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NTU Management Review Vol. 33 No. 3 Dec. 2023

最後，各個變數之間的相關係數其 95% 信賴區間皆未包含 1，代表本研究主要變數
間應具有區別效度 (Anderson and Gerbing, 1988)。

表 1 相關係數表
變數名稱 平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 7 8 9
主管層次變數
1. 主管性別 .43 .50 ―
2. 主管政治技巧 3.85 .46 .25** (.79)
部屬層次變數
1. 部屬負向情緒 2.85 1.20 (.88)
2. 領導者－部屬交換 3.33 .68 -.59** (.91)
關係
3. 部屬性別 .56 .50 .00 .06 ―
4. 共事年資 35.21 42.87 -.13* .10* .01 ―
5. 部屬知覺不當督導 1.34 .46 .15** -.10* -.16** .11* (.91)
6. 主管知覺權力大小 3.30 .82 -.08 .15** -.13** .05 .06 (.79)
7. 主管外表吸引力 3.63 .90 -.24** .25** .17** -.12* -.21** -.05 (.93)
8. 部屬知覺領導效能 4.08 .79 -.36** .33** .09 -.06 -.33** .05 .56** (.96)
9. 主管導向公民行為 3.53 .70 -.25** .30** .08 .12* -.11* .12* .20** .21** (.88)
註：1. 主管層次 N = 113；部屬層次 N = 367；** p < 0.01，* p < 0.05；對角線內為 Cronbach’s alpha。
2. 共事年資單位為「月」。

三、假說檢定

在進行假說檢定前，本研究先針對部屬層次四個變數進行 ICC (1) 值的檢視，
以確認多層次分析的必要性。結果發現，「不當督導」、「主管外表吸引力」、「知
覺領導效能」、「主管導向公民行為」之 ICC (1) 值，分別為：0.18 (F = 1.95, p <
.01)、0.41 (F = 3.88, p < .01)、0.28 (F = 2.65, p < .01) 以及 0.54 (F = 5.90, p < .01)，
代表這四個變數確實有顯著的主管層次變異，故使用多層次分析應屬適切。
（一）主管不當督導與知覺領導效能：主管政治技巧的干擾效果
本研究以多層次路徑分析進行假說檢定，結果如表 2 所示。由表 2 模式一可知，

在排除四個控制變數—部屬知覺主管權力大小、主管性別、部屬性別、共事年資以
及兩個可能機制—部屬負向情緒與領導者部屬交換關係的影響後，不當督導仍與部
屬知覺領導效能有顯著的負向關係（路徑係數 = -0.31，p < 0.01）。此外，模式一
亦顯示，主管政治技巧對於不當督導行為與部屬知覺領導效能之間的負向關係，有
顯著的干擾效果（路徑係數 = -0.70，p < 0.05）。為更清楚呈現並瞭解此干擾效果
作用的方向，本研究參考 Aiken, West, and Reno (1991) 的作法，以平均數加、減一

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