸投資累計金額為 4726 億美元佔我國 GDP 比重有持續上升之趨勢
有鑑於兩岸三地經貿的發展日趨成熟「跨文化」或是「跨地區」的人才管理方
法將成為兩岸地區人力資源管理專家必修的課題而本研究將聚焦於中港台
三地在工作壓力來源工作績效與因應策略之間的關係視其是否能從微妙的地
區性差異間窺探出當中的異同性並有助於兩岸經貿實務上之運用
第二節 研究目的
根據上一節中的研究動機本研究主要有以下三個目的
一 了解在兩岸三地中分別會對工作績效造成影響之工作壓力來源為何
二 華人企業中最適採行的壓力因應方式為何是否存在地區上的差異
三 管理者應如何利用訓練或指導的方式來幫助不同地區員工作壓力管理
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第二章 文獻探討
本章主要為探討與本研究題目相關的國內外文獻資料以幫助釐清各主要研
究變項獨特的意涵及其相互的關聯性以發展出研究架構及假設並對研究結果
的推論有所依循本章共分為四小節首先探討壓力與工作壓力的定義及工作壓
力歷程的相關研究再者從本研究所側重的調節變項因應策略進一步去了
解因應的定義理論取向主要分類因應效果等相關研究此節亦是本章的重
心所在最後則是討論工作績效的定義及相關理論並將之與工作壓力來源做一
連結
第一節 壓力與工作壓力
壹 壓力的定義
壓力一詞源自於拉丁文「Stringere」意味著緊繃（to tighten）的意思指個
體認為時常伴隨有壓迫狀態的感覺與壓力有關之研究最早可追溯於二十世紀
初生物學家 Walter Canon 的研究主要為探討情感與生理反應間的關係壓力一
詞在當時的社會與生物科學領域中已被視為產生生理及心理疾病的來源之一
在二十世紀末期Selye（1956）已開始用實際的科學方法來驗證壓力他認為
壓力是有機體面對外在威脅或病源時的抗拒反應結果在往後許多學者對壓力
有許多不同的概念與定義而 Katz（1978）認為許多學者在詮釋壓力時將壓
力過程中所產生的壓力情境壓力源與壓力反應有所混淆是造成各家觀點分歧
之因Ivancevich 與 Matteson（1980）綜合各家的說法將壓力歸納成以下三類
一 刺激型的壓力
壓力是指來自於外在的刺激類似於物理工程學對壓力的定義根據此定
6
義環境中會造成個體緊張的各種刺激事件皆是壓力所以壓力被視為自變項
而個體的緊張反應則視為依變項
二 反應型的壓力
壓力指個體在面對環境中的壓力來源時所造成心理或生理上的反應這也
是 Selye 所主張的壓力定義他認為導致壓力反應的刺激為壓力源（stressor）
而個體本身所產生的反應才是壓力因此在此定義下壓力被視為依變項壓力
源視為自變項
三 刺激-反應的壓力
此定義將個別差異納入考慮注重個人的認知與判斷任何壓力源是否造成
個人實質壓力是決定於個體對此壓力源的認知因此壓力是環境刺激與個體獨有
感受之間的互動關係在此定義下壓力源為自變項壓力反應視為依變項而
壓力則是中介變項Beehr 與 Newman（1978）認為影響個人對壓力認知的因素
有三項壓力源的重要性不確定性及時間長短若個體認為壓力來源愈重要
不確定性愈高且為期較長時其所感受的壓力愈大
根據上述 Ivancevich 與 Matteson 對壓力定義的整理本研究將採用「刺激-
反應型」的互動式壓力定義將組織內部環境中的刺激視為壓力源探討兩岸三
地經理及非經理人員在面對工作壓力來源時壓力感受程度的強弱以及對工作
績效產生的行為反應為何
貳 工作壓力的定義
工作壓力乃由壓力的定義衍伸而出各學者對於工作壓力的定義亦有不同的
看法French 等學者（1974）認為工作壓力是來自於個人能力可用資源及工作
要求三者間的差距所致而 Cooper 及 Marshall（1976）則認為工作壓力為環境
因素對個人直接的衝擊和影響及對壓力源產生的行為反應此兩學者採取「反
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應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
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避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
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面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
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行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
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第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
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（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
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差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
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直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
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僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
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伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
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然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
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第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
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貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
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第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
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（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
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在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
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第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
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Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
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現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
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表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
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表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
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表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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4
繁周雲蕭愛玲2001）根據行政院大陸委員會所提供的統計資料顯示2005
年兩岸貿易總額為 717 億美元成長率為 163而迄 2005 年 12 月台商經核
准赴大陸投資累計金額為 4726 億美元佔我國 GDP 比重有持續上升之趨勢
有鑑於兩岸三地經貿的發展日趨成熟「跨文化」或是「跨地區」的人才管理方
法將成為兩岸地區人力資源管理專家必修的課題而本研究將聚焦於中港台
三地在工作壓力來源工作績效與因應策略之間的關係視其是否能從微妙的地
區性差異間窺探出當中的異同性並有助於兩岸經貿實務上之運用
第二節 研究目的
根據上一節中的研究動機本研究主要有以下三個目的
一 了解在兩岸三地中分別會對工作績效造成影響之工作壓力來源為何
二 華人企業中最適採行的壓力因應方式為何是否存在地區上的差異
三 管理者應如何利用訓練或指導的方式來幫助不同地區員工作壓力管理
5
第二章 文獻探討
本章主要為探討與本研究題目相關的國內外文獻資料以幫助釐清各主要研
究變項獨特的意涵及其相互的關聯性以發展出研究架構及假設並對研究結果
的推論有所依循本章共分為四小節首先探討壓力與工作壓力的定義及工作壓
力歷程的相關研究再者從本研究所側重的調節變項因應策略進一步去了
解因應的定義理論取向主要分類因應效果等相關研究此節亦是本章的重
心所在最後則是討論工作績效的定義及相關理論並將之與工作壓力來源做一
連結
第一節 壓力與工作壓力
壹 壓力的定義
壓力一詞源自於拉丁文「Stringere」意味著緊繃（to tighten）的意思指個
體認為時常伴隨有壓迫狀態的感覺與壓力有關之研究最早可追溯於二十世紀
初生物學家 Walter Canon 的研究主要為探討情感與生理反應間的關係壓力一
詞在當時的社會與生物科學領域中已被視為產生生理及心理疾病的來源之一
在二十世紀末期Selye（1956）已開始用實際的科學方法來驗證壓力他認為
壓力是有機體面對外在威脅或病源時的抗拒反應結果在往後許多學者對壓力
有許多不同的概念與定義而 Katz（1978）認為許多學者在詮釋壓力時將壓
力過程中所產生的壓力情境壓力源與壓力反應有所混淆是造成各家觀點分歧
之因Ivancevich 與 Matteson（1980）綜合各家的說法將壓力歸納成以下三類
一 刺激型的壓力
壓力是指來自於外在的刺激類似於物理工程學對壓力的定義根據此定
6
義環境中會造成個體緊張的各種刺激事件皆是壓力所以壓力被視為自變項
而個體的緊張反應則視為依變項
二 反應型的壓力
壓力指個體在面對環境中的壓力來源時所造成心理或生理上的反應這也
是 Selye 所主張的壓力定義他認為導致壓力反應的刺激為壓力源（stressor）
而個體本身所產生的反應才是壓力因此在此定義下壓力被視為依變項壓力
源視為自變項
三 刺激-反應的壓力
此定義將個別差異納入考慮注重個人的認知與判斷任何壓力源是否造成
個人實質壓力是決定於個體對此壓力源的認知因此壓力是環境刺激與個體獨有
感受之間的互動關係在此定義下壓力源為自變項壓力反應視為依變項而
壓力則是中介變項Beehr 與 Newman（1978）認為影響個人對壓力認知的因素
有三項壓力源的重要性不確定性及時間長短若個體認為壓力來源愈重要
不確定性愈高且為期較長時其所感受的壓力愈大
根據上述 Ivancevich 與 Matteson 對壓力定義的整理本研究將採用「刺激-
反應型」的互動式壓力定義將組織內部環境中的刺激視為壓力源探討兩岸三
地經理及非經理人員在面對工作壓力來源時壓力感受程度的強弱以及對工作
績效產生的行為反應為何
貳 工作壓力的定義
工作壓力乃由壓力的定義衍伸而出各學者對於工作壓力的定義亦有不同的
看法French 等學者（1974）認為工作壓力是來自於個人能力可用資源及工作
要求三者間的差距所致而 Cooper 及 Marshall（1976）則認為工作壓力為環境
因素對個人直接的衝擊和影響及對壓力源產生的行為反應此兩學者採取「反
7
應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
8
避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
9
面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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5
第二章 文獻探討
本章主要為探討與本研究題目相關的國內外文獻資料以幫助釐清各主要研
究變項獨特的意涵及其相互的關聯性以發展出研究架構及假設並對研究結果
的推論有所依循本章共分為四小節首先探討壓力與工作壓力的定義及工作壓
力歷程的相關研究再者從本研究所側重的調節變項因應策略進一步去了
解因應的定義理論取向主要分類因應效果等相關研究此節亦是本章的重
心所在最後則是討論工作績效的定義及相關理論並將之與工作壓力來源做一
連結
第一節 壓力與工作壓力
壹 壓力的定義
壓力一詞源自於拉丁文「Stringere」意味著緊繃（to tighten）的意思指個
體認為時常伴隨有壓迫狀態的感覺與壓力有關之研究最早可追溯於二十世紀
初生物學家 Walter Canon 的研究主要為探討情感與生理反應間的關係壓力一
詞在當時的社會與生物科學領域中已被視為產生生理及心理疾病的來源之一
在二十世紀末期Selye（1956）已開始用實際的科學方法來驗證壓力他認為
壓力是有機體面對外在威脅或病源時的抗拒反應結果在往後許多學者對壓力
有許多不同的概念與定義而 Katz（1978）認為許多學者在詮釋壓力時將壓
力過程中所產生的壓力情境壓力源與壓力反應有所混淆是造成各家觀點分歧
之因Ivancevich 與 Matteson（1980）綜合各家的說法將壓力歸納成以下三類
一 刺激型的壓力
壓力是指來自於外在的刺激類似於物理工程學對壓力的定義根據此定
6
義環境中會造成個體緊張的各種刺激事件皆是壓力所以壓力被視為自變項
而個體的緊張反應則視為依變項
二 反應型的壓力
壓力指個體在面對環境中的壓力來源時所造成心理或生理上的反應這也
是 Selye 所主張的壓力定義他認為導致壓力反應的刺激為壓力源（stressor）
而個體本身所產生的反應才是壓力因此在此定義下壓力被視為依變項壓力
源視為自變項
三 刺激-反應的壓力
此定義將個別差異納入考慮注重個人的認知與判斷任何壓力源是否造成
個人實質壓力是決定於個體對此壓力源的認知因此壓力是環境刺激與個體獨有
感受之間的互動關係在此定義下壓力源為自變項壓力反應視為依變項而
壓力則是中介變項Beehr 與 Newman（1978）認為影響個人對壓力認知的因素
有三項壓力源的重要性不確定性及時間長短若個體認為壓力來源愈重要
不確定性愈高且為期較長時其所感受的壓力愈大
根據上述 Ivancevich 與 Matteson 對壓力定義的整理本研究將採用「刺激-
反應型」的互動式壓力定義將組織內部環境中的刺激視為壓力源探討兩岸三
地經理及非經理人員在面對工作壓力來源時壓力感受程度的強弱以及對工作
績效產生的行為反應為何
貳 工作壓力的定義
工作壓力乃由壓力的定義衍伸而出各學者對於工作壓力的定義亦有不同的
看法French 等學者（1974）認為工作壓力是來自於個人能力可用資源及工作
要求三者間的差距所致而 Cooper 及 Marshall（1976）則認為工作壓力為環境
因素對個人直接的衝擊和影響及對壓力源產生的行為反應此兩學者採取「反
7
應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
8
避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
9
面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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6
義環境中會造成個體緊張的各種刺激事件皆是壓力所以壓力被視為自變項
而個體的緊張反應則視為依變項
二 反應型的壓力
壓力指個體在面對環境中的壓力來源時所造成心理或生理上的反應這也
是 Selye 所主張的壓力定義他認為導致壓力反應的刺激為壓力源（stressor）
而個體本身所產生的反應才是壓力因此在此定義下壓力被視為依變項壓力
源視為自變項
三 刺激-反應的壓力
此定義將個別差異納入考慮注重個人的認知與判斷任何壓力源是否造成
個人實質壓力是決定於個體對此壓力源的認知因此壓力是環境刺激與個體獨有
感受之間的互動關係在此定義下壓力源為自變項壓力反應視為依變項而
壓力則是中介變項Beehr 與 Newman（1978）認為影響個人對壓力認知的因素
有三項壓力源的重要性不確定性及時間長短若個體認為壓力來源愈重要
不確定性愈高且為期較長時其所感受的壓力愈大
根據上述 Ivancevich 與 Matteson 對壓力定義的整理本研究將採用「刺激-
反應型」的互動式壓力定義將組織內部環境中的刺激視為壓力源探討兩岸三
地經理及非經理人員在面對工作壓力來源時壓力感受程度的強弱以及對工作
績效產生的行為反應為何
貳 工作壓力的定義
工作壓力乃由壓力的定義衍伸而出各學者對於工作壓力的定義亦有不同的
看法French 等學者（1974）認為工作壓力是來自於個人能力可用資源及工作
要求三者間的差距所致而 Cooper 及 Marshall（1976）則認為工作壓力為環境
因素對個人直接的衝擊和影響及對壓力源產生的行為反應此兩學者採取「反
7
應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
8
避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
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面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
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行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
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第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
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（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
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差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
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直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
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僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
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伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
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然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
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第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
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貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
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第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
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（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
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在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
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第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
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Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
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現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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7
應型」的觀點來解釋工作壓力而 Beehr 及 Newman 則是站在「互動型」的觀點
認為工作壓力是工作相關因素與工作者間產生互動以改變破壞或加強他生理
及心理的狀況迫使其身心偏離正常運作的一種情境本研究則偏向採用 Cooper
及 Marshall 的看法認為存在於職場中的壓力來源會對個體產生刺激及影響所
產生的行為上的回應及反應
造成工作壓力產生的原因稱之為工作壓力來源以下針對各方學者的研究
整理出各種工作壓力來源的種類受到全球企業購併與組織縮編趨勢之影響工
作安定與工作保障的問題已倍受重視特別是中階主管職位者最具有失業的威脅
性（Kozlowski Chao Smith amp Hedlung 1993）在美國加拿大及歐洲等地區的
就業統計資料皆顯示出在 1980 年代末期之後非志願性失業之比例開始逐年
攀升（Latack Kinicki amp Prussia 1995）因此進入 21 世紀之後工作不確定性
將會成為一項相當突顯的工作壓力來源並可能對組織中各層級皆產生影響力
（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll 2001）
Spector 與 Jex（1998）證實了「工作上的人際衝突」（interpersonal conflict at
work）「組織限制」（organizational constrain）及「工作過量」（quantitative
overload ）三種工作壓力皆具有收斂效度（convergent validity）Liu（2002）認
為過多的工作負荷量（heavy workload）人際衝突及組織限制在美國及中國樣
本中都是常見的工作壓力來源Narayanan 等人（1999）在一項印度及美國地區
壓力來源比較的研究中發現對印度人而言組織限制（lack of structure）是一
項重要的壓力來源然而在美國則否相對的缺乏自主性及控制感對美國人而
言影響重大但在印度卻不是如此
最近幾年西方社會開始將組織政治（organizational politics）視為是職場上
的一種工作壓力它也將影響到工作焦慮感工作滿意度及工作失意感（job
distress）（Ferris Frank Gilmore amp Kacmar 1994 Vigoda 2002）由於集體主義文
化的國家較為重視團體中的和睦氣氛並且花較多的心力在維持好的人際關係與
互動再者以 Hofstede（1980）的文化比較觀點而言中國社會中大多是傾向
8
避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
9
面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
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僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
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然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
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第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
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第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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避免不確定性的產生然而這些在組織當中所進行的政治行為通常是所謂的「黑
箱作業」往往也會使得組織成員處於一個不確定性高的情境之下因此組織政
治的操弄對於華人而言可能是一種特殊的工作壓力來源（Siu Spector Cooper Lu
Lu 2002）
另外在組織決策過程中缺乏參與感缺乏有效的商議及溝通辦公室政治
（office politics）的介入以及缺乏歸屬感皆被認為是工作壓力的潛在來源(Cooper
Dewe amp OrsquoDriscoll 2001)近年來許多學者開始注意到工作場所中的角色與非工
作場所中角色之間的互動關係（OrsquoDriscoll 1996 Cooper amp Lewis 1998）也被稱
之為「工作非工作衝突」(worknonwork conflict)由於家庭結構的改變婦女
勞動參與率的上升以及科技的進步使得工作與生活間的界線漸漸模糊且交錯重
疊並形成了工作與非工作角色衝突的潛在因素（Hill Miller Weiner amp Colihan
1998）
參 工作壓力的歷程
工作壓力發展至今已有許多工作壓力模式被提出而大多數的研就者皆著
重於工作環境中的壓力與個人的心理及行為反應雖然各式的模式有所差距但
其研究理論皆十分接近於實際的壓力反應過程與結果以下茲列舉幾項模式來工
作壓力的歷程並參考各模式之理論作為本研究架構之參考
一 「工作壓力程序模式」（Process Model of Work Stress）
工作壓力程序模式是由McGrath（1976）所提出如圖一所示其將組織壓
力建構為四個階段且是環狀封閉的程序第一個階段為個體在組織中所遭遇的
的狀況透過認知評估程序後個體知覺到這些狀況的存在於是透過決定程序
選擇適當的反應一旦個體決定如何反應便會透過表現程序將個體行為表現出
來藉著個體行為的表現可能會改變原先的環境狀況若個體的行為表現是負
9
面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
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僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
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然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
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第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
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第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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9
面的則代表個體感受到壓力
二 「工作要求控制模式」（Demand-Control Model）
Karasek（1979）的要求－控制模式對於工作績效的預測有實質效益其認
為若個體處於高工作要求與低工作控制的情況下將會引發生理及心理的健康問
題所謂工作要求包括快速的工作步調大量的工作量及不夠用的時間工作控
制則包括工作步調及工作內容的控制權當個體處於高工作要求與高工作控制的
情況下則會有更積極的工作表現
三 「個人環境適配模式」（Person-Environment Fit Model）
個人－環境適配模式從互動心理概念出發注重人與情境的互動並強調個
人對情境的適配性根據個人－環境適配模式Kristof（1996）研究工作壓力來
自於員工價值與組織價值的差異性當一個人認為員工價值是個人績效表現而
組織價值是團體績效表現時則會引發個人的工作壓力
綜合以上三種工作壓力模式發現個體通常是經由兩種程序而感受到工作壓
力一是自我評估二為與環境之適配性當個人主觀上知覺到此壓力情境並非
在自己的掌控之下或個人與環境因素無法配合時則會引發壓力進而影響身心
狀況及行為表現但在 McGrath 所提岀的工作壓力程序模式中「反應選擇」至
「行為」的程序說明了若個體在壓力情境下選擇有效的因應策略則會產生好的
結果程序
決定程序
績效
程序 認知評價
程序
A情境 D行為
B知覺情境 C反應選擇
圖一 工作壓力的程序模式 資料來源McGrath（1976）
10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
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然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
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第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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10
行為結果
肆 人口學變項與工作壓力歷程之相關研究
年齡及年資確實會影響工作壓力的感受及其後果年輕的工作者壓力感受較
為強烈遭逢的壓力事件也較多（Aldwin1991Turnage amp Spielberger1991
陳淑珠1992）若把資深及資淺的工作者來相比較會發現資淺者的壓力感受與
壓力後果均較差（陸洛高淑芳1999黃國隆1986）再者不同的組織文
化對於工作壓力的歷程也會造成差異例如對「壓力後果」此變項而言台灣人
「上司賞賜」的壓力感受對「工作滿意」及「離職意願」的預測能力最高然而
對大陸人而言則是「管理角色」有顯著的預測力在香港則是以「工作負荷」
「工作瑣事」及「組織氣氛」的壓力感受對「壓力後果」有較高的預測能力即
使是處在歷史環境背景相同的華人社會也會因為各自地區上社會政經上脈絡的
不同而會造成差異性(陸洛高旭繁周雲蕭愛玲2001)
伍 工作壓力的後果
工作壓力的問題在西方國家已愈來愈被受到重視特別是在美國因為它
會導致許多嚴重的後果（Sauter amp Murphy1995）工作壓力常會對個體表現出個
人及組織的影響在個人方面心理上會產生焦躁易怒不滿足低自尊及焦慮
等在生理上則會出現頭痛胃痛高血壓及心臟病之不適徵狀在組織方面
會導致員工的缺勤率及離職率增加產量減少品質降低人際關係不良經常
發生職業災害等（Cooper amp Marshall 1978）而本研究主要關注於工作壓力對組
織層面所造成的傷害即使其結果皆為負面影響但仍可透過壓力的管理來降
低工作績效不彰的危機（李家聖陳益世1999）
11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
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第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
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（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
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Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
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現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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11
第二節 壓力因應之相關理論與研究
壹 因應的定義及理論取向
誠如壓力本身的概念一般因應的概念及定義也是眾說紛紜有人認為因應
是一種心理分析的過程有的則是認為它是一種人格特質風格或是性格或是
某種情境下運用特定策略的描繪古典理論的學者之所以會認為因應是一種特
性是因為當時的人具有較為穩定或一致的行為特質（Stone Greenberg
Kennedy-Moore amp Newman1991）
但隨後Lazarus（1991）對此穩定的模式提出不同的看法他認為傳統上
視因應為一種一致性的特質並不符合因應本身所擁有的動態性過程導向
（process-oriented）的本質也就是說因應方式會因為不同時間點或不同壓力
情境而有所變化因此Lazarus 試圖想要再往上一個層次去看到在某壓力情境
之下會產生如何的因應行為交易理論（Transactional theory）便是將因應視
為一種動態的過程剛開始會對某特定的遭遇有一個最初的想法與採取的行動
接著隨著時間的變化會去再評估其所付出的努力並對成果做一評價這也隱含
著在採取因應的過程中藉由個人對環境的評價以及環境本身對形成評價所造
成的影響產生出個人與環境間動態的互動歷程（Dewe amp Guest1990）
若是採取交易理論的觀點可將因應定義成持續改變與調整認知上或行為上的
付出與努力用來掌控（master）減緩及忍受經由壓力過程中所產生的超過自
己能力所及的內外在要求（Lazarrus amp Folkman1984）而用來取得壓力交易
性特質（the transactional nature of stress）的分析單位稱之為「評估」（appraisal）
評估又可分為初級評估（primary appraisal）與次級評估（secondary appraisal）
（Lazarus1991）初級評估是指個體對於所處的情境認為有意義且重要性高
並評估出何者對他們較具風險或判斷出此情境或事件是否對他們的福祉
12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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12
（well-being）已構成威脅另一方面次級評估所指的是在壓力情境下認知
上所能使用的因應方式處理之而因應就是從初級評估到次級評估的先後連續過
程Lowe 及 Bennett（2003）也認為初級評估的功能是在於賦予情境意義
並獲得行動的動機以便在次級評估做出因應策略的選擇因此兩階段的評估是
互有關聯性的
本研究將採用「特質論」的觀點原因在於本研究將單一時點內所遭遇到的
工作壓力視為壓力情境而非討論不同時空的動態性變化並認為個體在面臨壓
力環境的刺激時大致皆會使用固定且穩定的因應策略來回應之
貳 因應策略的分類
一般而言因應策略主要皆依 Flokmam 與 Larzarus （1980）的兩大功能區
分之即「問題焦點因應」（problem-focused coping）及「情緒焦點因應」
（emotion-focused coping）問題焦點因應所指的是個體會採取結構性或直接的
方式去收集資訊並付諸行動來解決所面臨到的問題而情緒焦點因應則是採取行
動來減輕面臨問題時情緒上所產生的不舒適感而並不對壓力情境本身去做改
變不過在後續的研究中發現因應的方式若僅以此兩向度來做分類會過於粗
略因此必須將各種因應方式分別再做更進一步的檢驗例如我們可以從「情緒
焦點」受訪者的回應中發現「情緒焦點」還包含（1）否認（denial）（2）對事
件的正向再解釋（positive reinterpretation of events）（3）尋求社會支援（seek out
of social support）而「問題焦點」的因應方式仍可再區分成不同的行動表現（1）
計畫（planning）（2）採取直接行動（take direct action）（3）尋求協助（seeking
assistance）（4）取消其他活動（screening other activities）（5）在行動之前迫使
自己去等待機會（forcing oneself to wait before action）這些不同類別的受訪者
彼此間的特質有很大的差異且各自對於成功因應的意涵（implication）亦有所
13
差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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差別（Caver Scheier amp Weintraub1989）
爾後Flokmam 與 Larzarus 及其同儕（1988）在「柏克萊壓力及因應的專
案計畫（Berkeley Stress and Coping Project）」中發展出一項用來測量因應策略
的量表稱之為「因應方式面談問卷」（Way of Coping Questionnaire-Interview）
在此問卷中採用因素分析的方法將因應方式區分為八種類別分別為（1）正
視因應（confrontive coping）個體會積極努力改變情境具有某種程度的攻擊和
冒險（2）疏離（distancing）個體會試著忘記壓力情境或淡化壓力事件的嚴重
性（3）自我控制（self-controlling）個體會著重在調整自己的情緒和行動（4）
尋求社會支持（seeking social support）個體會試圖從他人身上獲取資訊或尋求
慰藉（5）接受責任（accepting responsibility）個體承認自己造成了問題並進
一步去改善（6）逃避（escape-avoidance）指個體逃避問題或是採用幻想及行
為上的隔離（7）計畫性問題解決（planful problem solving）強調問題焦點因應
個人會深思熟慮有計畫性的針對壓力情境來解決問題（8）以及正向再評估
（positive reappraisal）更著重在理解壓力對個人成長的積極意義Lazarus 認為
「再評估」（reappriasal）的因應方式可能是處理壓力情境最有效的方式因為對
於威脅的再評估會對於此情境有一番新的認知與解釋而改變當初剛獲知壓力
來源時的焦慮情緒
近年來Williams 與 Cooper（1998）發現還有另一種因應的形式稱之為
「支持性的因應」（support coping）由於大中華地區是較為集權的社會（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此支持性的因應方式在本研究中以華人社會
之受訪樣本將會被廣為使用
根據上述學者對於因應策略的分類本研究將華人地區的因應策略分為五大
類型並給予定義分別為（1）嗜好休閒指藉由發展興趣與參與休閒活動來排
解壓力例如做運動（2）社會支持透過人際間的溝通與互動來尋求有利資
源如向理解你的朋友傾訴（3）再評估指能理性的對所處情境換個角度重
新思考與再評量例如嘗試從旁觀者的角度考慮事情（4）積極行動控制
14
直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
相關性研究以新竹科學園區高科技廠商研發技術人員為例gt《人力資源學
報》11 卷頁 93-115 陳淑珠（1992）lt工作者生活壓力與心理健康之研究mdash以資訊電子業員工為例gt
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直接且主動針對問題做回應與處理如排列問題的輕重緩急並依序處理之以
及（5）消極順應採用被動的態度及做法接受並服從之例如接受現實不
做強求
其中包括傾向問題焦點導向的「再評估」及「積極行動控制」與偏向於情
緒導向的「嗜好休閒」與「社會支持」最後再加上華人地區特有的「消極順應」
因應方式作為本研究之架構
參 選擇因應策略之個別差異研究
(1) 性別
許多研究皆顯示出性別在因應策略的使用上是有明顯差異的以「問題焦點
因應」與「情緒焦點因應」兩大分類而言多數研究者認為男性主要是採用前者
而女性多半是使用後者的因應方式（Billings amp Moos1981Endler amp Parker
1990Vingerhotes amp Van Heck1990）上述此種現象特別是在女性受訪者具
有傳統女性特質且男性受訪者也符合傳統上具備男子氣概的性別刻板印象情況
之下(Ingram Cruet Johnson Wisnicki1988Long1990)另外在「尋求社
會支援」的因應策略中也被重複證實女性使用的頻率較男性為高（Baum amp
Grunberg1991Ptacek Smith amp Dodge1994Wolgemuth amp Betz1991）
(2) 對壓力情境的評估
Lazarus 認為個人對壓力情境的評估會影響個人因應策略的選擇當個人評
估此壓力情境是可控制進而能被加以改變時則會使用問題焦點的因應策略反
之若此壓力情境被評估成是不可控制且無法加以改變時則個人會採用以情緒焦
點的因應方式（Folk amp Lazarus 1984）
(3) 文化差異
Phillip 與 Person（1996）認為行動導向的因應方式（action-oriented coping）
15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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15
僅限於應用在相對較為重視個人主義的富裕國家以及擁有較多社會資源以維護
社會和諧政策的地區而較不適用在集權文化的國家許多研究也發現中國大
陸台灣及香港的受訪者一般所採取的因應策略與西方國家的受訪者確實有差異
存在（Chen1998Hwang1997Shek amp Mak1987）
由於本研究蒐集三地區樣本作為研究對象欲探討因應策略的選擇是否會因
各地文化背景的不同而造成差異兩岸三地在不同歷史脈落的成長環境下對壓
力情境的價值亦產生了迥異的評估因此在比較三地區因應策略使用上之獨特性
時文化的差異性及對壓力情境的評估皆必須納入考量
肆 因應的效果
無論是使用何種因應策略或行為它們對於減緩壓力後果的效果（effective）
如何也一直是研究者欲討論的議題若想了解各種因應策略所帶來的效果為
何則要測量其個別的結果因應的效能（efficacy）是取決於個人的差異所
受威脅的類型此壓力遭遇所處的階段以及欲討論的壓力後果之形式上述所談
到的狀況皆會因時間變遷或生活條件的改變而有所變化而此壓力因應過程也會
自然地隨之調整（Lazarus1999）也就是如此並沒有一種因應策略是絕對的
較有效果或是較無效果就如同 Erera-Weatherley（1996）所認為「問題焦點因
應」與「情緒焦點因應」兩者都同時屬於有效與無效的策略因此再衡量因應效
果時必須考量到各別的認知歷程（cognitive process）即在評估他們的因應成
效時可加入當事者的參與（Cooper Dewe amp OrsquoDriscoll2001）
另一種判定因應效果的方式就是檢視其「適配程度」（goodness of fit）
（Folkman1992）此測量方法則是著重於壓力情境的評估與採取因應方式的適
配性而測量的對象為「初級評估」與「因應」兩者當情境評估與因應反應間
愈不適配則產生因應無效的可能性愈大同樣的反之亦然
16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
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「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
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本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
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現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
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表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
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表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
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表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
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表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
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表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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16
伍 壓力因應在工作壓力歷程中的調節作用
自 1960 年代開始因應成為工作壓力的重要研究議題Dewe（2004）認為
過去探討工作壓力因應問題的文獻不外乎有以下幾個重要主題（1）探索工作
壓力中因應所扮演的角色（2）如何去量測複雜的因應過程（3）如何將因應
的理論應用於實務之中
所謂的因應即是用來處理生活上壓力情境的一種方式在某種程度上壓力
與因應兩者之間還存在著反向的關係當因應的效果愈差時壓力程度就高反
之亦然（Lazarus1999）
壓力並非直接源自於壓力來源的本身而是來自於個人對壓力的感受若討
論到壓力的感受就必須考量到個別差異的問題Lazarus 與 Flokman（1984）
認為壓力有一部分是來自於「個人與環境間的不適配」（lack of fit between
individuals and their environment）且因應策略可降低壓力所造成的壓力後果（Siu
Spector Cooper Lu amp Yu2002）
研究中也發現因應策略的使用會增進工作滿意減緩緊張的情緒並降低
曠職與離職情況的發生甚至同時對雇主與雇員產生正向的結果（Nelson amp
Sutton1990Parkes1990）
在西方社會中因應策略已在壓力歷程當中被視為一調節變項例如Cohen
與 Wills（1985）指出支持性的因應方式可用來調節壓力源與幸福感之間的關係
且為緩衝的作用另外也有研究指出當壓力情境被視為是能夠加以改變且
個體本身也有能力去控制它時採取「問題焦點的因應方式」是較為有效果的
相反的若此壓力情境再被評估之後發現它無法被控制且本身也沒有能力去改
變它時採用「情緒焦點的因應方式」反而較為有利（Folkman1984Folkman
Lazarus Dunkel-Schetter DeLongis amp Gruen1986）
17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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17
然而在華人社會中將因應視為調節變項的研究相對而言卻是寥寥無幾
（Siu Spector Cooper Lu amp Yu2002）因此在本研究中我們會將因應策略
視為壓力歷程中的調節變項來觀察在華人社會中因應策略是否亦會扮演者調
節效果的角色
第三節 工作績效相關理論
壹 工作績效的定義
工作績效（Job performance）可簡單的定義為「在工作中所從事的所有行
為」（Jex 1998）Campbell（1990）則認為工作績效為員工做工作中所從事的
行為並進一步指出這些行為必須對組織目標有所貢獻
貳 工作壓力源與工作績效之關係
從許多文獻中發現工作壓力與工作績效之間是呈現負向關係例如 Fried
（1998）及 Jacksonm 與 Schuler（1985）等學者發現對當工作壓力是來自於角色
衝突或角色模糊時會有損員工的績效表現而 Jex（1998）亦提出工作壓力會
降低工作績效的結論但 Jex 認為壓力有時並非直接從壓力來源（resource of
pressure）中獲得反而是因為個體已感受到此壓力的存在因此工作壓力與
工作績效直接的關係並不強烈仍必須考慮到個別差異的影響Jex 也建議可再
工作壓力-工作績效關係中放入可能的調節變項更能清楚了解此壓力過程的因
果脈落因此在本研究中將放入壓力的因應策略作為工作壓力與工作績效間的
調節效果
18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
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表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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18
第三章 研究方法
在本章裡第一節將延續上一章的文獻整理擬出本研究的研究架構與研究
假設在第二節中則分別介紹研究方法研究工具及樣本對象等內容
第一節 研究架構與研究假設
壹 研究架構
本研究欲採用兩岸三地（香港台灣大陸）的樣本檢視圖二中的主要效
果在不同國家或地區中是否可發現有一致性的趨勢其關係強弱及具影響力的因
素又是否存在著文化上的差異本研究將人口學變項作為控制變項但亦假設其
對各工作壓力來源及因應策略會造成影響而主要核心變項為「工作壓力來源」
與「工作績效」並討論兩者之關聯工作壓力來源包含有「工作不確定性」「工
作過量」「人際衝突」「缺乏自主性」「組織限制」「組織氣候」「職家衝突」
及「組織政治氛圍」等八項而工作績效則是在壓力歷程中扮演者工作壓力後果
的角色其包含了五項指標「工作的數量」「工作的質量」「出勤率」「專業
知識」及「同儕關係」另外本研究亦檢視壓力的因應策略是否為工作壓力歷
程的調節變項其作用在不同文化中是否有差異性
19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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19
貳 研究假設
根據圖一的研究架構本研究的主要研究假設有以下四點
一 人口學變項在八種「工作壓力來源」及五種「因應策略」上會有不同程度
的影響
二 「工作壓力來源」與「工作績效」呈負相關即當「工作壓力來源」愈高
「工作績效」愈低反之亦然
三 除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆與「工作績效」呈正相關即
當「嗜好休閒」「社會支持」「再評估」及「積極行動控制」使用程度愈
高「工作績效」愈高反之亦然「消極順應」的使用程度愈高「工作績
效」則愈低反之亦然
四 「因應策略」對「工作壓力來源」與「工作績效」之關係會有調節作用
且除「消極順應」外其餘的「因應策略」皆會緩衝「工作壓力來源」及
「工作績效」之關係
圖二 研究架構
工作壓力來源
工作不確定性 工作過量
人際衝突
缺乏自主性
組織限制
組織氣候
職家衝突
組織政治氛圍 因應策略
嗜好休閒
社會支持
再評估
積極行動控制
消極順應
人口學
變項
工作績效
工作的數量 工作的質量
出勤率
專業知識
同儕關係
20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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20
第二節 研究方法
壹 研究對象
本研究採問卷調查法蒐集研究資料於 2003 年三月至六月期間在中港
台三地採立意抽樣的方式共發放了 610 份問卷抽樣對象分布在各式不同的組織
型態（公部門與私部門）及職務類別（財務行銷運輸餐飲及人力資源）當
中三地區的樣本狀況分述如下香港總共發放 280 份郵寄問卷有效問卷共有
105 份整體問卷回收率為 3751大陸樣本則是蒐集北京民眾的資料共發放
180 份問卷有效問卷共 128 份整體問卷回收率為 711而在台灣亦以立意
取樣共發放了 150 份問卷有效問卷共有 146 份整體問卷回收率為 973
貳 研究工具
一 工作壓力來源
工作壓力來源之測量是採用眾多西方學者所發展出不同工作壓力量表中選
取而出共計有 35 題並分為 8 項向度分別衡量之用以測量其中四項工作壓
力來源（工作過量人際衝突組織限制及組織政治氛圍）以被許多學者證明在
華人社會裡使用仍具有良好的信度
「工作不確定性」是採用 Cartwright 與 Cooper（2001）的「組織壓力篩選
工具」（An Organizational Screening Tool）來測量題數為 3 題「工作過量」採
用 Spector 及 Jex（1998）的「工作過量量表」（Quantitative Workload Inventory）
共計有 5 題「人際衝突」採用 Spector 及 Jex（1998）的「職場人際衝突量表」
1郵寄問卷之受訪對象為企業組織單位時其合理問卷回收率範圍為平均數=36標準差=13（Baruch 1999）
21
（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
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「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
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表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
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表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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（Interpersonal Conflict at Work Inventory）共計有 4 題「組織限制」亦採用
Spector 及 Jex（1998）的「組織限制量表」（Organizational constrain scale）共
計有 11 題「缺乏自主性」採用 Hackman 及 Oidham 的「工作診斷調查量表」(Job
Diagnostic Survey Scale)共計有 3 題「組織氣候」則採用 Cartwright 與 Cooper
（2001）的「組織壓力篩選工具」（An Organizational Screening Tool）及 Cooper
等學者（1988）的「職業壓力指標量表」（Occupational Stress IndicatorOSI）
分別有 1 題與 2 題總計有 3 題「職家衝突」亦是採用 Cooper 等學者的 OSI
量表來測量共計有 3 題「工作及政治氛圍」則採用 Cooper 等學者的 OSI 量表
及 Kacmar 與 Carlson（1997）的「政治知覺量表」（Perception of Organizational
Politics ScalePOPS）分別有 1 題與 2 題共計有 3 題
此 35 個題項皆設計為六點量表讓受訪者自評每一工作壓力來源出現的頻率
（「1」代表從不或每月少於一次「6」代表每天數次）來表示工作壓力感受的程
度當分數愈高工作壓力感受也愈高
二 工作績效
本研究以自編式量表來衡量工作績效編制的原則是採用工作績效的籠統性
內涵並囊括了企業實務中最為重視的五項績效指標分別為產出指標如「工
作數量」及「工作質量」行為指標如「出勤率」及「同儕關係」以及屬於
技能指標的「專業知識」等五個向度並各以一題為代表受訪者採自我評量的
方式評估在以上五個向度上的實際表現情況來作答採取六點量表的方式測
量「1」代表很差「6」代表優良分數愈高反應出較高的工作績效
由於是採取自陳式量表的方式來測量因此在衡量過程中可能會有員工主觀
性判斷及評價過高的可能性產生
三 因應策略
因應策略量表題數共有 24 題包含從 OSI 量表中選取 10 題（4題測量支持
性因應6題測量控制性因應）及 14 題經由開放式問卷進行質化訪談後所整理
出的「華人因應策略」其中 OSI 量表已在 Siu（2002）等人的研究中證實其
22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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22
在華人社會中作為測量工具仍具有信效度本研究以內容分析的方式將開放性問
卷做概念性的分類與抽取再根據概念的內容將因應策略分為五大向度分別為
「嗜好休閒」（共 4題）「社會支持」（共 4題）「再評估」（共 3題）「積極行
動控制」（共 8 題）及「消極順應」（共 5 題）受訪者以自我評量的方式評
估在以上五個向度上的實際使用情況來作答採取六點量表的方式測量「1」代
表從不使用「2」代表頻頻使用分數愈高表示採取該項因應策略的次數愈頻繁
四 人口學變項
本研究所蒐集的人口學資料包含性別婚姻狀態年齡地區別等人口背景
資料以及職位年資組織型態受雇狀況月薪一週實際工時一週契約
工時等組織背景資料
23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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23
第四章 研究結果
本章共分為六節來說明研究結果分別包含樣本描述量表之信度分析主
要研究變項描述性統計分析主要研究變項之相關分析階層式回歸分析及調節
作用分析等部份
第一節 樣本描述
本研究在兩岸三地所蒐集到的資料所回收有效樣本共計 380 份三地區受
訪樣本的資料如表一所示香港地區受訪人數共 105 人男女比例約各佔半數
台灣地區受訪人數共 146 人男性人數較多約佔總人數七成而大陸地區受訪
人數共 129 人女性人數較多佔總人數 641在婚姻狀況方面香港樣本已
婚及未婚的人數各佔一半在台灣及中國的樣本則是以已婚人數居多台灣樣本
中約有七成已婚北京則約六成六在職位方面三地區的樣本皆大多以管理階
級為主在組織型態方面香港及台灣樣本皆大多服務於私部門大陸樣本則以
公營部門為主在受雇狀況方面三地區的樣本大多數皆為長期聘用進一步將
上述的人口學變項以卡方檢定比較兩岸三地的受訪樣本之後發現在此五項變數
中之 χ2 皆達顯著水準表示此五項變數在中港台三地皆有顯著的差異
將三地區各人口背景變項做單因子變異數分析（One Way ANOVA）後發現
香港樣本在年齡月薪一週契約工時及一週實際工時的平均數均較其餘兩地區
來的高而北京樣本則是在以上的人口學變項的平均數皆居後位
第二節 量表之信度分析
在本研究中以 Cronbachrsquos α值來判定量表信度各地區施測後的各量表
24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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24
Cronbachrsquos α係數呈現於表二之中
「工作壓力來源」量表在香港樣本中的加總 α=96八個工作壓力向度的 α
值介在64（組織氣候）～92（工作過量與組織限制）之間而在台灣樣本的的
加總 α=95八個工作壓力向度的 α值介在66（工作不確定性）～94（工作過量）
之間在大陸樣本的的加總 α=93八個工作壓力向度的 α值介在47（工作不確
定性）～93（組織限制）之間整體而言三個地區的量表信度均在60 以上
僅大陸地區的工作不確定性向度的 α值為47可能原因為大陸的受訪者大多為
國營企業員工相較於私營部門的員工對工作不確定性的解釋也會有所差異
「工作績效」量表在香港樣本中的加總 α=73而在台灣樣本的的加總
α=76在大陸樣本的的加總 α=62
「因應策略」量表在香港樣本中的加總 α=85五個因應策略向度的 α值介
在46（社會支持）～90（消極順應）之間而在台灣樣本的的加總 α=87五個
因應策略向度的 α值介在58（再評估）～89（消極順應）之間在大陸樣本的
的加總 α=77五個因應策略向度的 α值介在50（社會支持）～89（消極順應）
之間整體而言三個地區的量表信度約介於60 之間故此信度係數皆在可接
受的範圍內
第三節 主要研究變項描述性統計分析
以下針對本研究主要變項的描述性統計結果（表二）進行分析
在「工作壓力來源」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰
度數值可發現大致上都符合常態分配唯台灣樣本的人際衝突向度的峰度值偏
高（438）且樣本大多數的人際衝突分數都集中於眾數（4 分）上也突顯出台
灣受訪者在「人際衝突」此工作壓力來源所感受到的程度普遍都不高本研究進
一步將各工作壓力來源以單因子變異數分析比較三個地區是否有差異存在可發
25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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25
現八種工作壓力來源在三個地區皆呈現出顯著的差異性香港樣本在「缺乏自主
性」及「組織氣候」兩種工作壓力來源的感受程度皆較台灣及北京的樣本來得高
而在其餘六各向度上亦顯著高於台灣與大陸另外北京樣本在所有工作壓力來
源的感受皆是最低的在台灣樣本當中所承受到的工作壓力來源與香港樣本的
整體情況大致上是較為類似的
在「工作績效」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現大致上皆呈現常態分配進一步檢定三個地區的差異性可發現在五項
工作績效的表現上北京樣本的分數最高而香港樣本的整體工作績效表現則是偏
低的台灣樣本在「工作績效總分」及「專業知識」表現上則顯著高於香港樣本
在「因應策略」變項的描述性統計結果中觀察三地區樣本的偏態及峰度數
值可發現整體而言三地區的樣本皆呈現常態分配唯因應策略總分在香港樣本
的偏態及峰度皆偏高且樣本分數大多集中於眾數（15 分）可得知香港樣本在
因應策略的整體使用頻率上是偏低的這與比較三樣本的檢定結果中有著相同的
發現即除了「嗜好休閒」此策略外其餘四項因應策略在香港樣本的使用度都
是最低的此外台灣與北京樣本在因應策略構面的表現則無太大差異
26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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26
表一 樣本人口學資料一覽表
香港(N=105) 台灣(N=146) 北京(N=129)
Variable 人數 有效百分比
() 人數
有效百分比
() 人數
有效百分比
()
加總 χ2
男 54 519 102 703 46 359 202 女 50 481 43 297 82 641 175 性別 遺漏值 1 1 1 3
3252
已婚 58 563 104 717 85 664 247 單身 45 437 41 283 43 336 129 婚姻 遺漏值 2 1 1 4
640
非經理人員 20 196 42 296 45 360 107 基層主管 13 127 28 197 24 192 65 低階經理 23 225 6 42 6 48 35 中階經理 31 304 38 268 25 200 94 高階經理 6 59 17 120 17 136 40 決策經理 9 88 11 77 8 64 28
職位
遺漏值 3 4 4 11
3886
私營機構 85 817 99 692 43 352 227 公營機構 11 106 19 133 47 385 77 政府 6 58 16 112 7 57 29 非營利機構 2 19 9 63 25 205 36
組織
型態
遺漏值 1 3 7 11
7543
長期聘用 87 897 129 942 83 703 299 短期合約 10 103 8 58 35 297 53
受雇
狀況 遺漏值 8 9 11 28
3049
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍
平均數
(標準差)範圍 F 事後比較
月薪(萬) 289
(204) 0515
149 (053)
047 349
037 (021)
005 143
1610HKgtTWgt
BJ
一週契約工時 4421 (663)
1060 4170
(1211) 8120
3914 (639)
660
837 HKgtBJ
一週實際工時 4986 (984)
1047 4794
(1174) 1096
4586 (979)
2885
390 HKgtBJ
年齡 3564 (668)
2254 3625 (561)
2656 3215 (634)
2450 1604HK= TW
gtBJ
年資 711
(643) 033
755 (754)
030 707
(634) 130 019 -
p≦05P≦01p≦001
27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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27
表二 主要研究變項描述性統計資料表
平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京F 事後比較
工作壓力來源
加總 359368
(3059) 8557
(2770) 7314
(2043)35174 38173 43140 021 073 109 -014 035 083 96 95 93 1613
HK= TW gtBJ
工作不確定性 3 638
(313) 583
(310) 472
(209)316 314 313 085 122 160 003 035 237 65 66 47 1076
HK= TW gtBJ
工作過量 5 1526 (672)
1441 (655)
1153(484)
530 530 527 040 067 095 -077 -047 070 92 94 89 1256HK= TW
gtBJ
人際衝突 4 896
(422) 708
(310) 614
(216)424 420 415 104 178 150 104 438 279 82 78 70 2284
HKgtTW =BJ
組織限制 113045
(1135) 2856
(1172) 2427
(1050)1162 1161 1166 032 039 152 -009 -053 287 92 92 93 820
HK= TW gtBJ
缺乏自主性 3 904
(320) 726
(306) 845
(310)318 318 318 019 094 081 011 111 079 75 87 89 1075
HK= BJ gtTW
組織氣候 3 774
(323) 664
(310) 574
(246)318 317 314 059 120 142 000 143 176 64 68 60 1319
HKgtTWgt BJ
職家衝突 3 835
(343) 769
(340) 585
(252)318 318 314 040 084 104 -014 044 091 73 84 73 2050 HK=TWgtBJ
組織政治氛圍 3 800
(386) 754
(360) 627
(279)318 318 316 061 104 125 -029 082 144 82 73 70 819 HK=TWgtBJ
p≦05P≦01p≦001
28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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28
表二(續 1) 主要研究變項描述性統計資料表
平均數 (標準差)
範圍 偏態 峰度 α Variable 題數
香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
工作績效
加總 5 2337 (314)
2413(321)
2532(332)
1230 1330 1530 -103 -081 -099 166 083 296 73 76 62 1345BJgt
HK= TW
工作的數量 1 437
(101) 436
(101)479
(094)16 16 26 -097 -052 -077 148 010 054 - - - 809
BJgtHK =TW
工作的質量 1 464
(094) 461
(094)510
(058)16 26 36 -12 -057 -025 292 004 093 - - - 1397
BJgtHK =TW
岀勤率 1 491
(090) 525
(092)541
(080)26 26 36 -063 -123 -126 013 100 093 - - - 952
TW=BJ gtHK
專業知識 1 472
(081) 499
(075)495 (060
26 26 36 -058 -099 -066 064 212 194 - - - 465 TW=BJ
gtHK
同儕關係 1 472
(088) 490
(088)506
(070)26 26 36 -075 -098 -063 079 137 084 - - - 495 BJgtHK
p≦05P≦01p≦001
29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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29
表二(續 2) 主要研究變項描述性統計資料表 題數 平均數(標準差) 範圍 偏態 峰度 α
Variable 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京 香港 台灣 北京
F 事後比較
因應策略
加總 249315 (668)
9847(1288)
9592(948)
37123 67129 71117 324 -0213 -004 324 -034 -046 85 87 77 584 TWgtHK
嗜好休閒 4 1500 (357)
1592(372)
1491(342)
424 724 524 -033 -023 -024 007 -07 -012 70 77 73 331 -
社會支持 4 1575 (277)
1676(305)
1729(252)
722 623 522 -066 -078 -093 071 081 326 46 60 50 879 TW=BJ
gtHK
再評估 3 1238 (259)
1347(221)
1354(209)
418 518 518 -052 -079 -074 018 202 180 54 58 52 908 TW=BJ
gtHK 積極行動控制
8 3458 (555)
3704(534)
3742(411)
1345 1447 2447 -114 -084 -078 192 174 187 76 82 75 1066 TW=BJ
gtHK
消極適應 5 1546 (501)
1467(565)
1238(499)
526 530 224 -017 036 089 -055 -030 -085 90 89 89 1117 HK=TW
gtBJ p≦05P≦01p≦001
30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
相關性研究以新竹科學園區高科技廠商研發技術人員為例gt《人力資源學
報》11 卷頁 93-115 陳淑珠（1992）lt工作者生活壓力與心理健康之研究mdash以資訊電子業員工為例gt
台灣大學社會學研究所碩士論文 陸洛高淑芳（1999）lt主管工作壓力的族群差異個人背景工作與職業因素
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30
第四節 主要研究變項之相關分析
本研究分別將三地區樣本的人口學變項與主要相關變項（工作壓力來源
工作績效因應策略）的相關矩陣表格呈現於表三與表四之中誠如在第四章
的第一節與第三節中在三地區樣本描述性統計中已發現中港台三地無
論是人口學變項或是在主要變項的表現上皆有顯著性的差異因此在假設此三
地區存在文化差異性的前提之下在以下的相關分析中將進一步檢視三地區
樣本在各個變項上與主要的研究假設中的一致性與特異性
壹 人口學變項與主要研究變項之相關
一 香港地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在受
雇狀況與年齡上短期契約的受雇者感受到「工作不確定性」「職家衝突」及
「組織政治氛圍」此三個壓力來源的程度較大且較易採取「嗜好休閒」的因
應策略另外年輕者較年長者有較多的「工作過量」「組織限制」與「職家
衝突」且較少使用「再評估」與「積極行動控制」的因應策略（見表三之一）
二 台灣地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻職位組織型態受雇狀況及一週實際工時上未婚者較易感受到「缺乏
自主性」與「組織氣候」的工作壓力但在「工作數量」的表現上稍不理想
非主管者較容易感受到「缺乏自主性」的工作壓力且在「工作數量」「工作
質量」「專業知識」及「同儕關係」上的表現均較主管級人員來的差至於受
雇狀況方面短期契約員工承受「工作不確定性」的工作壓力較大且在「工
作質量」與「同儕關係」上的表現亦較差當一週實際工時愈長時愈容易有
31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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31
「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的工作壓力（見表三之二）
三 大陸地區
人口學變項與工作壓力來源因應策略及工作績效的相關主要反應在婚
姻受雇狀況及一週實際工時上單身的員工「職家衝突」的感受度較低而
已婚者則較常採取「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」的因應策略
在受雇狀況方面短期契約的員工亦感受到較多的「工作不確定性」且大多是
使用「再評估」與「消極順應」的因應策略再者當一週實際工時愈長「工
作過量」「人際衝突」及「職家衝突」的感受程度也相對的愈高（見表三之三）
綜上所述「受雇狀況」在三個地區樣本的「工作不確定性」的工作壓力來
源皆是重要的影響因素另外在台灣及大陸樣本中「一週實際工時」的長短
皆會反應在「工作過量」「人際衝突」及「職家衝突」三個工作壓力來源的面
向上在三地區樣本個別差異的比較中發現香港樣本在「年齡」變項會反映
岀不同的工作壓力感受及因應策略使用的差異性而在台灣樣本「職位」的高
低在工作績效的表現上則有明顯的不同
貳 主要變項之間與之相關
一 工作壓力來源
在工作壓力來源的八項子構面間之相關矩陣表格(表四之一～表四之三中
11～18 之相關矩陣)中可看出三個地區的各工作壓力來源的相關程度大致為
中度到高度正相關且香港台灣大陸樣本之工作壓力來源面向間平均相關
係數分別為585142三樣本皆為中度相關表示各工作壓力來源之間仍
有獨特性與差異性存在值得注意的是「缺乏自主性」此一面向與其他七個工
作壓力來源的相關係數皆偏低（介於03 至48 之間）因此要格外注意它對於其
他變項的解釋力及預測力比較三樣本的特異性中發現在台灣樣本及大陸樣
32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
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32
本中「職家衝突」對「缺乏自主性」之相關係數皆不顯著
二 因應策略
在因應策略的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 21～25 之相關矩陣)中三地區樣本皆呈現中度到高度正相關且香港台
灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為556447皆維持在
中度相關故各因應策略之間仍有獨特性與差異性存在再者「消極順應」此
一構面在三個樣本中同樣也都與其餘因應策略呈低度相關或顯著性不強可見
此一面向之獨特性
三 工作績效
在工作績效的五項子構面間之相關矩陣表格(表四之一(續)～表四之四(續)
中 31～35 之相關矩陣)中三個樣本大致上皆呈現低度至中度相關且香港
台灣大陸樣本之因應策略面向間平均相關係數分別為493942因為工
作績效的五個子構面試測量不同面向的績效表現故低中度相關之現象仍算合
理進一步比較三樣本間的特異性發現「專業知識」在香港及大陸樣本的相
關性不完全顯著在香港「專業知識」與「工作數量」無顯著相關而在北京
則是與「出勤率」無顯著相關
參 主要研究假設變項間之相關
一 工作壓力來源與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「工作壓力來源」與「工作績效」間皆為負相關的趨
勢（見表四之一～四之三）且「同儕關係」最易受到工作壓力的影響進一步
比較三樣本的特異性發現香港樣本中兩變項呈現顯著負相關的次數最多而
北京樣本最少表示香港受訪者在工作上的壓力最容易導致工作績效的低落
而北京樣本則否另外個別工作壓力來源對工作績效關聯性強度的比較中發
33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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33
現以香港樣本而言「工作過量與同儕關係」及「職家衝突與同儕關係」兩者
相關係數最高（皆為-29p≦01）且同儕關係除「工作不確定性」外與其
餘工作壓力來源間皆達顯著低度相關以台灣樣本而言則是「工作不確定性
與同儕關係」之相關係數為最高（ｒ=-27p≦001）而大陸樣本則以「組
織政治氛圍與同儕關係」之相關程度最高（r=-26p≦01）
二 因應策略與工作績效間之相關
在三個地區的樣本中「因應策略」與「工作績效」間大致皆為正相關的趨
勢（見表四之一(續)～四之三(續)）唯「消極順應」與工作績效間是呈現負相
關進而比較三個樣本發現因應策略與工作績效間之正相關在台灣樣本最為
明顯而負相關（即消極適應與工作績效之關聯性）則是在香港樣本中最為顯
著再者以個別因應策略對工作績效關聯性強度的比較中發現香港樣本相
關程度最高的是「消極順應與工作數量」及「再評估與出勤率」之相關（分別
為-28 及28均為 p≦01）台灣樣本則以「積極行動控制與工作質量」之相
關係數為最高（r=36p≦001）而在大陸樣本中「社會支持與工作數量」及
「積極行動控制與專業知識」兩者的關聯性皆為最強（均為34p≦001）
34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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34
表三之一 香港樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 香港(n=105)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -04 04 -14 09 23 -20 11 -08 -27 -12
工作不確定性 14 08 -06 -05 35 -11 04 -05 -19 -31 工作過量 -08 09 -04 04 09 -12 19 -01 -22 -09
人際衝突 -08 -04 -06 -04 13 -15 08 -13 -12 -05
組織限制 -04 01 -13 08 18 -12 13 -07 -26 -05
自主性 -09 -05 00 24 -00 -08 -03 -16 -18 03
組織氣候 05 -02 -15 09 17 -20 07 -07 -13 -14
職家衝突 -20 10 -19 06 24 -18 04 06 -23 -17
組織政治氛圍 -12 -08 -14 07 23 -25 10 -03 -19 -17
因應策略總分 -08 -15 -15 20 10 10 10 06 16 10
嗜好休閒 02 -10 -18 11 21 01 16 09 07 -05
社會支持 01 -05 -07 12 08 02 15 02 17 11
再評估 -08 -10 -09 07 06 13 -04 07 29 14
積極行動控制 -02 -20 -08 19 09 25 -03 07 24 13
消極適應 -12 -03 -09 11 -02 -09 05 -07 -11 -03
工作績效總分 -05 09 -02 03 -04 02 -18 08 -02 06
工作的數量 -09 02 -02 03 02 11 -13 07 -03 13
工作的質量 00 -02 04 02 -01 03 -18 06 00 02
岀勤率 -07 17 -06 05 -15 -13 -16 06 -07 -07
專業知識 00 -03 03 -02 -04 01 -12 02 12 07
同儕關係 00 16 -05 04 03 02 -04 06 -06 02
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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35
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
表三之二 台灣樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 台灣(n=146)
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 12 13 04 -20 06 15 16 35 05 03
工作不確定性 07 03 -02 -26 22 15 15 17 -04 -10
工作過量 05 07 09 -15 09 09 18 29 06 01
人際衝突 07 06 -04 -06 01 14 -03 24 05 00
組織限制 12 10 02 -08 -08 09 07 12 -07 02
自主性 01 16 -22 -01 13 -09 -12 -01 -10 00
組織氣候 02 18 -03 -18 01 -04 -02 05 -04 01
職家衝突 13 -14 14 -23 06 27 06 31 11 05
組織政治氛圍 11 10 01 -10 -03 12 01 13 17 07
因應策略總分 04 -02 -06 -00 -06 02 -10 -08 -05 -04
嗜好休閒 07 10 -09 -01 -09 -01 -08 -05 -09 -04
社會支持 10 01 02 -10 -03 -07 -01 -03 -15 -10
再評估 04 -03 04 00 -08 -09 -00 -16 -03 -04
積極行動控制 -03 10 -03 01 -13 -10 00 -16 -17 -08
消極適應 03 -04 -11 11 10 02 -14 01 13 06
工作績效總分 08 -16 23 00 -22 13 -07 07 13 15
工作的數量 02 -16 23 03 -12 12 -16 15 10 14
工作的質量 02 -10 23 -03 -19 13 00 06 15 08
岀勤率 01 -11 -04 16 -05 01 -11 -00 11 12
專業知識 09 -07 25 -02 -16 11 -01 00 21 14
同儕關係 13 -10 19 -11 -26 05 02 02 -07 06
p≦05P≦01p≦001
36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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36
表三之三 北京樣本人口學變項與主要變項相關矩陣 北京n=105
Variable 性別 婚姻 職位 組織型態 受雇狀況 月薪 一週契約工時 一週實際工時 年齡 年資
總壓力來源 -10 -03 -06 01 18 -10 02 22 -05 -13
工作不確定性 -09 -10 -12 -13 36 -05 22 15 09 -05
工作過量 -15 10 06 -13 13 -06 13 33 -12 -10
人際衝突 07 -14 04 -01 07 -00 10 30 03 -07
組織限制 -05 01 -09 04 14 -11 -06 06 -08 -10
自主性 -31 -01 -12 08 06 02 -07 -13 -11 -13
組織氣候 -13 05 -19 04 15 -05 01 -01 -11 -15
職家衝突 17 -22 15 04 -02 04 08 45 13 -01
組織政治氛圍 -05 -09 -01 11 13 -12 -10 06 02 00
因應策略總分 -05 17 -03 03 22 -06 -16 01 -05 -01
嗜好休閒 -03 21 -13 12 08 01 -20 -15 -11 07
社會支持 -09 00 -02 25 -03 00 -04 13 01 10
再評估 -16 20 -01 -04 25 17 -02 04 -10 00
積極行動控制 -02 18 01 -01 11 08 -03 07 -05 01
消極適應 -05 01 -02 -05 20 -16 -11 -06 -06 -14
工作績效總分 00 05 12 07 08 -02 -14 12 -01 13
工作的數量 -03 05 02 12 01 08 -13 16 -02 10
工作的質量 04 02 17 08 04 04 -12 12 08 17
岀勤率 -12 -03 01 -03 16 -15 01 06 -07 06
專業知識 -05 -03 20 -07 04 07 -12 05 02 03
同儕關係 20 16 03 10 02 -11 -12 -01 -01 07
p≦05P≦01p≦001 Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管
組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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37
表四之一 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 57 1 12 工作過量 78 34 1 13 人際衝突 84 46 59 1 14 組織限制 90 38 60 65 1 15 自主性 48 10 21 31 40 1 16 組織氣候 80 58 45 66 61 38 1 17 職家衝突 81 39 60 69 65 31 59 1 18 組織政治氛圍 81 43 46 69 64 39 72 67 1 2 因應策略總分 02 -07 06 04 02 -05 -01 13 09 21 嗜好休閒 02 04 -01 02 08 -15 -01 08 13 22 社會支持 -08 -07 -06 -11 -16 08 -05 01 -01 23 再評估 -21 -25 -07 -13 -12 -24 -18 -04 -11 24 積極行動控制 -19 -21 -01 -19 -16 -20 -11 -07 -19 25 消極適應 43 25 26 43 34 30 26 42 44 3 工作績效總分 -30 -22 -22 -18 -33 -22 -29 -16 -18 31 工作的數量 -25 -09 -12 -12 -25 -17 -28 -15 -21 32 工作的質量 -15 -10 -15 -01 -24 -15 -17 -05 -10 33 岀勤率 -21 -27 -08 -17 -25 -14 -21 -09 -11 34 專業知識 -07 -23 -15 -05 -11 -05 -11 05 01 35 同儕關係 -32 -07 -29 -27 -26 -25 -22 -29 -20 p≦05P≦01p≦001
38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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38
表四之一(續) 香港樣本主要統計變項相關矩陣 香港(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 73 1 22 社會支持 71 34 1 23 再評估 72 42 40 1 24 積極行動控制 81 43 52 72 1 25 消極適應 48 27 18 -06 -02 1 3 31 工作績效總分 03 -07 15 17 16 -22 1 32 工作的數量 -13 -20 01 03 02 -28 68 1 33 工作的質量 -00 -02 06 04 13 -18 82 55 1 34 岀勤率 14 -07 19 28 18 -07 67 25 41 1 35 專業知識 18 14 20 17 20 -01 64 15 56 34 1 2 同儕關係 -04 -06 10 09 05 -21 64 32 32 35 25 1 p≦05P≦01p≦001
39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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39
表四之二 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 68 1 12 工作過量 73 37 1 13 人際衝突 63 42 44 1 14 組織限制 90 48 59 46 1 15 自主性 36 25 07 11 29 1 16 組織氣候 71 54 29 43 54 34 1 17 職家衝突 72 45 62 36 50 07 45 1 18 組織政治氛圍 77 43 41 53 63 23 69 53 1 2 因應策略總分 03 -01 -04 01 05 -08 -05 -02 06 21 嗜好休閒 03 06 -02 05 11 -03 -07 -04 07 22 社會支持 -03 -04 -01 00 05 -06 -09 00 -03 23 再評估 -10 -04 -05 -09 -01 -20 -10 -06 -04 24 積極行動控制 -06 -10 01 -07 09 -17 -07 -01 01 25 消極適應 19 14 03 13 04 15 19 12 20 3 工作績效總分 -07 -24 11 -11 -02 -20 -09 -01 03 31 工作的數量 -01 -18 16 -01 00 -11 -14 07 02 32 工作的質量 -05 -23 07 -06 00 -21 -13 01 05 33 岀勤率 -07 -09 01 -10 -08 -06 00 -12 03 34 專業知識 03 -13 11 -08 05 -20 07 13 13 35 同儕關係 -18 -27 02 -12 -05 -17 -14 -14 -14 p≦05P≦01p≦001
40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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40
表四之二(續) 台灣樣本主要統計變項相關矩陣 台灣(n=146) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 75 1 22 社會支持 69 44 1 23 再評估 75 55 58 1 24 積極行動控制 78 59 62 75 1 25 消極適應 52 16 13 12 -02 1 3 31 工作績效總分 25 16 20 20 35 -08 1 32 工作的數量 19 12 14 07 23 -02 80 1 33 工作的質量 26 27 11 22 36 -05 75 63 1 34 岀勤率 13 04 10 15 19 00 63 32 25 1 35 專業知識 20 06 15 14 26 -00 74 44 54 35 1 2 同儕關係 12 02 23 17 22 -18 66 40 25 32 42 1p≦05P≦01p≦001
41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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41
表四之三 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=129) Variable
1 11 12 13 14 15 16 17 18 1 總壓力來源 1 11 工作不確定性 41 1 12 工作過量 65 09 1 13 人際衝突 57 25 41 1 14 組織限制 86 24 42 34 1 15 自主性 45 03 17 03 30 1 16 組織氣候 64 57 26 44 39 28 1 17 職家衝突 54 11 44 47 28 11 27 1 18 組織政治氛圍 66 32 28 39 42 32 56 40 1 2 因應策略總分 07 03 08 -04 16 -11 06 -09 -01 21 嗜好休閒 03 -06 02 -14 11 -03 07 -09 -02 22 社會支持 10 -04 12 06 14 00 09 -01 01 23 再評估 -04 06 06 -01 -02 -19 07 -14 02 24 積極行動控制 -16 -03 -02 03 -15 -26 -06 -11 -09 25 消極適應 23 00 09 04 29 11 11 12 12 3 工作績效總分 -10 -09 03 01 -15 -09 -14 07 -02 31 工作的數量 -04 -09 14 10 -14 -11 -04 15 04 32 工作的質量 -11 -13 -08 04 -10 -11 -16 05 -03 33 岀勤率 -06 -04 08 -03 -15 12 -15 06 02 34 專業知識 07 05 05 20 01 -05 04 16 15 35 同儕關係 -19 -06 -13 -25 -07 -14 -13 -24 -26 p≦05P≦01p≦001
42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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42
表四之三(續) 北京樣本人口學變項與主要統計變項相關矩陣 北京(n=105) Variable
2 21 22 23 24 25 3 31 32 33 34 35 2 因應策略總分 1 21 嗜好休閒 66 1 22 社會支持 63 27 1 23 再評估 65 46 45 1 24 積極行動控制 55 22 46 57 1 25 消極適應 47 14 13 -02 -28 1 3 31 工作績效總分 30 14 32 22 47 -19 1 32 工作的數量 27 13 34 25 42 -11 79 1 33 工作的質量 04 -02 05 -03 16 -16 67 41 1 34 岀勤率 22 04 20 13 29 -07 70 46 28 1 35 專業知識 15 04 17 12 34 -17 47 23 33 16 1 2 同儕關係 25 24 17 16 23 -12 50 20 25 19 -05 1 p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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43
第五節 階層式迴歸分析
根據研究架構主要的依變項為「工作績效」而預測變項為「工作壓力來
源」與「因應策略」又因在上一節的相關分析中發現此三構面的各子構面之
間存在著差異性故本研究將依變項分為五個工作績效的面向分別討論且在工
作壓力來源與因應策略上也以其子構面分別作為預測因子而不加總計算同
時也將「人口學變項」作為控制變項另外在研究中也一併探討人口學變項
對八項工作壓力來源及五種因應策略上是否有有影響力在此假設下可將八項
工作壓力來源及五種因應策略視為依變項來討論各人口學變項之預測能力
由於本研究假設各變項之間具有特定的先後關係因此採用階層迴歸分析
對預測變項進行層級的控制以了解每一層級的預測力各層級的預測因子投入
是根據相關分析的結果將與依變數有顯著相關之變數放入進行階層迴歸分析
時分為兩個階段第一階段是將與依變項相關的變數放入迴歸模式中而得出初步
之結果第二階段則將第一階段分析結果中 β值不顯著之變項刪除後剩餘的變
數再放入迴歸模式如此反覆執行後最後的分析結果則可清楚找出有預測能力
的因子而各項依變數之階層迴歸分析結果分述如下
壹 預測工作壓力來源
在預測「工作壓力來源」方面先將三地樣本對八項工作壓力來源有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表五
的結果
在預測「工作不確定性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「年資」台灣樣本投入「組織型態」及「受雇狀況」北京樣本則是
投入「一週契約工時」及「僱用狀況」在第一階段的迴歸模式中發現三地區
樣本中僅北京樣本中「一週契約工時」β值未達顯著水準故將此變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「工作不確定性」
的顯著因子為「受雇狀況」及「年資」有 14的解釋力在台灣樣本中則是
以「組織型態」及「受雇狀況」為顯著因子解釋力為 12而北京樣本的預
測因子為「僱用狀況」達 12的解釋力
44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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44
在預測「缺乏自主性」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「組織
型態」台灣樣本投入「婚姻」及「職位」北京樣本則是投入「性別」在第一
階段的迴歸模式中發現三地區樣本中僅台灣樣本中「婚姻」β值未達顯著水
準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本
中「缺乏自主性」的顯著因子為「組織型態」有 6的解釋力在台灣樣本中
則是以「職位」為顯著因子解釋力為 5而北京樣本的預測因子為「性別」
達 9的解釋力
在預測「職家衝突」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「性別」
「受雇狀況」及「年齡」台灣樣本投入「組織型態」「月薪」及「實際工時」
北京樣本則是投入「婚姻」及「一週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現
三地區樣本中香港樣本中的「年齡」台灣樣本中「組織型態」「月薪」及北
京樣本中的「婚姻」β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段的
迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中「職家衝突」的顯著因子為「性別」
及「受雇狀況」有 10的解釋力在台灣樣本中則是以「月薪」及「一週實
際工時」為顯著因子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「一週實際工
時」達 19的解釋力
在預測「組織限制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織限制」有顯著相關的人
口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現香港樣本
中的「年齡」之 β值已達顯著水準且有 7的解釋力故無第二階段的迴歸模
式分析
在預測「組織政治氛圍」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受
雇狀況」及「月薪」但在台灣及大陸樣本的相關矩陣當中並無發現與「組織
政治氛圍」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的
迴歸模式中發現香港樣本中的「受雇狀況」之 β值未達顯著水準故將此變數
剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列香港樣本中預測「組織政
治氛圍」之因子為「月薪」且有 6的解釋力
在預測「工作過量」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
台灣樣本投入「一週契約工時」及「一週實際工時」在北京樣本則是投入「一
週實際工時」在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中的「一週契約工時」
45
之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
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的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
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預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
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的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
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之 β值未達顯著水準故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中
所陳列發現香港樣本中「年齡」為「工作過量」之有效預測因子有 37之
解釋力而台灣及北京樣本則皆以「一週實際工時」為預測因子分別有 8及
10的解釋力
在預測「人際衝突」方面台灣及北京樣本在第一階段投入的預測變項皆為
「一週實際工時」但在香港樣本的相關矩陣當中並無發現與「人際衝突」有
顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發
現兩樣本中「一週契約工時」之 β值皆已達顯著水準且分別有 6與 9的
解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「組織氣候」方面台灣樣本在第一階段投入的預測變項為「婚姻」
及「組織型態」在北京樣本則是投入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「組織氣候」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現台灣樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準故將
此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表五中所陳列在台灣樣本中預
測「組織氣候」的因子為「組織型態」解釋力為 3而北京樣本的預測因子
則為「職位」亦達 3的解釋力
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表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
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貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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46
表五 預測工作壓力來源 香港 台灣 北京 工作壓力來源 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F 預測因子 β R2 R 2 F
受雇狀況 23 組織型態 -28 受雇狀況 36 12 13 1678(1115)
工作不確定性
年資 -24
14 14 674(284)
受雇狀況 24
12 12 879(2127)
自主性 組織型態 24 06 06 639
(1102) 職位 -22 05 05 733
(1139) 性別 -31 09 10 1311
(1125)
性別 -21 月薪 19 實際工時 45 19 20 職家衝突 受雇狀況 24
10 10 519(292)
實際工時 28
15 15 948(2110)
3011(1122)
組織限制 年齡 -26 07 07 581(178)
工作與權力 氛圍
月薪 -25 06 06 468(172)
工作過量 年齡 -22 04 05 396(177)
實際工時 29 08 08 1220(1134)
實際工時 33 10 11 1518(1122)
人際衝突 實際工時 24 06 06 857(1138)
實際工時 29 09 09 1154(1123)
組織氣候 組織型態 -18 03 03 445(1138)
職位 -19 03 04 474(1122)
p 05P 01p ≦ ≦ ≦ 001
表六 以人口學變項預測因應策略 香港 台灣 北京 因應策略 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
積極行動控制 組織型態 19 03 04 400(1102) 年齡 -17 03 03 406(1137) 婚姻狀態 18 03 03 401(1126) 受雇狀態 21 04 04 420(195) 婚姻狀態 19 嗜好休閒
契約工時 -20
08 08 501(2121)
再評估 年齡 29 08 08 701(178) 受雇狀況 25 06 06 749(1116) 社會支持 組織型態 25 05 06 767(1120) 消極適應 受雇狀況 20 04 04 497(1116)
05P 01p 001≦ ≦
Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約 36
47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
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表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
相關性研究以新竹科學園區高科技廠商研發技術人員為例gt《人力資源學
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台灣大學社會學研究所碩士論文 陸洛高淑芳（1999）lt主管工作壓力的族群差異個人背景工作與職業因素
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47
貳 預測因應策略
在預測「因應策略」方面先將三地樣本對五種因應策略有顯著相關的人口
學變項分別放入迴歸模式當中再經過兩階段的步驟後最後獲得表六的結果
在預測「積極行動控制」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「婚
姻」「組織型態」「月薪」及「年齡」台灣樣本投入「年齡」北京樣本則是投
入「婚姻」在第一階段的迴歸模式中發現三地區樣本中香港樣本中「婚姻」
「月薪」及「年齡」之 β值皆未達顯著水準故將這些變數剔除之後第二階段
的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中「積極行動控制」的顯著因子為
「組織型態」有 3的解釋力在台灣樣本中則是以「年齡」為顯著因子
解釋力為 3而北京樣本的預測因子為「婚姻」達 3的解釋力
在預測「嗜好休閒」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」北京樣本投入「婚姻」及「一週契約工時」但在台灣樣本的相關矩陣當中
並無發現與「嗜好休閒」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析
在第一階段的迴歸模式中發現兩地區樣本預測因子之 β值皆達顯著水準且分
別有 4及 8的解釋力故無第二階段的迴歸模式分析
在預測「再評估」方面香港樣本在第一階段投入的預測變項為「年齡」
北京樣本投入「婚姻」及「受雇狀況」但在台灣樣本的相關矩陣當中並無發
現與「再評估」有顯著相關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階
段的迴歸模式中發現三地區樣本中北京樣本中「婚姻」之 β值未達顯著水準
故將此變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如表六中所陳列香港樣本中
「再評估」的預測因子為「年齡」有 8的解釋力而北京樣本的預測因子則
為「受雇狀況」達 6的解釋力
在預測「社會支持」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「組織型
態」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「社會支持」有顯著相
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 5的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
在預測「消極順應」方面北京樣本在第一階段投入的預測變項為「受雇狀
況」但在香港及台灣樣本的相關矩陣當中並無發現與「消極順應」有顯著相
48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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48
關的人口學變項因此不考慮進行迴歸分析在第一階段的迴歸模式中發現北
京樣本預測因子之 β值已達顯著水準且有 4的解釋力故無第二階段的迴歸
模式分析
參 預測工作績效
在預測「工作績效」方面第一階層先將三地樣本對五種工作績效有顯著相
關的人口學變項分別放入迴歸模式當中第二階層及第三階層分別放入八項工作
壓力來源及五種因應策略進入迴歸模式中預測再經過兩階段的步驟後最後獲
得表七的結果
一預測工作數量
在預測「工作數量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「婚
姻」及「職位」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作數量」
有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將第二及
第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣本中
香港樣本的「人際衝突」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職位」及
「工作不確定性」與北京樣本的「組織限制」「社會支持」及「積極行動控制」
等預測因子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中「積極行動控制」與「工作
數量」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的變數剔除之後
第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「工作數量」的預測因子為「人際
衝突」「組織氣候」及「消極順應」有 15的解釋力在台灣樣本中則是以
「職位」「工作不確定性」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 3
而北京樣本的預測因子為「社會支持」及「積極行動控制」達 18的解釋
力
二預測工作質量
在預測「工作質量」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「僱用狀況」但在香港及北京樣本的相關矩陣當中並無發現與「工作
質量」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴歸分析再將
第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模式結果三地區樣
本中香港樣本的「工作過量」「組織氣候」及「消極順應」台灣樣本的「職
49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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49
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準
在北京樣本中則無任何顯著的預測因子最後將無顯著預測力的變數剔除之
後第二階段的迴歸模式結果如下台灣樣本中「工作質量」的預測因子為「職
位」「工作不確定性」及「積極行動控制」有 22的解釋力但在香港及北京
樣本中則無有效的預測因子
三預測出勤率
在預測「出勤率」方面因為在香港台灣及北京樣本的相關矩陣當中並
無發現與「出勤率」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進行迴
歸分析再將工作壓力來源及因應策略的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中台灣樣本的「組織限制」及「組織政治氛圍」與
北京樣本的「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」及「積極行動控制」等
預測因子之 β值皆達顯著水準香港樣本則無任何顯著的預測因子但「工作不
確定性」與「再評估」兩變項對「出勤率」有顯著相關故在第二階段模式中仍
會保留此兩變數最後將無顯著預測力的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結
果如下香港樣本中「出勤率」的預測因子為「工作不確定性」及「再評估」
有 11的解釋力在台灣樣本中則是以「積極行動控制」為顯著預測因子
解釋力為 4而北京樣本的預測因子為「缺乏自主性」及「積極行動控制」
達 19的解釋力
四預測專業知識
在預測「專業知識」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「年齡」在北京樣本中則放入「職位」但在香港樣本的相關矩陣當中
並無發現與「專業知識」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變項進
行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴歸模
式結果三地區樣本中香港樣本的「工作不確定性」及「工作過量」台灣樣
本的「年齡」及「積極行動控制」與北京樣本的「職位」「組織政治氛圍」及
「積極行動控制」等預測因子之 β值皆達顯著水準但因香港樣本中「社會支
持」與「專業知識」有顯著相關故在第二階段中仍保留此變數最後將其餘的
變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下香港樣本中「專業知識」的預
測因子為「工作不確定性」及「社會支持」有 7的解釋力在台灣樣本中
則是以「年齡」及「積極行動控制」為顯著預測因子解釋力為 15而北京
50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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50
樣本的預測因子為「職位」「組織政治氛圍」及「積極行動控制」達 20的解
釋力
五預測同儕關係
在預測「同儕關係」方面台灣樣本在第一階層投入的預測人口學變項為「職
位」及「受雇狀況」在北京樣本中則放入「性別」但在香港樣本的相關矩陣當
中並無發現與「同儕關係」有顯著相關的人口學變項因此不考慮將人口學變
項進行迴歸分析再將第二及第三階層的預測因子放入之後得到第一階段的迴
歸模式結果三地區樣本中香港樣本的「工作過量」及「自主性」台灣樣本
的「受雇狀況」及「再評估」與北京樣本的「性別」及「人際衝突」等預測因
子之 β值皆達顯著水準但因台灣樣本中的「社會支持」北京樣本中的「嗜好
休閒」「積極行動控制」與「同儕關係」皆有有顯著相關故在第二階段中仍
保留這些變數最後將剩餘的變數剔除之後第二階段的迴歸模式結果如下
香港樣本中「同儕關係」的預測因子為「工作過量」有 10的解釋力在台
灣樣本中則是以「受雇狀況」「工作不確定性」及「社會支持」為顯著預測因
子解釋力為 15而北京樣本的預測因子為「性別」「人際衝突」「嗜好休
閒」及「積極行動控制」達 18的解釋力
51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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51
表七 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測工作的數量 + 人際衝突 28 07 09 +職位 26 06 07 +組織限制 -13 01 02 組織氣候 -38 +工作不確定
性 -16 09 03 +社會支持 21 18 18 1032
(3124)
+ 消極適應 -32 15 09 681(395)
+積極行動控制
17 11 03 639(3132)
積極行動控制
30
預測工作質量 + 工作過量 -07 02 04 +職位 25 06 06 +職家衝突 07 -01 00 組織氣候 -12 +工作不確定
性 -20 10 06 +積極行動
控制 17 02 03 201
(2125)
+ 積極行動
控制 11 03 03 187
(495) +積極行動控
制 34 22 12 1333
(3132)
消極適應 -14 預測出勤率 + 工作不確
定性 -21 06 07 +組織限制 -21
01 02 +自主性 22 05 07
+ 再評估 24 11 05 704(2100)
組織政治氛
圍 17
+積極行動
控制 38 19 15 1092
(2125)
+積極行動控制
21 04 04 325(3136)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
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的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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52
表七(續) 預測工作績效
香港 台灣 北京 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df) 預測因子 β R2 R 2 F(df)
預測專業知識 + 工作不確
定性 -21 04 05 +年齡 28 05 05 +職位 21 04 05
+ 社會支持 19 07 04 481(2100)
+人際衝突 -07 07 04 +組織政治氛
圍 21 07 03
自主性 -10 +積極行動控制
38 20 14 1094(3120)
+積極行動控制
30 15 70 691(4132)
預測同儕關係 + 工作過量 -22 10 12 +受雇狀況 -23 08 08 +性別 23 03 04
自主性 -17 +工作不確定
性 -21 12 05 +人際衝突 -27 11 08
+ 消極適應 -10 10 01 469(398)
+社會支持 19 15 04 847(3128)
+嗜好休閒 19 18 09 292(4122)
積極行動控制
18
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦ Note性別0=女1=男婚姻狀態0=已婚1=單身職位0=非主管1=主管 組織型態0=私部門1=公部門受雇狀況0=長期聘用1=短期契約
53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
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第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
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的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
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或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
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第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
相關性研究以新竹科學園區高科技廠商研發技術人員為例gt《人力資源學
報》11 卷頁 93-115 陳淑珠（1992）lt工作者生活壓力與心理健康之研究mdash以資訊電子業員工為例gt
台灣大學社會學研究所碩士論文 陸洛高淑芳（1999）lt主管工作壓力的族群差異個人背景工作與職業因素
gt《中華心理衛生學刊》12 卷頁 23-66 陸洛高旭繁周雲蕭愛玲（2001）lt兩岸三地員工隻工作壓力控制信念
工作滿意及身心健康gt《中華心理衛生學刊》14 卷頁 55-87 黃國隆（1986）lt中學教師的組織承諾與專業承諾gt《政大學報》53 卷頁 55-84 英文部分 Aldwin C （1991）Does age affect the stress and coping process Implications of age
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53
第六節 調節作用分析
本研究以「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」間的調節變項
本研究僅在相關分析中分別將三地區樣本中與五種工作績效有相關的工作壓力
來源與因應策略作為階層迴歸模式中的預測因子先將工作壓力來源投入迴歸方
程式的第一層級再將調節變項（因應策略）放入第二層級第三層級中則投入
工作壓力來源與因應策略之標準化分數乘積以預測三樣本中五種工作績效
因此在香港樣本中預測「工作數量」的因子共計有「組織限制」「組織氣
候」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「消極順應」五項故共有 6 次檢驗預
測「出勤率」的因子共計有「工作不確定性」「組織氣候」「再評估」三項故
共有 2 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「工作不確定性」「社會支持」
及「積極行動控制」兩項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有
「工作過量」「人際衝突」「組織限制」「缺乏自主性」「組織氣候」「職家衝
突」「組織政治氛圍」及「消極順應」等八項故共有 7 次檢驗因為香港樣本
的因應策略與工作質量間皆無相關故不考慮預測「工作質量」的階層迴歸分析
合計香港樣本共有 17 次調節作用檢驗
再者台灣樣本中預測「工作數量」的因子共計有「工作不確定性」及「積
極行動控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「工作質量」的因子共計有「工作
不確定性」「缺乏自主性」「嗜好休閒」「再評估」及「積極行動控制」五項
故共有 6 次檢驗預測「專業知識」的因子共計有「缺乏自主性」及「積極行動
控制」兩項故共有 1 次檢驗預測「同儕關係」的因子共計有「工作不確定
性」「缺乏自主性」「社會支持」「積極行動控制」及「消極順應」等八項
故共有 6 次檢驗因為台灣樣本的工作壓力來源與出勤率間皆無相關故不考慮
預測「出勤率」的階層迴歸分析合計台灣樣本共有 14 次調節作用檢驗
最後在大陸樣本中預測「專業知識」的因子共計有「人際衝突」「嗜好
休閒」及「積極行動控制」三項故共有 2 次檢驗預測「同儕關係」的因子
共計有「人際衝突」「職家衝突」「組織政治氛圍」「嗜好休閒」及「積極行動
控制」等五項故共有 6 次檢驗因為北京樣本的工作壓力來源與工作數量
工作質量及出勤率間皆無相關故不考慮預測「工作數量」「工作質量」與「出
勤率」的階層迴歸分析合計大陸樣本共有 8 次調節作用檢驗
54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
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58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
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59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
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54
將三地區樣本的調節作用檢驗加總後共計有 39 次而當中僅有在台灣樣本
中預測「同儕關係」的「工作不確定性」與「再評估」之交互作用達顯著效果
如表八及圖二所示
表八 台灣樣本「再評估」之調節作用
預測因子 B R2 R 2 F(df) +工作不確定性 -06 07 08 +再評估 07 08 02 +工作不確定性times再評估 -18 14 06 837(3135)
p 05P 01p 001≦ ≦ ≦
圖三 台灣樣本再評估的調節效果
477456
483
525
4
45
5
55
低工作不確定性 高工作不確定性
同
儕
關
係
低再評估
高再評估
藉由圖三的所呈現的結果可清楚得知在高工作不確定的情況下使用「再
評估」之頻率愈多者「同儕關係」的表現較差然而此效果卻增強了「工作不
確定性」對「同儕關係」的負面影響因此研究假設四中提到「因應策略」會緩
衝「工作壓力來源」及「工作績效」之關係並未獲得證實
55
第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
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第五章 討論
從上一章的研究結果可以看出本研究的架構及假設在香港台灣及大陸
地區中皆大致得到支持即工作壓力來源確實對工作績效產生負面的影響然
而此關係對香港樣本而言最為顯著而對大陸樣本來說則否而在因應策略方
面除「消極順應」之外使用愈多的因應方式會使得工作績效愈高的假設亦被
證實而此關係在台灣樣本最為明顯然香港樣本則為「消極順應」與「工作績
效」間之負相關最為顯著可見香港人民對工作壓力的因應較無成效而因應策
略之調節效果在台灣樣本的「再評估」策略中發現能增強「工作不確定性」與「同
儕關係」的負向關係此結果則與研究假設並不相符在此節中將提出可能之原
因以下再進一步討論各地區相異的文化及社經背景會造成以上研究結果的可
能因素
第一節 以工作壓力預測工作績效
香港及台灣地區最有效的預測因子皆為「工作不確定性」香港地區主要是
以工作不確定性來預測「專業知識」及「出勤率」而台灣樣本則是預測「工作
數量」「工作質量」及「同儕關係」三項而造成「工作不確定性」的來源香
港樣本主要受到「受雇狀況」及「年資」的影響在台灣樣本方面則是「組織
型態」與「受雇狀況」所造成不論是在香港或台灣「受雇狀況」都是重要影
響到「工作不確定性」的背景變項即愈是短期僱用的員工較易感受到工作缺
乏保障有趣的是從表一我們可以觀察到此兩個樣本的受雇狀況皆以「長
期聘用」的人數居多但工作無保障的不安全感仍然相當濃烈甚至已影響到在
工作績效上的表現不過當我們回顧 2003 年 3 月至 6 月香港及台灣兩地的平
均失業率時發現其分別高達 8042與 5023以一個邁入已開發的國家而
言國家整體性的經濟波動失業人數攀高會帶給人民在未來缺乏工作保障的
預期性的心理而造成實質上的壓力感受
在香港年資愈低者所感受到的工作不確定性愈高這項結果與過去學者
2 資料出處香港政府統計處「勞動人口失業及就業不足統計數字」 3 資料出處行政院主計處時間數列統計表「失業率統計-按同月分」
56
的研究有相似之處Aldwin（1991）便認為年輕工作者的壓力感受較為強烈遭
逢到的壓力事件也較多再者年齡與年資的關係也甚為密切將資深與資淺的
員工相比較時也會發現資淺工作者的壓力後果較差（陸洛高淑芳1999）
另外在台灣私營機構的員工較公部門的員工較易感受到工作的不確定性這
與政府開放民營化之後各產業單位百家爭鳴且為了保有競爭優勢無不力求
組織結構扁平化精簡化有著密切的關聯性
在北京樣本方面能預測工作績效的最有效因子為「缺乏自主性」「組織政
治氛圍」與「人際衝突」三者而此三者也分別預測著「出勤率」「專業知識」
與「同儕關係」近半個世紀以來中國大陸的共產政治以無產階級專政為綱領
並強力灌輸黨的領導人和各級幹部都只是人民公僕使得大陸人民的價值觀及心
態亦受之影響尤其是在改革開放後企業運作正在脫離黨政干預使得「大陸
員工不好管不服管」正是許多西進台商的共同煩憂（陸洛高旭繁周雲蕭
愛玲2001）若公司的經理人未能注意到大陸員工潛伏在心中的高度自我控制
感而在工作的權限有所限制或鮮少在工作制定上加入員工參與的話大陸員工
的反彈聲浪將可能超出我們的預期另外「缺乏自主性」與「組織政治氛圍」
及「人際衝突」此三預測變項之間亦有某種程度上的顯著關聯性（見表四之三）
由於在大陸的組織管理型態仍然偏向於權威式（autocratic way）的管理方式（Siu
Spector Cooper Lu amp Lu 2005）許多政策的決定仍然是所謂的「黑箱作業」
或是從上而下的命令方式在缺乏公平公開的溝通管道下原來被認為是符合中
國人「高權力距離」的文化特性管理方式已漸漸受到挑戰
第二節 以因應策略預測工作績效
台灣及大陸地區最有效的預測因子皆為「積極行動控制」台灣地區主要是
以「積極行動控制」來預測「工作數量」「工作質量」「出勤率」及「專業知
識」而北京樣本則是預測「工作數量」「出勤率」「專業知識」及「同儕關係」
四項且皆為正向關係而在台灣及大陸樣本中造成選擇「積極行動控制」
因應策略的來源分別為「年齡」及「婚姻狀況」且當年紀愈小或為未婚狀態時
則愈會採取「積極行動控制」的方式來因應工作壓力
而在香港樣本方面則以「再評估」「社會支持」及「消極順應」作為分別
57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
相關性研究以新竹科學園區高科技廠商研發技術人員為例gt《人力資源學
報》11 卷頁 93-115 陳淑珠（1992）lt工作者生活壓力與心理健康之研究mdash以資訊電子業員工為例gt
台灣大學社會學研究所碩士論文 陸洛高淑芳（1999）lt主管工作壓力的族群差異個人背景工作與職業因素
gt《中華心理衛生學刊》12 卷頁 23-66 陸洛高旭繁周雲蕭愛玲（2001）lt兩岸三地員工隻工作壓力控制信念
工作滿意及身心健康gt《中華心理衛生學刊》14 卷頁 55-87 黃國隆（1986）lt中學教師的組織承諾與專業承諾gt《政大學報》53 卷頁 55-84 英文部分 Aldwin C （1991）Does age affect the stress and coping process Implications of age
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作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
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儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
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57
預測「出勤率」「專業知識」及「工作數量」有效預測因子除「消極順應」與
「工作數量」為負向相關之外其餘兩者皆為正向關係而再進一步解釋造成選
擇「再評估」此因應策略的來源為「年齡」且為正向關係但在「社會支持」
及「消極順應」則無顯著的預測因子
最後我們也發現此三樣本對工作績效亦有共通的因應策略預測因子此即
為「社會支持」且在港中台地區分別預測「專業知識」「工作數量」與「同
儕關係」可能因為華人文化重視群體的和諧人際關係的維護（Kacmar amp Carlson
1997）相較於重視個人主義的西方社會更能培養出「人飢己飢」與「同舟共濟」
之精神使得當華人在使用情緒焦點的「社會支持」策略來處理壓力情境時不
但可減緩因壓力的不可控制性所造成的無力感亦可透過旁人的支持獲取有形或
無形的助益以增進績效的提升
第三節 因應策略的調節作用
根據研究假設四認為「因應策略」為「工作壓力來源」與「工作績效」兩
者關係間的調節變項即使用各因應策略的「高分組」與「低分組」對於「工作
壓力來源」與「工作績效」之關係有不同的影響程度但從第四章第六節「調節
作用分析」中可知僅有台灣樣本中的「再評估」策略達到顯著的調節效果
依據圖八針對台灣樣本使用「再評估」策略對「工作不確定性」與「同
儕關係」之間調節效果的結果可發現使用較多「再評估」與使用較少「再評估」
策略的兩群體對於「工作不確定性」與「同儕關係」之間的影響力是不同的
「高再評估」此一群體對上述兩者的負向關係較強因為其斜率較為陡峭而「低
再評估」的群體在兩者負向影響的關係上則較不明顯因其斜率較為平緩因此
當處於高度的工作不確定威脅時過度的使用「再評估」策略反倒使同儕之間的
關係更佳惡劣雖然此結果推翻了本研究的假設但在實務的運作上仍不失其可
能性
若欲推估其原因則須回頭檢視「再評估」的根本意義所謂的「再評估」
是指能理性的對所處情境換個角度重新思考與再評量再以因應效果的角度
而言當壓力情境是愈可以控制且能夠加以解決時傾向問題解決式的「再評估」
的策略才能減緩壓力後果然而「工作不確定性」主要是導因於客觀內外部環境
58
的變動如市場景氣組織變革等若使用「再評估」的方式去因應之很可能
會出現責任推卸的情況反不利於壓力後果的紓解本研究推測當台灣人在此
壓力情境下使用過多「再評估」的可能情況是認為自己工作機會的不穩定性來
自於其他部門的不配合主管的不支持或同儕間的爭鬥因此在上述推斷的狀況
下將使得同儕間關係更為緊張
此外除了台灣樣本的「再評估」策略表現出顯著的調節效果之外其餘的
因應策略在各樣本中則無發現其調節效果的存在因此本研究認為因應策略可能
並不具有調節效果其主效果甚至較交互效果來得明顯即在任何狀況下無論
工作壓力來源是否存在或工作壓力感受的強弱程度如何只要有充足的因應方
式對於工作績效的表現皆是有所幫助的
59
參考文獻 中文部分 李家聖陳益世（1999）lt高科技產業特性工作壓力工作滿意暨離職傾向之
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