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仁慈領導一定能讓部屬產生組織公民行為嗎？領導者操弄意圖知覺與部屬信任的中介式調節作用
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三、迴歸分析
接著以階層迴歸檢驗各項假設。根據
Cohen, Cohen, West, and Aiken (2003)
的建
議，將仁慈領導、知覺操弄意圖、信任主管及信任組織等變數，皆進行標準化分數的
轉換，並根據轉換過後的分數相乘，成為互動效果的分數。另外，本研究依據
Muller,
Judd, and Yzerbyt (2005)
與
Preacher, Rucker, and Hayes (2007)
建議的方法，進行中介式
調節的檢驗，結果如表
2
與表
3
所示。
依據
Muller et al. (2005)
的檢驗流程，第一個步驟是觀察自變數與調節變數的交互
作用，能否顯著預測依變數；第二步是觀察自變數與調節變數的交互作用，能否顯著
預測中介變數；第三步則是控制調節變數與自變數的交互作用及調節變數與中介變數
的交互作用之後，中介變數能否顯著預測依變數。
仁慈領導可顯著預測組織公民行為（
β
= .15
，
p
< .01
，表
2
與表
3
中的
M5
），因
此
H1
獲得支持；中介式調節的迴歸分析則顯示，仁慈領導與知覺操弄的交互作用，
可顯著預測組織公民行為（
β
= -.24
，
p
< .001
，表
2
與表
3
中的
M6
）；其次，仁慈領
導與知覺操弄的交互作用，分別可顯著預測信任主管（
β
= -.12
，
p
< .01
，表
2
中的
M3
）與信任組織（
β
= -.13
，
p
< .01
，表
3
中的
M3
）；控制仁慈領導與知覺操弄的交
互作用後，信任主管與信任組織，仍舊可顯著預測組織公民行為，迴歸係數分別是
.31
與
.29
（
p
< .001
，表
2
與表
3
中的
M7
）。因此
H2
、
H3a
及
H3b
，皆獲得支持。
表
2
仁慈領導與知覺操弄的交互作用，透過信任主管的中介對
OCB
的迴歸分析
信任主管
OCB
M1
M2
M3
M4
M5
M6
M7
M8
性別
-.08 -.04 -.04 -.01
.00
.00
.02 -.02
年齡
-.24*
-.17 -.17
.27*
.29**
.30**
.35**
.35**
學歷
.04 -.03
.02
.06
.06
.04
.03
.03
工作年資
.18
.15
.15
.01
.01
.00 -.05 -.05
與主管共事時間
.04
.00
.00
.06
.05
.05
.05
.05
仁慈領導
.48*** .49***
.15**
.18**
.02
.02
知覺操弄意圖
-.22*** -.21***
-.05 -.03
.04
.04
仁慈領導×知覺操弄
-.12**
-.24*** -.20*** -.18**
信任主管
.31*** .31***
信任主管×知覺操弄
-.05
Adj. R
2
0.00 0.37 0.38 0.09 0.11 0.17 0.23 0.22
△
R
2
-
0.37 0.01
0.02 0.06 0.06 -0.01
△
F
1.16 98.38*** 7.41** 7.64*** 5.76** 22.87*** 24.69*** 0.57
註
1
：
N
= 340
。表格中為標準化迴歸係數。
註
2
：
*
：
p
< .05
；
**
：
p
< .01
；
***
：
p
< .001
。