矩陣式組織結(jié)構(gòu)下角色沖突(共32頁)

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上矩陣式組織結(jié)構(gòu)下角色沖突、組織承諾、離職意愿關(guān)連性研究-以工業(yè)技術(shù)研究院員工為例李經(jīng)遠(yuǎn) 李棟榮Lee Ginyuan Lee Donyon交通大學(xué)管理科學(xué)研究所新竹市大學(xué)路1001號(hào)摘 要本研究目的在驗(yàn)證矩陣式組織結(jié)構(gòu)下，角色沖突、組織承諾、離職意愿之間的相互關(guān)連性。以工業(yè)技術(shù)研究院員工為例，進(jìn)行問卷調(diào)查，取得251份有效樣本。而用于樣本之統(tǒng)計(jì)分析方法包括信度分析、因素分析、次數(shù)分配、敘述統(tǒng)計(jì)、回歸分析、T檢定、變異數(shù)分析、Scheffe比較法進(jìn)行分析，因而取得如下之主要實(shí)證結(jié)果：1. 矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其角色沖突對(duì)組織承諾成負(fù)向影響。2. 矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員

2、工，其角色沖突對(duì)離職意愿成正向影響。3. 矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其組織承諾對(duì)離職意愿成負(fù)向影響。A Study on the Relationships among Role Conflict,Organizational Commitment and Intent to Quit Matrix Orangnizational Structure:Using Employees from Industrial Technology Research Institute as ExampleABSTRACTThe purpose of this study was to examine the

3、 relationships among role conflict, organizational commitment and intent to quit under matrix organizational structure and used employees from Industrial Technology Research Institute as examples. Making a survey of collecting 251 effective samples. The statistical methods used in samples analysis i

4、nclude Reliability Analysis, Factor Analysis, Frequency Distribution, Descriptive Statistics, Regression Analysis, T-test, Analysis of Variance, and Scheffes Comparison. Therefore, We got the major conclusions as follows：1. It appears negative influence for employees role conflict to organizational

5、commitment under matrix organizational structure. 2. It appears positive influence for employees role conflict to intent to quit under matrix organizational structure.3. It appears negative influence for employees organizational commitment to intent to quit under matrix organizational structure.壹、 研

6、究源起與范疇一、矩陣式組織結(jié)構(gòu)之定義一般的矩陣式組織結(jié)構(gòu)又稱為多構(gòu)面組織結(jié)構(gòu)(Multidimensional Organization Structure)，其最大特點(diǎn)是能使一群經(jīng)驗(yàn)不一、背景不同，但有能力的人在極短時(shí)間內(nèi)，發(fā)揮出綜合功效(陳定國，民86)。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)矩陣式組織結(jié)構(gòu)的研究甚多，且有很多的定義與解釋，茲以Daniel Robey & Carol A.Sales(1994)所描述者為代表，此即矩陣式組織結(jié)構(gòu)是置正式職權(quán)于項(xiàng)目經(jīng)理，故除既有之垂直直線權(quán)威外，又創(chuàng)造了水平的正式權(quán)威。陳定國(民86)對(duì)矩陣式組織結(jié)構(gòu)亦有適當(dāng)?shù)慕缍?，他指矩陣組織是當(dāng)一個(gè)機(jī)構(gòu)在職能式組織(Fun

7、ctional Organization)型態(tài)下，為某特別任務(wù)，無法分派給原組織單位時(shí)，附加成立項(xiàng)目小組(Task or Project Team)負(fù)責(zé)之，二者相互配合運(yùn)用。二、角 色 沖 突Robbins(1996)表示角色是人們對(duì)占據(jù)某一社會(huì)單位職位的人，所賦予的一系列被期望的行為型態(tài)。當(dāng)一個(gè)人進(jìn)入組織且認(rèn)同其目標(biāo)和價(jià)值觀，并能調(diào)適得當(dāng)，可以說是將角色扮演成功。Silver(1983)從社會(huì)系統(tǒng)的觀點(diǎn)，將角色沖突分為以下三類：1.律則型的角色沖突(Nomothetic Role Conflict)：是指發(fā)生在社會(huì)系統(tǒng)之規(guī)范層面的沖突。2.個(gè)殊型的角色沖突(Idiographic Role

8、Conflict)：系由于一個(gè)人自身對(duì)立的需欲傾向，或數(shù)個(gè)人之間相互抗衡的需欲傾向而起的沖突。3.交用型的角色沖突(Transactional Role Conflict)：是指個(gè)人人格與機(jī)構(gòu)角色兩者歧異懸殊而產(chǎn)生的沖突。Kahn,R.L.et al.(1964)首先將角色理論引用到組織研究的領(lǐng)域中，并建立了角色中介模式，其后Vansell ,Brief,& Schuler(1981)則將此模式加以修訂。而Hoy & Miskel(1987)亦根據(jù)Getzel & Guba之社會(huì)系統(tǒng)理論的觀點(diǎn)提出了社會(huì)系統(tǒng)修正模式，并據(jù)此發(fā)展出角色沖突的起源模式。茲分述如下：(一)Ka

9、hn,R.L.et al.的角色中介模式此模式主要是在說明一個(gè)組織情境中，人與人之間在某時(shí)段內(nèi)交互作用的過程。而在此互動(dòng)中，有三種因素會(huì)影響彼此的互動(dòng)過程(如圖1)：角色賦予者角色期望經(jīng)驗(yàn)角色接受者角色期望經(jīng)驗(yàn)人際過程人際關(guān)係因素個(gè)人因素組織因素結(jié)構(gòu) 地位 溝通模式職務(wù) 需求 互動(dòng)次數(shù)角色需求 價(jià)值 回 饋物理環(huán)境 教育 參 與組織措施 能力 場 地性別年齡服務(wù)年資圖1角色沖突的模式資料來源：Vansell ,Brief,& Schuler，1981(二)Hoy & Miskel的角色沖突模式社會(huì)組成分子處在社會(huì)系統(tǒng)中，其所表現(xiàn)行為受到制度層面與個(gè)人層面之交互影響，在此系統(tǒng)中的

10、行為(B)乃角色(R)與人格(P)二者交互作用的結(jié)果，亦即BF(R×P)(Hoy & Miskel，1987)。個(gè)人進(jìn)入組織后，便面臨滿足組織特定要求與表達(dá)個(gè)人需求傾向，兩種可能有相互沖突的情境，若組織對(duì)個(gè)人的要求太高或太低，或要求不明確，往往會(huì)造成個(gè)人在組織中適應(yīng)的困難，而當(dāng)個(gè)人的人格需求與制度的角色期望有所箝制時(shí)，角色沖突即于焉發(fā)生。如圖2所示：組織邊界制度 角色 期望社會(huì)系統(tǒng)個(gè)人 人格 需求輸出輸入社會(huì)行為組織邊界組織邊界圖2 社會(huì)系統(tǒng)要素圖資料來源：Hoy & Miskel，1987三、組織承諾崔延纮(民85)認(rèn)為組織最基本的概念，就是互相幫忙以解決問題時(shí)，個(gè)

11、人力量的協(xié)調(diào)與合作。陳定國(民86)特別指出行為科學(xué)派的學(xué)者常認(rèn)為組織只是在團(tuán)體活動(dòng)中，人與人的相互關(guān)系而已。故承諾(commitment)一詞，曾經(jīng)被用來描述各種不同的現(xiàn)象。Weiner(1982)對(duì)組織承諾的定義是：所有內(nèi)部規(guī)范壓力，借著符合組織目標(biāo)與利益的方法來實(shí)施。在這個(gè)觀點(diǎn)之下，承諾造成個(gè)人照著他們所相信真正正確的來行事，而不是對(duì)他們個(gè)人目標(biāo)有利的方法。所以對(duì)組織有所承諾的人會(huì)更愿意犧牲奉獻(xiàn)，堅(jiān)持他們的企圖來為組織服務(wù)，并且以組織為先，把大部分的時(shí)間與精力貢獻(xiàn)出來，以追求組織的目標(biāo)，總而言之，可以把組織承諾想成是對(duì)個(gè)人之組織非常忠誠的一種形式（Pinder,1984)。有關(guān)學(xué)者對(duì)組織

12、承諾理論的研究甚多，而且組織承諾對(duì)組織的影響非常深遠(yuǎn)，例如Donna M.Randall(1987)認(rèn)為高組織承諾員工，較能有高水平的績效且離職意愿較低，但它的定義眾多分歧，一般可分為下列兩類定義，如表1。表1 對(duì)承諾分類的定義承諾項(xiàng)目行為承諾態(tài)度承諾意義這種行為起于個(gè)人對(duì)組織之沉沒成本(Sunk Cost )，如年資、退休金等，使他無其它的選擇，而祗有將自己與組織連結(jié)在一起。是指個(gè)人對(duì)特定組織及其目標(biāo)的認(rèn)同，并希望保持組織一份子的資格，以達(dá)成這些目標(biāo)的狀態(tài)。學(xué)者G.R.Salancik表示個(gè)人受制于他自己過去的行為，而經(jīng)由這種行為導(dǎo)致產(chǎn)生一種信念以支持他對(duì)組織的投入。Y.Yiener,and

13、 A.S. Gechman表示承諾行為是指超過組織對(duì)個(gè)人正式的或規(guī)范性的期望，而為社會(huì)接受的行為。Mary.E.Sheldon表示將個(gè)人與組織連結(jié)在一起的一種態(tài)度或?qū)?。Douglas T. Hall Benjamin Schneider,and H.T. Nygren表示個(gè)人目標(biāo)與組織目標(biāo)愈來愈趨向一致的過程。資料來源：Donna M.Randall(1987)。Mowday etc.(1982)綜合個(gè)人特征、角色特征、結(jié)構(gòu)特征、工作經(jīng)驗(yàn)等前因變項(xiàng)，認(rèn)為通過組織承諾可對(duì)工作績效產(chǎn)生影響，茲顯示于圖3。前因變項(xiàng) 后果變項(xiàng)（Antecedents） （Outcomes）組織承諾工作績效 缺勤怠工

14、離職個(gè)人特征性別、年齡、教育水平、年資、種族、人格特質(zhì)角色特征工作范圍、挑戰(zhàn)性、角色沖突、角色混淆工作經(jīng)驗(yàn)組織可依賴、個(gè)人重要性、期望程度、群體規(guī)范結(jié)構(gòu)特征組織規(guī)模、工會(huì)介入、控制幅度、正式性、分權(quán)程度、決策參與程度圖3：組織承諾因果模式資料來源：Mowday,R.T.,Porter,L.W.& Steers,R.M.(1982)Donna M.Randall亦提出組織承諾對(duì)個(gè)人及組織產(chǎn)生之可能后果，如表2所示，以說明及整理認(rèn)同水平之高低，對(duì)個(gè)人及組織之可能之正負(fù)面影響。表2 組織承諾程度與可能之后果一覽表項(xiàng)目對(duì)個(gè)人之可能影響對(duì)組織之可能影響正面負(fù)面正面負(fù)面認(rèn)同水準(zhǔn)低個(gè)人之創(chuàng)造力、創(chuàng)新

15、及創(chuàng)作力。更有效的人力資源之運(yùn)用。低事業(yè)前程進(jìn)展及低晉升、個(gè)人高成本像大風(fēng)般吹過來?？赡鼙婚_除、辭職、或者奮力使組織的目標(biāo)失敗。分裂的及低績效員工的離職使損失有限，反而可提高士氣、人員補(bǔ)充為組織帶來有利的結(jié)果。較高的離職、遲到、缺席。留職意愿缺乏、對(duì)組織不忠誠、工作質(zhì)量低、以非法的活動(dòng)對(duì)付組織、限制額外角色的行為、角色模型化的損失、帶來傷害的后果、限制組織對(duì)員工的控制。中增加歸屬感、安全、績效、忠誠度、及責(zé)任的感覺。創(chuàng)造個(gè)人主義。明顯的從組織獲得身份的維持。事業(yè)前程的發(fā)展和晉升的機(jī)會(huì)可能受影響。各部分認(rèn)同之間不易取得妥協(xié)。員工保有期間的增加、降低辭職的意愿、降低離職、并有較高的工作滿足。員工可

16、能限制額外角色的行為及公民權(quán)利義務(wù)的行為。員工可能平衡組織與非工作組織的需求?？赡芙档徒M織的績效。高個(gè)人的事業(yè)前程發(fā)展和報(bào)酬提高。行為被組織獎(jiǎng)賞。個(gè)人被提供一個(gè)熱情的職業(yè)。個(gè)人的成長、創(chuàng)造力、創(chuàng)新、流動(dòng)的機(jī)會(huì)被抑制。官僚抗拒改變。在社會(huì)及家庭造成壓力及緊張之關(guān)系。缺乏與同事間之團(tuán)結(jié)。對(duì)非工作組織之參與受時(shí)間及精力之限制安全及穩(wěn)定的勞動(dòng)力。員工接受組織對(duì)較高生產(chǎn)力的需求。高水平的競爭力及績效。能達(dá)成組織的目標(biāo)。人力資源的無效利用。缺乏組織彈性、創(chuàng)新、及適應(yīng)性。堅(jiān)守過去的政策及程序。過度熱心的工作者會(huì)激怒其它員工。非法和不道德的法案在組織的利益下被認(rèn)同。資料來源：Donna M.Randall(1

17、987)四、離 職 意 愿吳靄書(民75年)表示離職是指員工因退休、死亡、辭職等因素脫離公司，就廣義而言，員工流動(dòng)代表組織工作力進(jìn)退的情況。何永福 & 楊國安(民85年)認(rèn)為自愿離職的主要原因在個(gè)人的能力和機(jī)會(huì)，以及對(duì)目前工作滿意的程度。在西方社會(huì)，跳槽是個(gè)人能力的表示，離職率也就相對(duì)提高。而就離職意愿而言，Bedeian & Armenakis(1981)表示所謂離職意愿其意乃指個(gè)人意欲離開目前工作崗位，另尋其它工作機(jī)會(huì)之傾向強(qiáng)度。Miller,Ralphn & Hulin(1979)表示離職意愿乃是離職念頭與尋找其它工作機(jī)會(huì)傾向之總合表現(xiàn)或態(tài)度。James L. P

18、rice及Charles W.Mueller(1981)將以前學(xué)者的理論及實(shí)證加以整理，綜合成圖4離職原因模式：外在機(jī)會(huì)參與例?；匣綔贤ㄍㄗR(shí)訓(xùn)練待遇繼續(xù)做意願(yuàn)離職分配公平升遷機(jī)會(huì)專業(yè)主義工作滿足歸屬感+_+_注：“”代表前者為后者的有利因素 “”代表前者為后者的不利因素圖4離職原因觀念模式圖資料來源：James L.PriceCharles W.Mueller(1981)五、研究假設(shè)Morris & Sherman(1981)同樣以506位受試者研究發(fā)現(xiàn)角色沖突與組織承諾有負(fù)相關(guān)之現(xiàn)象及負(fù)向影響之因果關(guān)系。且Mowday等人(1982)提出角色沖突為組織承諾之前因變項(xiàng)，兩者為因

19、果關(guān)系。而矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，依陳定國(民86)認(rèn)為矩陣式組織結(jié)構(gòu)下，項(xiàng)目小組與職能部門間有沖突存在。因此在矩陣式組織結(jié)構(gòu)下，角色沖突與組織承諾之間是否有相同負(fù)向影響之關(guān)系？有必要加以實(shí)證，因而提出了第1項(xiàng)假設(shè)：假設(shè)1.矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其角色沖突對(duì)組織承諾呈負(fù)向之影響。Bedeian & Armenakis(1981)提出當(dāng)角色沖突愈高時(shí)離職意愿愈高、相反時(shí)就愈低。且Mowday等人(1982)提出角色沖突為前因變項(xiàng)，離職意愿為后果變項(xiàng)，兩者為因果關(guān)系。而在矩陣式組織結(jié)構(gòu)，依第貳章第一節(jié)楊超然(民83)表示相當(dāng)習(xí)于沖突的處理，因此在此組織結(jié)構(gòu)下之員工，是否有相同正向影響之關(guān)

20、系？須加以實(shí)證，因而衍生出第2項(xiàng)假設(shè)：+_假設(shè)2.矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其角色沖突對(duì)離職意愿呈正向之影響。Koch與Steers(1976)，Porter、Crampon與Smith(1976)，Steers(1977)研究發(fā)現(xiàn)組織承諾感愈低，愈有離職的意愿，其離職率亦愈高。且Mowday等人(1982)提出離職意愿為組織承諾之后果變項(xiàng)；Donna M.Randall(1987)研究指出組織承諾影響離職意愿之高低。而在矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工是否有相同負(fù)向影響之關(guān)系？有必要加以證實(shí)，同樣地，又衍生出第3項(xiàng)假設(shè)：假設(shè)3.矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其組織承諾對(duì)離職意愿呈負(fù)向之影響。貳、 研究架構(gòu)與研

21、究方法一、研究架構(gòu)由前章所述可知在角色沖突與組織承諾方面，兩者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)之關(guān)系；在角色沖突與離職意愿方面，兩者呈現(xiàn)正相關(guān)之關(guān)系；并在組織承諾與離職意愿方面，兩者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)之關(guān)系。且角色沖突、組織承諾、離職意愿三者呈現(xiàn)因果關(guān)系。其次，學(xué)界前此之實(shí)證研究，大多以其它因素(如工作、人格等等)或一般性之組織為對(duì)象。由于一般之金字塔式組織與矩陣式組織在結(jié)構(gòu)上、運(yùn)作上的方式上都有極大的差異，則在前者成立之結(jié)果，在后者是否成立？似仍有待實(shí)證以明確之。故本研究便是針對(duì)矩陣式組織結(jié)構(gòu)來作實(shí)證研究，并以工研院矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工為具體對(duì)象，以測量其角色沖突、組織承諾、離職意愿之關(guān)連性。因此本研究架構(gòu)，乃如圖5所

22、示：實(shí)證下述關(guān)系矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工角色衝突離職意願(yuàn)組織承諾注：“”代表前者對(duì)后者正向影響“”代表前者對(duì)后者負(fù)向影響圖5本研究架構(gòu)二、研究對(duì)象與樣本數(shù)的決定（一）研究對(duì)象本研究對(duì)象為采用矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之工業(yè)技術(shù)研究院(簡稱工研院)員工。而依工業(yè)技術(shù)研究院簡介(民86)，工研院系民國62年依(62)臺(tái)統(tǒng)(一)義字第0548號(hào) 總統(tǒng)令為加速發(fā)展工業(yè)技術(shù)，特設(shè)工業(yè)技術(shù)研究院，及依工業(yè)技術(shù)研究院25周年紀(jì)念特刊(民87)所述，工研院在經(jīng)濟(jì)部所屬聯(lián)合工業(yè)研究所、金屬工業(yè)研究所與礦業(yè)研究所為基礎(chǔ)下于焉成立，至今已有25年，從開創(chuàng)之初的三個(gè)研究所，擴(kuò)充為七個(gè)研究所和三個(gè)研究中心。工研院是財(cái)團(tuán)法人的民間組

23、織，接受政府與民間委托的研究計(jì)劃，過去在加速提升我國的工業(yè)技術(shù)、從事工業(yè)服務(wù)、培育工業(yè)技術(shù)人才、增強(qiáng)我國國際市場的競爭力、增進(jìn)社會(huì)福祉，有相當(dāng)重要之貢獻(xiàn)。而各研究所采用計(jì)劃主持人制度，從事新產(chǎn)品或新技術(shù)研發(fā)工作。員工除屬職能部門之成員外，常需跨越不同的研究計(jì)劃，即需在矩陣式組織結(jié)構(gòu)下工作。工研院各單位中首肯接受問卷之單位，有化學(xué)工業(yè)研究所(簡稱化工所)、電子工業(yè)研究所(簡稱電子所)、及計(jì)算機(jī)與通訊工業(yè)研究所(簡稱電通所)，因此本研究就針對(duì)此三單位矩陣式組織結(jié)構(gòu)下員工為對(duì)象，以角色沖突、組織承諾、離職意愿之關(guān)連性作研究。（二）數(shù)據(jù)收集與樣本數(shù)的決定本研究先以親自造訪及電話聯(lián)絡(luò)的方式以獲得三單位人

24、力資源部門的協(xié)助，提供矩陣式組織結(jié)構(gòu)下員工名單，根據(jù)這些名單，采用問卷調(diào)查的方式隨機(jī)抽樣，以達(dá)成數(shù)據(jù)搜集的目的。并多次以電話及親自至工研院催收問卷。本研究自民國89年5月5日開始發(fā)放問卷，至民國89年6月16日陸續(xù)回收截止，共計(jì)42天，合計(jì)發(fā)出問卷620份，總共回收問卷275份，扣除無效問卷24份后，有效問卷為251份，回收率約40%。其中發(fā)給化工所200份，回收93份，扣除無效問卷6份后，有效問卷87份，有效問卷回收率計(jì)44%。而發(fā)給電子所200份，回收問卷97份，扣除無效問卷8份后，有效問卷為89份，有效問卷回收率計(jì)45%。發(fā)給電通所220份，回收問卷85份，扣除無效問卷10份后，有效問卷

25、為75份，有效問卷回收率計(jì)34%。根據(jù)戴久永“統(tǒng)計(jì)概念與方法”(民81)，欲使母體值與估計(jì)值的差距h在全距的5%之內(nèi)，則有效樣本數(shù)至少需要222個(gè)。計(jì)算如下：nS×Z/h2S估計(jì)母體之標(biāo)準(zhǔn)差Z研究者所事先決定之關(guān)鍵值(critical value)h信任區(qū)間的半長依上式計(jì)算得樣本數(shù)n221.75與194.91之間，本研究所得之樣本數(shù)為251個(gè)，已滿足上述條件。（樣本的基本數(shù)據(jù)見附錄二）三、 測量工具測量以采用問卷調(diào)查方式進(jìn)行，請(qǐng)研究對(duì)象按題填答，而填答項(xiàng)目，有角色沖突、組織承諾、離職意愿量表及受訪者基本數(shù)據(jù)四個(gè)部分(如附錄一)。角色沖突衡量是依Rizzo，House和Litzman(

26、1970)所編制之量表（共10題）。組織承諾量表系參考中外研究者M(jìn)owday、Porter & Steers(1982)所編制而來。本量表共有14題，主要是用來衡量受測者對(duì)工研院組織承諾之高低。離職意愿量表系參考Michael & Spector(1982)之離職意愿量表修訂而來的，本量表共有6題，主要是來衡量受測者欲離開其所服務(wù)之工研院意愿之高低。四、信度與效度本研究對(duì)問卷之信度分析，系采用Cronbach之a(chǎn)系數(shù)表達(dá)其信度。角色沖突量表：經(jīng)分析得信度系數(shù)a0.687，對(duì)其檢定，得F(df9)62.57，P值0.000，已達(dá)到顯著水平，且依本節(jié)前述a系數(shù)所位之區(qū)間(0.50C

27、ronbachs a系數(shù)0.70)，表示本部分問卷有很可信的內(nèi)部一致性。組織承諾量表：經(jīng)分析得信度系數(shù)a0.799，對(duì)其檢定，得F(df13)30.46，P值0.000，已達(dá)到顯著水平，且依本節(jié)前述a系數(shù)所位之區(qū)間(0.70Cronbachs a系數(shù)0.90)，表示本部分問卷有很可信的內(nèi)部一致性。離職意愿量表：經(jīng)分析得信度系數(shù)a0.773，對(duì)其檢定，得F(df5)41.01，P值0.000，已達(dá)到顯著水平，且依本節(jié)前述a系數(shù)所位之區(qū)間(0.70Cronbachs a系數(shù)0.90)，表示本部分問卷有很可信的內(nèi)部一致性。在效度(Validity)分析方面，就角色沖突、組織承諾、離職意愿量表而言，是

28、屬于內(nèi)容效度。透過理論、實(shí)證研究及相關(guān)研究，廣泛收集上述量表變量數(shù)據(jù)，以確保所采用變量之完整性與重要性，以便有效表達(dá)所欲測量的角色沖突、組織承諾、離職意愿量表變量。角色沖突、組織承諾、離職意愿量表效度分析結(jié)果經(jīng)因素分析所計(jì)得之角色沖突、組織承諾、離職意愿之分析結(jié)果，得知角色沖突之因素構(gòu)面，其解釋變異數(shù)量為53.43%；組織承諾之因素構(gòu)面，其解釋變異數(shù)量為62.01%；離職意愿之因素構(gòu)面，其解釋變異數(shù)量為47.67%。一般中外學(xué)者對(duì)效度有多高才能正確量測出特質(zhì)或?qū)傩?，并無一定的答案，認(rèn)為解釋變異數(shù)量達(dá)到45%以上時(shí)，可算為合適。因此本研究之角色沖突、組織承諾、離職意愿因素構(gòu)面，所測量得到之解釋變

29、異數(shù)量皆已滿足上述標(biāo)準(zhǔn)，其效度可謂達(dá)到合適之水平。五、 統(tǒng)計(jì)分析方法問卷回收后，剔除無效問卷，然后將數(shù)據(jù)整理，并逐次編碼鍵入計(jì)算機(jī)中，使用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件與EXCEL電子表格軟件來作數(shù)據(jù)的分析，并且解讀結(jié)果。本研究所采用的主要統(tǒng)計(jì)方法是：回歸分析(Regression Analysis)、T檢定(T-test)、變異數(shù)分析(Analysis of Variance)、Scheffe比較法。參、研究結(jié)果及討論一、角色沖突、組織承諾、離職意愿之分析角色沖突與組織承諾的回歸分析，茲以角色沖突與組織承諾之回歸分析摘要表，如表3得知，其F值為21.66、P值為0.000、b值為-2.12，角色沖突對(duì)組織

30、承諾呈負(fù)向之影響及關(guān)系，且已達(dá)顯著水平，因此當(dāng)角色沖突愈高時(shí)，組織承諾會(huì)愈低；反之，當(dāng)角色沖突愈低時(shí)，組織承諾會(huì)愈高，這與先前所述之文獻(xiàn)探討及實(shí)證結(jié)果相同。如Mowday等人(1982)提出角色沖突為組織承諾之前因變項(xiàng)，兩者為因果關(guān)系。Morris & Sherman(1981)同樣以506位受試者研究發(fā)現(xiàn)角色沖突與組織承諾有負(fù)相關(guān)之現(xiàn)象及負(fù)向影響之因果關(guān)系。同時(shí)也驗(yàn)證了本研究之第一項(xiàng)假設(shè)。表3角色沖突與組織承諾之回歸分析摘要表變異來源DFSSMSNFPR2bs.e.回歸誤差12 49481.885,539.52481.8822.2525121.660.00.08- 2.1200.04

31、6總和2 506,021.40（一）角色沖突與離職意愿茲以角色沖突與離職意愿之回歸分析摘要表，如表4得知，其F值為20.49、P值為0.000、b值為0.391，角色沖突對(duì)離職意愿呈正向之影響及關(guān)系，且已達(dá)顯著水平，因此當(dāng)角色沖突愈高時(shí)，離職意愿愈高；反之，當(dāng)角色沖突愈低時(shí)，離職意愿愈低，這與先前所述之角色沖突與離職意愿之文獻(xiàn)探討及實(shí)證結(jié)果相同。如Mowday等人(1982)提出角色沖突為前因變項(xiàng)，離職意愿為后果變項(xiàng)，兩者為因果關(guān)系。Getzels等人(1968)認(rèn)為離職是可以化解角色沖突的一種好方法。Bedeian & Armenakis(1981)提出當(dāng)角色沖突愈高時(shí)，離職意愿愈高

32、。同時(shí)也驗(yàn)證了本研究之第二項(xiàng)假設(shè)。表4角色沖突與離職意愿回歸分析摘要表變異來源DFSSMSNFPR2bs.e.回歸誤差1249457.78 5,563.614 57.7 22.3425120.490.0000.0760.3910.086總和2506,021.39（二）組織承諾與離職意愿茲以組織承諾與離職意愿之回歸分析摘要表，如表5得知，其F值為34.07、P值為0.000、b值為-0.657，組織承諾對(duì)離職意愿呈負(fù)向之影響及關(guān)系，且已達(dá)顯著水平，因此當(dāng)組織承諾愈高時(shí)，離職意愿愈低；反之，當(dāng)組織承諾愈低時(shí)，離職意愿愈高，這與先前所述之組織承諾與離職意愿之文獻(xiàn)探討及實(shí)證結(jié)果相同。如Mowday等人

33、(1982)提出離職意愿為組織承諾之后果變項(xiàng)；Donna M.Randall(1987)研究指出組織承諾影響離職意愿之高低。Koch與Steers (1976)，Porter、Crampon與Smith (1976)，Steers(1977)研究發(fā)現(xiàn)組織承諾感愈低，愈有離職的意愿，其離職率亦愈高。Donna(1987)的研究指出，低組織承諾者有離職率高、缺席率高、缺乏留在組織的意愿、工作質(zhì)量低.等等缺點(diǎn)。Cotton & Tuttle(1986)的研究發(fā)現(xiàn)組織承諾與離職意愿有負(fù)相關(guān)的關(guān)系。同時(shí)也驗(yàn)證了本研究之第三項(xiàng)假設(shè)。表5組織承諾與離職意愿之回歸分析摘要表變異來源DFSSMSNFPR

34、2bs.e.回歸誤差12491,292.199,444.111,292.1937.9325134.070.0000.120-0.6570.113總和25010,736.3二、個(gè)人特征與角色沖突、組織承諾、離職意愿之差異性分析工研院矩陣式組織結(jié)構(gòu)下員工之角色沖突、組織承諾、離職意愿是否因個(gè)人特征中的性別、婚姻狀況、年齡、教育程度、年資、目前職位之差異而有所不同？為作進(jìn)一步的研究，因此采用T檢定與變異數(shù)分析(One-Way ANVOA)來研究。而在個(gè)人特征之年齡變項(xiàng)中，未滿20歲及大于59歲部分并無樣本數(shù)，所以不予檢定。（一）個(gè)人特征與角色沖突之差異性分析1.T檢定依表6得知，性別變項(xiàng)中T值為3.

35、626、P值為0.000，性別在角色沖突中有顯著性的差異，其中男性平均值為31.82大于女性之29.37，因此男性之角色沖突大于女性；而婚姻狀況變項(xiàng)中，T值為0.396、P值為0.692，婚姻狀況在角色沖突中并沒有顯著性差異；目前職位變項(xiàng)中，T值為-2.193 、P值為0.029，目前職位對(duì)角色沖突已有顯著性差異，其中單位主管之平均值為32.58大于非主管之30.82，因此單位主管之角色沖突大于非主管。表6個(gè)人特征對(duì)角色沖突T檢定摘要表變項(xiàng)分項(xiàng)次數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)差TP性別男女1817031.8229.374.844.653.626*0.000婚姻狀況已婚單身1658631.2230.975.004

36、.740.3960.692目前職位非主管單位主管2064530.8232.584.815.12-2.193*0.029*P<0.05 *P<0.01 *P<0.0012.變異數(shù)分析個(gè)人特征對(duì)角色沖突之變異數(shù)分析，由表7中得知，教育程度(F值3.985，P值0.004)與年資(F值2.307，P值0.045)已達(dá)顯著水平，而年齡(F值0.943，P值0.420)并未達(dá)顯著水平。茲以Scheffe事后進(jìn)一步分析已達(dá)顯著水平之變項(xiàng)如下。（1）教育程度：教育程度在博士分項(xiàng)(平均值為32.60)，其角色沖突最大，分別高于其它分項(xiàng)之角色沖突，如高中(職)或以下(平均值為32.22)、專科

37、(平均值為29.86)、大學(xué)(平均值為29.57)、碩士(平均值為31.99)。但經(jīng)Scheffe之事后比較，無法看出各部分之差異關(guān)系存在。（2）年資：年資在大于20年分項(xiàng)(平均值為33.33)，其角色沖突最大，分別高于其它分項(xiàng)之角色沖突，如未滿1年(平均值為28.67)、1年-5年(平均值為30.99)、大于5年-10年(平均值為32.34)、大于10年-15年(平均值為31.11)、大于15年-20年(平均值為31.10)。但經(jīng)Scheffe之事后比較，無法看出各分項(xiàng)之差異關(guān)系存在。表7個(gè)人特征對(duì)角色沖突變異數(shù)分析表變項(xiàng)分項(xiàng)次數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)差FPScheffe比較年齡A.20歲-29歲B.大

38、于29歲-39歲C.大于39歲-49歲D.大于49歲-59歲6612651830.3331.3231.6332.144.315.504.203.850.9430.420無教育程度A.高中(職)或以下B.?？艭.大學(xué)D.碩士E.博士964431003532.2229.8629.5731.9932.604.154.374.635.314.253.985*0.004無年資A.未滿1年B.1年-5年C.大于5年-10年D.大于10年-15年E.大于15年-20年F.大于20年2782625620428.6730.9932.3431.1131.1033.334.325.075.014.903.834.0

39、42.307*0.045無*P<0.05 *P<0.01 *P<0.001（二）個(gè)人特征與組織承諾之差異性分析1.T檢定依表8得知，性別變項(xiàng)中T值為-2.642、P值為0.009，性別在組織承諾中有顯著性的差異，其中女性平均值為47.90，大于男性之45.49，因此女性之組織承諾大于男性；婚姻狀況變項(xiàng)中，T值為0.914、P值為0.362，婚姻狀況在組織承諾中并沒有顯著性差異；而在目前職位變項(xiàng)中，T值為0.686、P值為0.493，目前職位對(duì)組織承諾并沒有顯著性差異。表8個(gè)人特征對(duì)組織承諾T檢定摘要表變項(xiàng)分項(xiàng)次數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)差TP性別男女1817045.4947.906.835

40、.44-2.642*0.009婚姻狀況已婚單身1658646.4445.646.536.600.9140.362目前職位非主管單位主管2064546.3045.566.566.570.6860.493*P<0.05 *P<0.01 *P<0.0012.變異數(shù)分析個(gè)人特征對(duì)組織承諾之變異數(shù)分析，由表9中得知，年資(F值3.191，P值0.008)已達(dá)顯著水平，而年齡(F值0.881，P值0.452)、教育程度(F值2.239，P值0.065)并未達(dá)顯著水平。茲以Scheffe事后進(jìn)一步分析已達(dá)顯著水平之年資變項(xiàng)如下。年資在未滿1年分項(xiàng)(平均值為49.70)，其組織承諾最高，高于

41、大于5年-10年(平均值為44.73)。且經(jīng)Scheffe之事后比較，得知已有顯著之差異關(guān)系。表9個(gè)人特征對(duì)組織承諾變異數(shù)分析表分項(xiàng)次數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)差FPScheffe比較A.20歲-29歲B.大于29歲-39歲C.大于39歲-49歲D.大于49歲-59歲6612651846.8845.7945.7348.866.366.656.646.260.8810.452無A.高中(職)或以下B.?？艭.大學(xué)D.碩士E.博士964431003547.6748.1145.0745.4245.696.166.186.607.065.092.2390.065無A.未滿1年B.1年-5年C.大于5年-10年D.大

42、于10年-15年E.大于15年-20年F.大于20年2782625620449.7046.1944.7345.1148.6245.335.876.206.696.297.307.093.191*0.008AC*P<0.05 *P<0.01 *P<0.001（三）個(gè)人特征與離職意愿之差異性分析1.T檢定依表10得知，性別變項(xiàng)中T值為1.809、P值為0.072，性別在離職意愿中并沒有顯著性的差異；而婚姻狀況變項(xiàng)中，T值為0.814、P值為0.417，婚姻狀況在離職意愿中并沒有顯著性差異；目前職位變項(xiàng)中，T值為-2.305、P值為0.022，目前職位對(duì)離職意愿有顯著性差異，其中單

43、位主管之平均值為18.00大于非主管之16.70，因此單位主管之離職意愿高于非主管。表10個(gè)人特征對(duì)離職意愿T檢定摘要表變項(xiàng)分項(xiàng)次數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)差TP性別男女1817017.1816.303.403.551.8090.072婚姻狀況已婚單身1658617.0616.693.692.980.8140.417目前職位非主管單位主管2064516.7018.003.513.05-2.305*0.022*P<0.05 *P<0.01 *P<0.0012.變異數(shù)分析個(gè)人特征對(duì)離職意愿之變異數(shù)分析，由表11中得知，年資(F值5.007，P值0.000)、年齡(F值3.839，P值0.010

44、)、教育程度(F值3.112，P值0.016)皆已達(dá)顯著水平。茲以Scheffe事后進(jìn)一步分析如下。（1）年齡：年齡在大于29歲-39歲分項(xiàng)(平均值為17.59)，其離職意愿最高，分別高于其它分項(xiàng)之離職意愿，如20歲-29歲(平均值為16.20)、大于39歲-49歲(平均值為16.65)、大于49歲-59歲(平均值為14.57)。但經(jīng)Scheffe之事后比較，無法看出各分項(xiàng)之差異關(guān)系存在。（2）教育程度：教育程度在碩士與博士分項(xiàng)(平均值皆為17.54)，其離職意愿最高，分別高于其它分項(xiàng)之離職意愿，如高中(職)或以下(平均值為14.78)、?？?平均值為16.05)、大學(xué)(平均值為16.76)。

45、但經(jīng)Scheffe之事后比較，無法看出各分項(xiàng)之差異關(guān)系存在。（3）年資：年資在大于5年-10年、大于10年-15年(平均值皆為17.82)，其離職意愿最高，高于未滿1年(平均值為14.96)、大于20年(平均值為14.00) 之年資。且經(jīng)Scheffe之事后比較，得知已有顯著之差異關(guān)系存在。表11個(gè)人特征對(duì)離職意愿變異數(shù)分析表分項(xiàng)次數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)差FA.20歲-29歲B.大于29歲-39歲C.大于39歲-49歲D.大于49歲-59歲6612651816.2017.5916.6514.573.393.523.053.913.839*A.高中(職)或以下B.專科C.大學(xué)D.碩士E.博士9644310

46、03514.7816.0516.7617.5417.542.862.664.293.612.873.112*A.未滿1年B.1年-5年C.大于5年-10年D.大于10年-15年E.大于15年-20年F.大于20年2782625620414.9616.8317.8217.8215.3314.003.073.293.113.802.835.205.007*P<0.05 *P<0.01 *P<0.001肆、結(jié)論本研究目的是在探討矩陣式組織結(jié)構(gòu)下員工之角色沖突、組織承諾、離職意愿因果關(guān)連性之影響情形，并以工研院為例，實(shí)施問卷調(diào)查。角色沖突對(duì)組織承諾、角色沖突對(duì)離職意愿、組織承諾對(duì)離職

47、意愿之影響情形為何？而個(gè)人特征與角色沖突、組織承諾、離職意愿之關(guān)連性又如何？且就本研究結(jié)果之貢獻(xiàn)及后續(xù)之研究方向提出討論與建議，俾供研究者更能進(jìn)一步深入探討本研究主題。同時(shí)本章亦將針對(duì)本研究在整個(gè)研究過程中所遭遇之限制提出探討。茲分述如下：（一）工研院矩陣式組織結(jié)構(gòu)下員工之角色沖突、組織承諾、離職意愿之影響情形及顯著性，依前述回歸分析可知：1.矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其角色沖突對(duì)組織承諾呈負(fù)向之影響。由表3之角色沖突與組織承諾之回歸分析得知，b-2.12、P0.000，角色沖突對(duì)組織承諾呈負(fù)向之影響，且達(dá)顯著效果，因此本研究之第一項(xiàng)假設(shè)得到驗(yàn)證。同時(shí)又與國內(nèi)外研究者所研究之結(jié)果相同，如Mowd

48、ay等人(1982)提出角色沖突為組織承諾之前因變項(xiàng)，兩者為因果關(guān)系。Morris & Sherman(1981)同樣以506位受試者研究發(fā)現(xiàn)角色沖突與組織承諾有負(fù)相關(guān)之現(xiàn)象及負(fù)向影響之因果關(guān)系。并可提供工研院，在矩陣式組織結(jié)構(gòu)下，員工角色沖突、組織承諾上的認(rèn)知，預(yù)作防范與調(diào)適，降低角色沖突，增強(qiáng)員工之組織承諾，提升管理效率及績效。2.矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其角色沖突對(duì)離職意愿呈正向之影響。由表4之角色沖突與離職意愿之回歸分析得知，b0.391、P0.000，角色沖突對(duì)離職意愿呈正向之影響，且達(dá)顯著效果，因此本研究之第二項(xiàng)假設(shè)得到驗(yàn)證。同時(shí)又與國內(nèi)外研究者所研究之結(jié)果相同，如Mowd

49、ay等人(1982)提出角色沖突為前因變項(xiàng)，離職意愿為后果變項(xiàng)，兩者為因果關(guān)系Bedeian & Armenakis(1981)提出當(dāng)角色沖突愈高時(shí)離職意愿愈高、相反時(shí)就愈低。并可提供工研院，在矩陣式組織結(jié)構(gòu)下，員工角色沖突、離職意愿上的認(rèn)知，預(yù)作防范與調(diào)適，降低角色沖突、離職率之對(duì)工研院之沖擊，以維組織正常運(yùn)作。3.矩陣式組織結(jié)構(gòu)下之員工，其組織承諾對(duì)離職意愿呈負(fù)向之影響。由表5之組織承諾與離職意愿之回歸分析得知，b-0.657、P0.000，組織承諾對(duì)離職意愿呈負(fù)向之影響，且達(dá)顯著效果，因此本研究之第三項(xiàng)假設(shè)得到驗(yàn)證。同時(shí)又與國內(nèi)外研究者所研究之結(jié)果相同，如Mowday等人(198

50、2)提出離職意愿為組織承諾之后果變項(xiàng)；Donna(1987)研究指出組織承諾影響離職意愿之高低，低組織承諾者有離職率高、缺席率高、缺乏留在組織的意愿、工作質(zhì)量低.等等缺點(diǎn)。Koch與Steers(1976)，Porter、Crampon與Smith(1976)，Steers(1977)研究發(fā)現(xiàn)組織承諾感愈低，愈有離職的意愿，其離職率亦愈高。Angle & Perry(1981)以美國汽車公司運(yùn)輸工人為調(diào)查對(duì)象，發(fā)現(xiàn)組織承諾與組織適應(yīng)、離職意愿、遲到率有關(guān)。Aryee與Tan(1992)的研究指出組織承諾直接影響事業(yè)承諾(career commitment )，間接影響到技能的發(fā)展與離職

51、意愿。Cotton & Tuttle(1986)的研究發(fā)現(xiàn)組織承諾與離職意愿有負(fù)相關(guān)的關(guān)系。并可提供工研院，在矩陣式組織結(jié)構(gòu)下，員工組織承諾、離職意愿上的認(rèn)知，可預(yù)測員工之流動(dòng)及增強(qiáng)員工之組織承諾和績效，降低離職率、留住優(yōu)秀人才。（二）工研院矩陣式組織結(jié)構(gòu)下員工之個(gè)人特征與角色沖突、組織承諾、離職意愿之關(guān)系，依前述檢定檢定與變異數(shù)分析可知：1.個(gè)人特征與角色沖突依前述T檢定與變異數(shù)分析工研院員工發(fā)現(xiàn)，矩陣式組織結(jié)構(gòu)下性別之角色沖突，男性高于女性；目前職位方面之角色沖突，單位主管高于非主管人員。依推測可能這類人員在矩陣式組織結(jié)構(gòu)下所扮演的角色是計(jì)劃主持人或是職能部門的領(lǐng)導(dǎo)者，是組織結(jié)構(gòu)之

52、重要核心人員，負(fù)責(zé)決策任務(wù)、身負(fù)任務(wù)成敗責(zé)任，且在任務(wù)之時(shí)間壓力、研發(fā)成果壓力下，于跨部門之人員調(diào)配、溝通協(xié)商等等方面較易產(chǎn)生沖突。就性別、目前職位與角色沖突之實(shí)證分述如下：在性別方面，此與Rinko(1983)發(fā)現(xiàn)男女教師所知覺的角色沖突有差異存在相同；但與下列研究者不同， Schwab(1981)的研究發(fā)現(xiàn)性別與角色沖突并無顯著差異之關(guān)系。2.個(gè)人特征與組織承諾依前述對(duì)工研院員工T檢定與變異數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，矩陣式組織結(jié)構(gòu)下員工之組織承諾較高者之性別為女性、年資為未滿1年。依推測可能與工研院本身為財(cái)團(tuán)法人，其工作性質(zhì)、工作環(huán)境、工作穩(wěn)定性、員工福利.等等，不比一般公民營企業(yè)遜色，適合某些女性員工要求安定之特性。且未滿1年之新進(jìn)員工，對(duì)工研院正充滿著遠(yuǎn)大抱負(fù)及熱忱，其組織承諾相當(dāng)高。就性別、年資與組織承諾之實(shí)證分述如下：在性別方面，本研究與下列實(shí)證研究不同：而Marsh與Mannari(1977)以日本電子廠員工所作之研究，均發(fā)現(xiàn)男性與女性之組織承諾并無顯著差異。在年資方面，Angle & Perry(1981)、Cheng(1991)、Lee(1971)、Morris & Sherman(1981)都發(fā)現(xiàn)年資與組織承諾之間有正相關(guān)之關(guān)系不同。3.個(gè)人特征與離職意愿依前述對(duì)工