第四章 研究結果
第六節 專業承諾之中介因子分析
為了了解專科護理師專業承諾是否為職場壓力與教學能力之中介因子，故採 用多元複迴歸(multiple regression)進行專科護理師之專業承諾之中介因子驗證分
析。根據Baron & Kenny (1986)，可透過多元迴歸及路徑模式分析驗證中介因子
是否存在，其包含四個假設，假設一：模式1自變項要能顯著預測依變項；假設 二：模式2自變項要能顯著預測中介變項；假設三：模式3：中介變項要能顯著 預測依變項，三組模式須完全符合；假設四：模式3中迴歸係數需較模式2中迴 歸係數低，且變項從統計上顯著差異變為不顯著時，為完全中介因子。並以Sobel (1982)發表之中介變項檢定方式，確認回歸模式是否間接效果達到統計上顯著差 異。本研究將「職場壓力」當作自變項(X)，整體「專業承諾」及其變項的「專業 投入意願」、「專業生涯留任意願」、「專業價值認同」當作中介變項(M)，「教學能 力」當作依變項(Y)，進行中介因子分析及驗證。
一、整體「專業承諾」的影響檢定
由模式1結果可知，自變項「職場壓力」對於中介變項之「專業承諾」影響 達到顯著水準（F=8.496，p< .01），解釋變異量為71%、迴歸係數為負值（β= - .267，
p< .01），表示專科護理師的職場壓力會越高時，專業承諾越低，符合檢驗中介因
子的第一個假設（見表4-13）。
由模式2結果可知，自變項「職場壓力」對於依變項之「教學能力」影響達 到顯著水準（F=4.36，p< .05），解釋變異量為39%、迴歸係數為負值（β= -1.98，
p<.05），表示專科護理師職場壓力越低時，專科護理師的教學能力會越高，符合
檢驗中介因子的第二個假設（見表4-13）。
由模式3結果可知，在「專業承諾」對依變項「教學能力」影響效果達到顯 著水準 (F=16.969，p> .001)，解釋變異量為23.6%、迴歸係數為正值（β= .460，
p< .001）；將模式2與模式3相比，「職場壓力」迴歸係數從- .198上升為- .075，
且變為不顯著，表示專科護理師專業承諾高時，會讓專科護理師職場壓力影響教
學能力變的不顯著，符合檢驗中介因子的第三與四假設。由此可知，「專業承諾」
之為專科護理師「職場壓力」與「教學能力」的完全中介因子(見表 6-1)。本研
究再以Sobel公式檢驗其間接效果，結果達顯著水準(Z=-2.562，p< .01)，由此可
知，「專業承諾」為「職場壓力」、「教學能力」的完全中介因子假設是成立的 (見圖4-1)。
表4-13 專科護理師專業承諾間接影響教學能力迴歸分析(N=113)
變項 中介變項 依變項
模式1 模式2 模式3
B SE β B SE β B SE β
職場壓力 -.380 .130 -.267** -.209 .098 -.198* -.079 .091 -.075 專業承諾 .341 .064 .460***
模式摘要
△𝑅2 .071 .039 .236
△F 8.496** 4.36* 16.969***
𝑅2（Final） .071 .039 .236
F（Final） 8.496** 4.36* 16.969***
Sobel test -2.562**
註：B係數指未標準化迴歸係數，β係數指標準化迴歸係數 *p< .05，
**p< .01，***p< .001
圖4-1 專業承諾透過職場壓力間接影響教學能力之中介路徑圖
（括號內係數為中介模式時，自變項對依變項的影響係數）
職場壓力 教學能力
專業承諾
-.198*(-.075)
-.267** .460***
二、「專業投入意願」的影響檢定
由模式1 結果可知，自變項「職場壓力」對於中介變項之「專業投入意願」
影響達到顯著水準（F=3.147，p> .05），解釋變異量為 28%、迴歸係數為負值
（β=- .166，p< .001），此結果不顯著，表示「專業投入意願」不符合假設1，即
「專業投入意願」非職場壓力與教學能力之中介因子（見表4-14）。 表4-14 專科護理師專業投入意願間接影響教學能力迴歸分析(N=113)
變項 中介變項 依變項
模式1 模式2 模式3
B SE β B SE β B SE β
職場壓力 -.272 .154 -.166 -.209 .098 -.198* .132 .068 .081 專業投入
意願
.1.064 .048 .925***
模式摘要
△𝑅2 .028 .039 .258
△F 3.147 4.521* 254.290***
𝑅2
（Final）
.028 .039 .258
F
（Final）
3.147 4.521* 254.290***
Sobel test -1.076
註：B係數指未標準化迴歸係數，β係數指標準化迴歸係數 *p < .05，
**p < .01，***p < .001
圖4-2 專業投入意願透過職場壓力間接影響教學能力之中介路徑圖
（括號內係數為中介模式時，自變項對依變項的影響係數）
職場壓力 教學能力
專業投入意願
-.166 .925***
-.198*( .081)
三、「專業生涯留任意願」的影響檢定
由模式1結果可知，自變項「職場壓力」對於中介變項之「專業生涯留任意 願」影響達到顯著水準（F=13.224，p< .01），解釋變異量為10.6%、迴歸係數為 負值（β=- .326，p< .01），表示專科護理師的職場壓力會越高時，專業投入意願 越低，符合檢驗中介因子的第一個假設（見表4-15）。
由模式2結果可知，自變項「職場壓力」對於依變項之「教學能力」影響達 到顯著水準（F=4.521，p< .05），解釋變異量為39%、迴歸係數為負值（β=- .198，
p< .05），表示專科護理師職場壓力越低時，專科護理師的教學能力會越高，符合
檢驗中介因子的第二個假設（見表4-15）。
由模式3結果可知，在「專業生涯留任意願」對依變項「教學能力」影響效 果達到顯著水準 (F=5.271，p> .05)，解釋變異量為87%、迴歸係數為正值（β= .233，
p< .05）；將模式2與模式3相比，自變項「職場壓力」迴歸係數從- .198上升為
- .122，且變為不顯著，表示專科護理師專業生涯留任意願高時，會讓專科護理 師職場壓力影響教學能力變的不顯著，符合檢驗中介因子的第三與四假設。由此 可知，專業承諾之「專業生涯留任意願」為專科護理師「職場壓力」與「教學能 力」的完全中介因子(見表 4-15、圖 4-3)。本研究再以 Sobel 公式檢驗其間接效 果，達統計上顯著水準(Z=-1.996，p< .05)，證實此假設為真。
表4-15 專科護理師專業生涯留任意願間接影響教學能力迴歸分析(N=113)
變項 中介變項 依變項
模式1 模式2 模式3
B SE β B SE β B SE β
職場壓力 -.587 .161 -.326** -.209 .098 -.198* -.129 .102 -.122 專業生涯留任
意願
.136 .057 .233*
模式摘要
△𝑅2 .106 .039 .087
△F 13.224** 4.521* 5.271*
𝑅2（Final） .106 .039 .087
F（Final） 13.224** 4.521* 5.271*
Sobel test -1.996*
註：B係數指未標準化迴歸係數，β係數指標準化迴歸係數 *p < .05，
**p < .01，***p < .001
圖4-3 專業生涯留任意願透過職場壓力間接影響教學能力之中介路徑圖
（括號內係數為中介模式時，自變項對依變項的影響係數）
職場壓力 教學能力
專業生涯留任意願
-.326** .233*
-.198*(-.122)
四、「專業價值認同」的影響檢定
由模式1 結果可知，自變項「職場壓力」對於中介變項之「專業價值認同」
影響達到顯著水準（F=3.73，p> .01），解釋變異量為 32%、迴歸係數為負值
（β=- .181，p= .054），不符合檢驗中介因子的第一個假設，即專業價值認同並非 職場壓力與教學能力之中介因子（見表4-16）。
表4-16 專科護理師專業價值認同間接影響教學能力迴歸分析(N=113)
變項 中介變項 依變項
模式1 模式2 模式3
B SE β B SE β B SE β
職場壓力 -.237 .123 -.180 -.206 .099 -.193* -.127 .090 -.120 專業價值認
同
.345 .068 .432***
模式摘要
△𝑅2 .032 .037 .039
△F 3.703 4.36* 15.505
𝑅2（Final） .032 .037 .039
F（Final） 3.703 4.36* 15.505
Sobel test -1.426
註：B係數指未標準化迴歸係數，β係數指標準化迴歸係數 *p < .05，
**p < .01，***p < .001
圖4-4 專業價值認同透過職場壓力間接影響教學能力之中介路徑圖
（括號內係數為中介模式時，自變項對依變項的影響係數）
職場壓力 教學能力
專業價值認同
-.180 .409***
-.193*(-.120)