家庭動機的相關因素與脈絡績效之關係

The Relationship between Related Factors of Family

Motivation between Contextual Performance

摘要

近年來工作與家庭的研究相當多，但較少研究家庭對工作的影響。因此，本研究

欲探討員工以家庭作為工作動機時，是否會對工作產生影響，以及家庭情境脈絡是否

會影響員工的家庭動機。透過自我決定論看家庭動機對個人的脈絡績效之影響。此外，

內在因素可能會因為員工內在動機而有所變動。因此，本研究將內在動機納入本研究

進行探討。

本研究貢獻有以下幾點：在學術上，驗證了員工的家庭動機對於員工脈絡績效的

影響會透過主觀活力的中介，同時也驗證了員工的家庭動機確實會受到家庭情境脈絡

的正向影響。此外，內在動機會負向調節家庭-工作豐富化與家庭動機之間的正向關係；

在實務上，透過學術上驗證的結果，讓企業能夠知道家庭對於員工在工作上面是有很

大的影響，使企業在政策可以多花一些心思在員工家庭上，因為這樣能夠提升員工的

工作表現。

關鍵詞：家庭動機、主觀活力、家庭-工作豐富化、內在動機、脈絡績效

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壹、緒論

動機是個體行動的原因或理由(Campbell & Pritchard, 1976)，有一種是以幫助他人

為前提的動機，這種動機被稱作是利社會動機(prosocial motivation)。有許多研究證實

利社會動機與高績效、行為持續性、生產力和角色外行為都是有關係的(Brewer & Selden,

1998; Grant, Campbell, Chen, Cottone, Lapedis, &Lee, 2007; Judge, Ilies &Scott, 2006; Naff

& Crum, 1999; Rioux＆Penner, 2001)，所以利社會動機對於員工在工作上是能提升工作

表現的，但是這種幫助他人的動力來源變成是幫助家庭的角度來看會不會有所不同呢？

而且有許多人工作的原因都是因為家庭，為了養家糊口或是讓家人過更好的生活，

Rosso、Dekas 與 Wrzesniewski (2010)說，很少有人直接研究家庭對個人工作意義的影

響。不過 Menges、Tussing、Wihler 與 Grant (2017)認為家庭動機(family motivation)是

利社會動機的一種特例，把幫助他人轉成幫助家庭。本研究預期透過探討家庭動機對

於員工在工作上面的表現，證實家庭動機是能夠對增加員工在工作上的表現。

利社會動機會因為關係脈絡(relationship context)而去影響是否要去幫助他人。

Maner 與 Gailliot (2007)的研究結果說明當需要幫助的人是關係比較親密的情況下，會

比關係比較陌生的人更願意去幫助他。家人與個體之間的關係，相對於陌生人來說，

通常會比較親密，在這樣的前提下，個體會更願意去做能夠幫助家人的行為。在過往

的研究也證實了利社會動機與組織公民行為(organizational citizenship behavior)有關

(Rioux & Penner, 2001)，而組織公民行為也可以當作是工作績效當中的脈絡績效(Organ,

1988)。綜合上述，本研究將探討個體的家庭關係脈絡對家庭動機之影響，以及家庭動

機對脈絡績效之關係。

作者認為家庭動機與脈絡績效之間的關係，可以透過自我決定論(SDT)說明個體內

在對個人的影響，當家庭是能夠讓個體內能夠感受到能量，就能使個體在工作上有足

夠的能量去應對工作。Gagn´e 與 Deci (2005)根據自我決定論認為自我相關性、自我效

能和自主性是工作中三種最基本的需求。有些研究亦認為自主性、自我效能和自我相

關性的情境脈絡能增強主觀活力，而那些與被控制、無自我效能或非自我相關的情境

脈絡會降低主觀活力(Deci & Ryan, 1991; Ryan, 1995)。綜合上述可以知道工作與主觀活

力之間是有關連性的，而且這種關係跟個人有很大的關連性。因為主觀活力的增長是

跟個人內在有關的，主觀活力的增加會使個人有更多的能量去做工作上的事務。

有什麼因素會讓員工能以家庭作為工作動力的來源呢？作者認為家庭-工作豐富

化可以作為家庭動機的前因，因為當員工能夠認知到家庭-工作豐富化的時候，員工更

能夠以家庭作為工作動力的來源。家庭-工作豐富化就是屬於個人所屬的家庭情境對於

個人的影響，進而影響個人在工作上的表現，家庭-工作豐富化是指家庭對工作為個人

提供尊重、收入和其他福利等資源，這些資源可以幫助個人在工作更好地發揮作用

(Barnett & Hyde, 2001; Greenhaus & Powell, 2006)。從資源保存理論(COR)來說明家庭-

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工作豐富化對個人在工作上的影響，也就是說當家庭情境能給予個人足夠的資源時，

個人就能擁有這些資源並且將其反映在工作表現上。

綜合上述，家庭-工作豐富化對於個體來說，是家庭情境脈絡帶給個人的一種資源，

而這種資源會形成個人的家庭動機進而影響員工在工作上的表現；同時，主觀活力又

能作為中間機制去解釋家庭動機如何影響員工工作表現。因此，本研究預探討(1)員工

家庭動機會如何影響員工的工作表現(2)以家庭-工作豐富化作為家庭動機之前因變項。

員工工作的動力可以是源自個體內在因素，而個體的內在因素可能會因為員工內

在動機而有所變動。基於 Deci與 Ryan (1985)認為內在動機是指個體從事某種活動是因

為個體本身的興趣和對該活動的喜好與好感，通常是以能力與自我決定的心理需求為

基礎。內在動機對於本研究的家庭動機是有影響的，當員工的工作動力較多是來源自

於本身，這意味著員工的工作動力較少來自家庭。因此，當員工的內在動機高時，會減

少員工的家庭動機；反之，當員工內在動機低時，會增加員工的家庭動機。

綜合上述，本研究基於過往的研究延伸探討家庭動機及預期之實務貢獻如下：首

先，過往的研究證實工作與家庭是彼此之間互相影響的，不過較常被探討的都是工作

對家庭的影響，較少部分談論到家庭對工作的影響，而從家庭動機出發探討員工的工

作表現更少，所以本研究以家庭動機擴充家庭因素影響工作的這方面研究；其次，本

研究探討了家庭動機的相關因素，證實員工的家庭情境脈絡確實會影響到員工的工作

表現。過往關於職家的研究較多放在負面影響上 (Barnett, 1998; Greenhaus &

Parasuraman, 1999)，隨著正向心理學興起，關於職家正面影響的研究也越來越多

(Rothbard, 2001 ; Hanson, Colton, & Hammer, 2003; Ruderman, Ohlott, Panzer, & King,

2002; Wayne, Musisca & Fleeson, 2004)，本研究從家庭動機探討對員工脈絡績效的關係，

以家庭-工作豐富化作為家庭動機的前因並探討主觀活力的中介歷程，豐富了職家領域

的研究。最後在實務上透過驗證家庭動機與員工脈絡績效的關係，建議企業可以多做

一些家庭福利政策，讓員工的家庭能夠給予員工更多的動力去達成工作目標，又或者

讓員工可以從公司感受到家庭的感覺，這樣也能提升員工的工作動力。

貳、文獻探討

一、家庭動機與脈絡績效之關係

(一) 家庭動機之定義

Menges 等人(2017)提到家庭動機(family motivation)的概念是利社會動機(prosocial

motivation)的另一種形式。當員工具有利社會動機時，他們通常專注於幫助特定受益群

體(Grant, 2007; McNeely & Meglino, 1994)，而家庭動機就是把受益群體鎖定在家庭，

也就是說，個體會為了家庭去付出努力的意願，這也是不同於利社會動機的地方。

Menges 等人(2017)將家庭動機定義為投入自己的努力來讓家庭受益的意願，而家庭的

定義包含了生物性的關係、婚姻、社會習俗或收養(Edwards & Rothbard 2000)；Tariq 與

Ding (2018)將家庭動機概念化為支持自己的工作意願，意指個體工作是因為家庭需求，

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可能是要養家糊口或是為了讓家庭成員過更好的生活等。綜合上述研究的定義，可以

發現家庭動機最重要的都是以家庭為出發點，不管是從事工作還是做其他的事情，都

會把家庭當作第一優先去考量，因此本研究採用Menges等人(2017)對家庭動機的定義。

(二) 脈絡績效之定義

脈絡績效就是指員工在工作任務之外同時對組織有幫助的表現。Bott、Svyantek、

Goodman 與 Bernal(2003)將工作績效(job performance)區分成任務績效(task performance)

和情境／脈絡績效(contextual performance)，並證實任務績效會受到工作經驗影響較大

而情境績效會受個人人格影響較大，因此任務績效可以是工作角色內的行為，而情境

績效可以是工作角色外的行為，工作角色外行為類似於組織公民行為(Organ, 1988)。

(三）、家庭動機與脈絡績效之關係

Menges 等人(2017)證實了家庭動機對工作績效的影響，家庭確實會做為員工工作

的強大動機來源，可以提升員工在工作場所的績效。在 Tariq 與 Ding (2018)將家庭動

機概念化為支持自己的工作意願，因此家庭動機會作為員工工作的動力。家庭動機也

會降低不當督導對於工作績效的負向關係(Tariq & Ding, 2018)，當員工的工作動機完全

來自於支持家庭所需時，由於家庭與員工建立了深厚而豐富的關係，所以他們的熱情

和努力工作的決心應該得到增強(Grant, 2007)。過往的研究都在工作績效，並沒有探討

到脈絡績效，因此本研究欲探討家庭動機對脈絡績效的影響，而當員工為了讓家庭受

益時，員工會具有較高的家庭動機，進而在脈絡績效表現上會做得更好，使自己能夠

得到更多的益處或資源，讓這些益處或資源能夠使用在家庭上，因此本研究根據上述

提出假設一：

H1：家庭動機愈高，其脈絡績效愈高。

二、主觀活力對家庭動機與脈絡績效之中介效果

(一) 主觀活力之定義

在 Ryan & Frederick (1997)的研究中有提到的主觀活力(subjective vitality)，其定義

為一個人有意識體驗到擁有能量和活著的感覺，同時也假設主觀活力可反應一個人的

健康，因此會與影響自身能量的心理和軀體因素共存。根據自我決定理論(Deci & Ryan,

1991; Ryan, 1995)表明自主性、自我效能和自我相關性的情境脈絡能增強主觀活力，而

那些與被控制、無自我效能或非自我相關的情境脈絡會降低主觀活力。當個體知道情

境脈絡是與自身有關連並且從自我出發時，就會有主觀活力的產生(內在感知的因果關

係)；相對的，如果是因為外部來源等則通常不會產生主觀活力感(外在感知的因果關係)。

由內而外當作是起源而非外在因素驅使所發起或組織行動除了心理、社會情境上會與

主觀能量感、身體上的變化亦受其影響，顯示主觀活力對個人影響重大。Ryan & Deci

(2008)提到雖然許多研究探討關於主觀活力這種能量是如何被消耗，卻鮮少有研究關注

主觀活力這種能量是如何維持或增加，儘管自我控制的調節行為消耗了主觀活力和能

量，但自主性的調節行為卻沒有。越來越多的研究也表明，主觀活力和能量會通過滿

足基本的心理需求的自我相關性、自我效能和自主性的活動來增強(Gagn´e & Deci,

2005)，所以社會心理因素和需求滿意度對於健康和主觀活力有重要的意義。

(二) 主觀活力之中介效果

Menges 等人(2017)的研究當中證實了家庭動機會透過能量的中介去影響工作績效，

當能量提升時，工作績效會有增加，這邊提到的能量有一種高度喚醒正向效果的意思，

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與主觀活力是類似的概念。雖然家庭動機並不能增加員工對於工作的興趣，但是卻會

賦予工作意義性(Tariq & Ding, 2018)，意義性通常會為個人帶來能量，當員工將家庭視

為其工作目的與意義時，這項工作成為表達個人價值觀的一種工具，導致更多的工作

投入(Kahn, 1990)。員工在工作場合的互動也會產生主觀活力的能量，使員工能夠有夠

多的時間應用在家庭上(Bhave & Lefter, 2018)，反之在家庭的互動也會產生主觀活力，

進而使員工在工作表現上能夠好。根據自我決定論，自我相關性、自我效能和自主性

是工作中三種最基本的需求(Gagn´e & Deci, 2005)，其中家庭是與員工自身息息相關的，

因此以家庭作為員工的工作動機是能夠滿足到員工的基本心理需求的，使員工能夠從

內在產生更多的主觀活力，讓員工能夠更投入在工作當中，進而提升員工的脈絡績效。

同時，員工也會基於功利(例如：高績效能增加就業保障，防止被減薪，並且為家庭提

供額外的收入)與認定(高績效能增強自我概念，作為一個有責任的養家者和良好的角色

楷模)的原因，更加認真、花更多時間在工作上(Rothbard & Edwards, 2003)。故本研究

依據上述推論出假設二：

H2：主觀活力會中介「家庭動機與脈絡績效之正關係」。

三、家庭動機對家庭-工作豐富化與主觀活力之中介效果

(一) 家庭-工作豐富化之定義

越來越多的工作家庭研究關注在工作家庭彼此的正向關係，而工作與家庭界面的

正向關係在學術上通常以豐富化 (enrichment)、正向溢出 (positive spillover，增強

(enhancement)和促進 (facilitation)(Hanson, Colton & Hammer, 2003; Rothbard, 2001;

Ruderman, et al., 2002; Wayne et al., 2004) 等名詞來描述。

工作-家庭豐富化是代表工作和家庭如何相互受益的結構(Greenhaus, & Powell,

2006)。豐富化是指工作和家庭各別為個人提供尊重、收入和其他福利等資源，這些資

源可以幫助個人在其他生活領域更好地發揮作用(Barnett & Hyde, 2001; Greenhaus &

Powell, 2006)；溢出是指從個人內的生活領域傳輸到另一個生活領域(Bakker, Westman,

& Emmerik, 2009），溢出的效果可能是正向或負向，當從一個領域所傳遞的經驗會改善

另一個域的表現時，就會發生正向溢出，反之，當一個領域中的經驗被遺留下來並且

阻礙了其他領域之需求的實現時，就會發生負向溢出(Cho & Tay, 2016)；生活中最常見

的生活領域基本上就是家庭和工作兩種領域，同時溢出是連結工作和家庭之間關係的

機制(Edwards & Rothbard, 2000)，而工作家庭的正向溢出即是指工作(家庭)領域的經驗

傳遞到家庭(工作)領域的並改善另一個領域的表現；工作家庭增強是從工作或家庭的角

色獲取資源進而增強並滿足在工作或家庭的角色需求(Ruderman et al., 2002)，透過擴大

個人資源來處理環境需求，也就是說在一個角色中獲得的資源可以用來滿足另一個角

色的需求(Marks, 1977)，通過對多重角色的承諾而增強的資源可以分為三種，分別是心

理資源、社會支持和學習的機會(Ruderman et al., 2002)；工作家庭促進是指透過參與一

個角色(工作)，而使另一個角色(家庭)的表現或功能得到增強(Wayne, et al., 2004)。工作

對家庭的促進是當一個人參與工作時提供技能、行為或正向心情會對家庭有正向影響，

而家庭對工作的促進發生在一個人參與家庭時產生正向心情、支持或成就感，進而幫

助個體更加努力、更好應對、感到更自信或為自己恢復能量在工作中扮演的角色(Wayne

et al., 2004)。

綜合以上，在探討工作家庭正向關係的定義，都是在說從個體體驗一個領域所得

到的資源會對另一個領域有正向影響的體驗，在一個角色(例如：家庭)產生改善另一個

角色(例如：工作)生活質量的資源時就會發生工作家庭豐富化。這樣的概念也包含了工

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作家庭正向溢出、增強、促進的意涵，所以本研究將以 Greenhaus 與 Powell(2006)定義

的工作-家庭豐富化來作為工作與家庭正向關係的解釋，不過本研究與探討家庭對工作

之影響，故將以家庭-工作豐富化為本研究探討之變項。

(二) 家庭動機之中介效果

家庭動機指的是員工會為了讓家庭受益而有工作動力，家庭-工作豐富化可以是家

庭動機的前因。因為當家庭的情境脈絡是支持員工的時候，使員工會將家庭視為其工

作動力。此外，Adams、King 與 King (1996) 認為家庭投入可以使家庭提供更高水平的

社會支持，因為高水平家庭投入的員工可能會為家庭投入更多的時間和精力，從而增

加家庭提供支持的機會和動力；也就是說，當家庭-工作豐富化高時，員工的家庭動機

也會提高，所以本研究推論家庭-工作豐富化會對家庭動機產生正向影響。

此外，Greenhaus 與 Powell (2006)認為工作-家庭豐富化會有兩條路徑，分別是工

具性路徑與情感性路徑。Greenhaus 與 Powell (2006)認為工具性路徑是發生在技能、價

值觀、行為的資源直接從一個角色轉移到另一個角色，從而提高接收域的表現；情感

性路徑是發生在一個角色中所產生的資源促進了該角色的正向影響時，同時亦對另一

個角色有正向的影響。而轉移的資源可以分為技能與觀點、心理與身體資源、社會資

本資源、靈活性、物質資源(Greenhaus & Powell, 2006)。研究也指出，當員工將家庭角

色視為認定的重要組成部分，他們就會投入更多時間在工作中。有小孩的人也會比沒

有家屬的人在工作上有更高的產能(Krapf, Ursprung, & Zimmermann, 2014)。綜合上述，

當員工知覺到家庭的資源與支持時，員工會為了讓家庭過得更好，而投入心力在讓家

庭更好的有關事務上，同時員工從中獲得家庭的資源、支持就會轉換成員工的主觀活

力，故本研究依據上述推論出假設三：

H3：家庭動機會中介「家庭-工作豐富化與其主觀活力之正關係」。

四、內在動機對家庭-工作豐富化與家庭動機的關係之調節效果

(一) 內在動機之定義

Campbell 與 Pritchard(1976)認為動機是促使個體產生行為的原因或理由，同時也

是個體決定是否對工作付出努力、努力多寡和努力多久的指標。個體的動機可以分為

兩種，分別是內在動機(intrinsic motivation)與外在動機(extrinsic motivation) (Amabile,

1993)，其中的內在動機 Deci 與 Ryan(1985)認為內在動機是個體從事某種活動是因為

個體本身的興趣和對該活動的喜好與好感，通常是以能力與自我決定的心理需求為基

礎。而 Amabile、Hill、Hennessey與 Tighe (1994)則認為內在動機主要是為了自己的目

的而去投入工作的動機，因為工作本身是有趣、有吸引力或是在某些方式是令人滿意

的，另外蔡啟通與高泉豐(2004)也指出，內在動機是促使個體產生某種行為的原因，其

原因出自於個體本身，且可能帶來挑戰與喜樂；外在動機則是指個體從事行動的原因

在於欲達成行為本身以外的目的，如獎酬等動機(Amabile, 1993)。所以綜合上述，本研

究定義內在動機是指個體在某種行為過程中獲得滿足與喜悅感，這種喜悅與滿足感會

促使個體本身產生、繼續或加強此種行為的內在推力，而且內在動機是發生於個體本

身，不受外在因素所影響。

(二) 內在動機之調節效果

家庭-工作豐富化對家庭動機的影響可能會隨著內在動機的變化而變化。內在動機

是基於對工作本身的興趣而投入努力的意願(Ryan & Deci, 2000)，而家庭動機定義為投

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入自己的努力來讓家庭受益的意願(Menges et al., 2017)。因此，這兩個對於工作動力的

來源會不相同，內在動機是基於自己本身，家庭動機是基於家庭。而過去研究也有說

明，當員工缺乏內在動機時，員工的家庭動機就會愈強(Menges et al., 2017)，故本研究

依據上述推論出假設四：

H4：內在動機會對「家庭-工作豐富化與家庭動機之關係」具有調節效果。當內在動機

高時，會削弱家庭-工作豐富化與家庭動機之正相關；當內在動機低時，家庭-工作豐富

化與家庭動機較不存在關聯性。

參、研究方法

一、研究架構與假設

本章節依據第二章所推論之變項的關係，畫出研究架構圖，並依此說明研究假

設。研究架構如下圖1所示：

圖1 研究架構

二、研究對象

本研究問卷採發放期間於民國107年08月底至11月間，為期兩個半月。採便利取

樣，以一位主管搭配其一至六位直屬部屬的方式發放，總共發放了241組之配對問

卷，經由初步資料整理剃除無效問卷，總計有效樣本共199組有效配對，回收率為

82.57%，其中有129位主管，與其搭配有199位員工。

(一) 員工有效樣本之基本資料

員工樣本在性別方面是女性多於男性的，佔了61.3%；在婚姻狀態方面是未婚狀態多於

已婚狀態，佔了62.3%；在年齡方面是26到35歲者最多，佔49.7%；在教育程度方面，

大多是大學學歷的，佔了54.8%；在職級方面，有88.9%是一般員工，其餘是同時身兼

管理職；最後，員工樣本在目前公司的工作年資分布，其中1至3年佔多數64.3%

(二) 主管有效樣本之基本資料

主管樣本在性別方面是女性多於男性的，佔了61.3%；在婚姻狀態方面是已婚狀態多於

未婚狀態，佔了66.7%；在年齡方面是46歲以上者最多，佔39.7%；在教育程度方面，

大多是大學學歷的，佔了42.9%；在職級方面，其中有52.4%是基層主管，其餘是中高

階主管；主管樣本在目前公司的工作年資分布，其中超過10年佔多數42.1%；產業部分

以生技醫療最多，佔了32.5%，其次是社福機構16.6%，再來是金融保險和資訊電子都

佔了14.3%；最後是任職部門，以業務最多24.6%其次是行政23%。

內在動機

家庭-工作豐富化 家庭動機 主觀活力 脈絡績效

H1(+) H2(+) H3(+) H4(-)

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三、研究工具

(一) 家庭動機量表

採用Menges等人(2017)自利社會動機量表(Grant, 2008)改編而成的家庭動機量表，

題項如「我關心支持我的家人」，總共有5個題項。其量表之信度 Cronbach’α 值為.93。

另外其組成信度(CR)為.94。在量表效度方面，其量表之特徵值為4.02，可解釋變異量

為80.32%。各題項因素負荷量皆大於.3，更進一步測量本量表之平均變異萃取量(AVE

值)，其值為.75，因此表示家庭動機量表具有良好的收斂效度，而且 AVE 值大於平均

共享變異(ASV 值)，表示家庭動機與其他量表具有區別效度。

(二) 主觀活力量表

本研究採用 Ryan 與 Frederick (1997)所編製的主觀活力量表。其量表之信度

Cronbach’α 值為.85。另外其組成信度(CR)為.87。在量表效度方面，其量表之特徵值為

4.13，可解釋變異量為59%。各題項因素負荷量皆大於.3，更進一步測量本量表之平均

變異萃取量(AVE 值)，其值為.51，因此表示家庭動機量表具有良好的收斂效度，而且

AVE 值大於平均共享變異(ASV 值)，表示主觀活力與其他量表具有區別效度。

(三) 家庭-工作豐富化量表

本研究採用 Carlson、Kacmar、Wayne 與 Grzywacz (2006)所編製工作家庭豐富化

(work-family enrichment)量表，總共18題項，因為工作對家庭的影響是雙向的，但本研

究是探討家庭對工作的正向影響，所以只選用家庭-工作豐富化的量表。其中，Carlson

等人 (2006)將其區分成三個部分，分別是家庭對工作的發展、家庭對工作的影響和家

庭對工作的效率，每個部份各三題，總共9個題項。其量表之信度 Cronbach’α 值為.91。

另外其組成信度(CR)為.92。在量表效度方面，其量表之特徵值為5.27，可解釋變異量

為58.52%。各題項因素負荷量皆大於.3，更進一步測量本量表之平均變異萃取量(AVE

值)，其值為.55，因此表示家庭-工作豐富化量表具有良好的收斂效度，而且 AVE 值大

於平均共享變異(ASV 值)，表示家庭-工作豐富化與其他量表具有區別效度。

(四) 內在動機量表

本研究採用房美玉(2002)翻譯自 Amabile 等人(1994)所編之工作偏好量表，包含兩

個分量表：內在動機與外在動機，各15題，選取其中的內在動機量表為研究工具。內在

動機量表可分為兩個部分：內在動機之挑戰性量表，共5題；內在動機之樂趣性量表，

共10題，其量表之信度 Cronbach’α 值為.86。在量表效度方面，經檢測後，發現第3、

7、10、13與第15題之因素負荷量低於.30，故刪除後再進行一次檢測，其特徵值為5.47，

可解釋變異量為68.41%。各題項因素負荷量皆大於.3，更進一步測量本量表之平均變異

萃取量(AVE 值)，其值為.55，表示內在動機量表具有良好的收斂效度，而且 AVE 值大

於平均共享變異(ASV 值)，表示內在動機與其他量表具有區別效度。

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(五) 脈絡績效量表

本研究採用許順旺、呂佳蓉(2009)修改自 Campbell(1987)與 Motowidlo 和 Van

Soctter(1994)所編製之量表。其量表之信度 Cronbach’α 值為.90。另外其組成信度(CR)

為.90。在量表效度方面，其量表特徵值為4.43，可解釋變異量為63.21%。各題項因素

負荷量皆大於.3，更進一步測量本量表之平均變異萃取量(AVE 值)，其值為.56，表示脈

絡績效量表具有良好的收斂效度，而且 AVE 值大於平均共享變異(ASV 值)，表示脈絡

績效與其他量表具有區別效度。

(六) 控制變項

本研究將個體背景變項作為控制變項以避免本研究所預測量之其他變項產生誤差。

四、資料分析方法

本研究於問卷回收後，首先進行刪除無效之問卷，將資料進行編碼和登錄，並使

用統計軟體 SPSS 22版和 Amos24版進行資料分析。採用的統計方法包含敘述性統計分

析、探索性因素分析、驗證性因素分析、信度分析、相關分析、階層迴歸分析與結構方

程模式分析等方法。

(一) 測量模型檢測

為了確保測量模型能夠代表本研究之相關構念，本研究使用驗證性因素分析，來

進行模型檢測。根據本研究架構，納入家庭動機、主觀活力、家庭-工作豐富化、脈絡

績效和內在動機等五個潛在變項。另外，內在動機在進行探索性因素分析時，發現由

兩個潛在變項組成，分別是挑戰性與樂趣性，且彼此的觀察變項為3個與5個。結果顯

示，六個因素的測量模式之契合度檢測皆具有良好的契合度(χ2/ df)=1.44，就測量模式

之各項契合度指數(GFI)=.80，漸進契合度指數(IFI)=.91，比較契合度指數(CFI)=.91，平

均概似平方誤根係數(RMSEA)=.05而言，本研究六個因素之測量模式達可接受水準，表

示測量模式與研究資料間具有良好的適配度，詳細分析結果如下表1所示。

表1 測量模式分析之契合度檢測與契合度指數摘要表

模式 χ2/ df CFI GFI IFI RMSEA

5因素模式 1.75 .92 .78 .92 .06

4因素模式 2.72 .80 .65 .80 .09

3因素模式 3.58 .70 .56 .70 .11

2因素模式 4.40 .60 .51 .60 .13

單因素模式 5.36 .49 .45 .50 .15

註：五因素模式：整體模式；四因素模式：將家庭動機與內在動機設為同一潛在變項；三因素模式：將家庭動機、內在動機

與主觀活力設為同一潛在變項；二因素模式：將家庭-工作豐富化、家庭動機、內在動機與主觀活力設為同一潛在變項；單

因素模式：將整體變項設為同一潛在變項。

9

肆、研究結果

一、相關分析

由表可得知，家庭動機與脈絡績效之相關係數.27(p<.001)，表示家庭動機與脈絡績

效具有高度正相關，可以初步證實家庭動機與脈絡績效的主效果，另外主觀活力與家

庭動機和脈絡績效之相關係數分別為.44(p<.001)和.27(p<.001)，由此可說明家庭動機、

主觀活力和脈絡績效彼此是有關連的；家庭 -工作豐富化與主觀活力之相關係

數.46(p<.001)，表示家庭-工作豐富化與主觀活力具有高度正相關，另外家庭動機與家

庭-工作豐富化和主觀活力之相關係數分別為.47(p<.001)和.44(p<.001)，由此可說明家

庭-工作豐富化、家庭動機和主觀活力彼此是有關連的；此外，內在動機與家庭動機和

主觀活力的相關係數分別為.30(p<.001)和.48(p<.001)，可以得知，員工的內在動機與員

工的家庭動機和主觀活力有顯著相關。

表2 研究變項之平均數、標準差及各變項關係係數

二、家庭動機對脈絡績效的線性迴歸分析

在表3的模式二當中顯示，家庭動機與脈絡績效的迴歸係數為 β=.20(p<.01)，兩者

呈現顯著正相關。由此可知當員工的家庭動機越高，其脈絡績效會越高，反之員工的

家庭動機越低，其脈絡績效會越低，因此支持假設一：員工家庭動機愈高，其脈絡績效

愈高。

平均數 標準差

1 2 3 4 5 6 7 8

1.年 齡 32.37 9.20

2.學 歷 15.57 1.87 -.45**

3.工作年資 4.57 6.21 .65** -.36**

4.家庭動機 6.20 .99 .22** -.05 .16* (.93)

5.主觀活力 4.32 .75 .12 -.01 .14 .44** (.85)

6.家庭工作 豐富化

3.81 .63 -.03 .11 -.05 .47** .46** (.91)

7.內在動機 4.56 .74 .04 .05 .06 .30** .48** .33** (.86)

8.脈絡績效 4.84 .73 .01 .17* .08 .21** .27** .20** .36** (.90)

10

表3 家庭動機與脈絡績效之迴歸分析

依變項：脈絡績效

模式一 模式二

控制變項

性別 -.10 -.10

婚姻 -.05 -.02

年齡 -.01 -.03

教育程度 .20* .19*

職級 -.24** -.23**

工作總年資 -.12 -.15

此產業工作年資 .16 .19

此公司工作年資 .05 .03

自變項

家庭動機 .20**

R2 .11 .15

△ R2 .11 .04

F 值 2.97** 3.60***

三、主觀活力對「家庭動機與脈絡績效之關係」的中介效果迴歸分析

本節針對主觀活力家庭動機與脈絡績效之關係的中介效果進行檢驗，研究結果如

表4所示：

表4 主觀活力對「家庭動機與脈絡績效之關係」的中介效果

主觀活力 脈絡績效

模式一 模式二 模式三 模式四 模式五 模式六

控制變項

性別 -.06 -.06 -.10 -.10 -.10 -.09

婚姻 -.10 -.04 -.05 -.02 -.05 -.01

年齡 .05 .01 -.01 -.03 -.01 -.04

教育程度 .07 .04 .20* .19* .20* .18*

職級 -.02 -.001 -.24** -.23** -.24** -.23**

工作總年資 .13 .08 -.12 -.15 -.12 -.16

此產業工作年資 -.37* -.29 .16 .19 .16 .25

此公司工作年資 .30* .25 .05 .03 .05 -.03

自變項

家庭動機 .41*** .20** .11

中介變項

主觀活力 .25*** .21**

R2 .05 .21*** .11** .15*** .17*** .18**

△ R2 .05 .16*** .11** .04** .06*** .07**

F 值 1.24 5.53*** 2.97** 3.60*** 4.33*** 4.13***

11

(一) 主觀活力對主效果之中介效果

首先在模式一中加入控制變項，其次在模式二檢驗家庭動機對主觀活力之關係是

否成立。如表4所示，家庭動機對主觀活力之關係顯著 β=.41(p<.001)，且家庭動機對主

觀活力之 R2解釋量皆有顯著改變，表示家庭動機可以有效預測主觀活力，因此條件1

成立。

接續由模式五得知，主觀活力與脈絡績效之關係顯著 β=.25(p<.001)，因此條件2成

立。最後，由模式六可以得知，當主觀活力加入後，家庭動機對脈絡績效的影響力降低

β 值由.20降至.11，且兩者間未具有統計之顯著性解釋力，即表示主觀活力對家庭動機

與脈絡績效兩者間之關係具有完全中介效果。換言之，員工的家庭動機可以藉由主觀

活力而影響員工的脈絡績效，因此支持假設二：員工活力會中介「家庭動機與脈絡績

效之正關係」。

四、家庭動機對「家庭-工作豐富化與活力之關係」的中介效果迴歸分析

本節針對主觀活力家庭動機與脈絡績效之關係的中介效果進行檢驗，研究結果如

表5所示：

(一) 家庭-工作豐富化與活力之關係

從詳細結果如表5所示。在模式二當中顯示，家庭動機與脈絡績效的迴歸係數為

β=.46(p<.001)，兩者呈現顯著正相關。由此可知當員工感受到家庭-工作豐富化程度越

高，其主觀活力會越高，反之員工感受到家庭-工作豐富化程度越低，其主觀活力會越

低。

(二) 家庭動機對主效果之中介效果

首先在模式一中加入控制變項，其次在模式四檢驗家庭-工作豐富化對家庭動機之

關係是否成立。如表5所示，家庭-工作豐富化對家庭動機之關係顯著 β=.48(p<.001)，且

家庭-工作豐富化對家庭動機之 R2解釋量皆有顯著改變，表示家庭-工作豐富化可以有

效預測家庭動機，因此條件1成立。

接續由模式五得知，家庭動機與主觀活力之關係顯著 β=.41(p<.001)，因此條件2成

立。最後，由模式六可以得知，當家庭動機加入後，家庭-工作豐富化對主觀活力的影

響力降低 β 值由.46降至.34，且兩者間具有統計之顯著性解釋力，即表示主觀活力對家

庭動機與脈絡績效兩者間之關係具有部分中介效果，換言之，員工感受到的家庭-工作

豐富化可以藉由家庭動機進而影響員工的主觀活力，因此支持假設三：家庭動機會中

介「家庭-工作豐富化與主觀活力之正關係」。

12

表5 家庭動機對「家庭-工作豐富化與主觀活力之關係」的中介效果

家庭動機 主觀活力

模式一 模式二 模式三 模式四 模式五 模式六

控制變項

性別 .01 .06 -.06 -.01 -.06 -.02

婚姻 -.15 -.11 -.10 -.06 -.04 -.03

年齡 .10 .13 -.05 .08 .01 .05

教育程度 .07 .00 .07 .00 .04 .00

職級 -.05 -.01 -.02 .01 -.00 .02

工作總年資 .12 .07 .13 .08 .08 .06

此產業工作年資 -.19 -.16 -.37* -.34* -.29 -.30

此公司工作年資 .14 .14 .30* .31* .25 .27*

自變項

家庭-工作豐富化 .48*** .46*** .34***

中介變項

家庭動機 .41*** .25**

R2 .08 .29 .05 .25 .21 .30

△ R2 .08 .21 .05 .20 .16 .25

F 值 1.87 8.55*** 1.24 7.02*** 5.53*** 7.81***

五、內在動機對「家庭-工作豐富化與家庭動機」調節效果迴歸分析

由表6可知，家庭-工作豐富化與家庭動機具有顯著相關 β=.43(p<.001)。另外，於模

型三中加入家庭-工作豐富化與內在動機之交互作用項後，其 R2改變量為.02(p<.05)，

表示內在動機在家庭-工作豐富化與家庭動機之關係具有調節效果，另外繪製交互作用

圖如圖2，同時檢驗了簡單斜率檢定如表7所示。

13

表6 內在動機對「家庭-工作豐富化與家庭動機之關係」的調節效果

依變項：家庭動機

模式一 模式二 模式三

控制變項

性別 .01 .07 .06

婚姻 -.15 -.12 -.12

年齡 .10 .12 .10

教育程度 .07 .00 -.01

職級 -.05 -.00 -.00

工作總年資 .12 .09 .06

此產業工作年資 -.19 -.17 -.15

此公司工作年資 .14 .14 .14

主要效果變項

家庭-工作豐富化(FWE) .43*** .43***

內在動機(IM) .16* .15*

交互作用項

FWE＊IM -.13*

R2 .07 .31 .33

△ R2 .07 .24 .02

F 值 1.87 8.46*** 8.23***

圖2 內在動機對家庭-工作豐富化與家庭動機之調節作用圖

表7 簡單斜率檢定

斜率 T 值 P 值

高內在動機 .462 3.459 .001

低內在動機 .876 6.404 .000

1.5

2

2.5

3

3.5

4

低內在動機

高內在動機

高家庭工作豐富化低家庭工作豐富化

家庭動機

14

伍、結論與建議

本研究探討家庭動機、主觀活力、脈絡績效、家庭-工作豐富化、內在動機變項間

之關係，而本章將以資料分析結果加以討論，並提出結論與建議，以及本研究之貢獻，

作為後續未來研究與理論實務上之參考；最後，在針對本研究之限制部分進行說明。

一、研究貢獻

本研究證實了家庭動機與脈絡績效之正相關，表示員工的家庭動機愈高，會使員

工的脈絡績效表現愈好，這也與過去探討家庭動機與工作績效之關係結果一致(Menges

et al., 2017)。

依據自我決定理論(Deci & Ryan, 1991; Ryan, 1995)來說，個體是發自內心想要幫助

家人的，這種源自自我的因素使個體的活力得到增強，進而讓個體有更多能量應用在

工作上，本研究證實了員工的主觀活力會中介家庭動機與脈絡績效之關係。

過往的研究說明利社會動機會因為關係脈絡去影響幫助他人的意願 (Maner &

Gailliot, 2007)，家庭動機屬於利社會動機的特例，因此同樣也會受到關係脈絡之影響，

家庭-工作豐富化則是說明家庭脈絡給予個體的一些資源、支持和幫助等，因此可以當

作是家庭情境脈絡對於個體產生之影響。另外，個體會因為受到家庭的幫助，使個體

也想做一些努力去使家庭成員受益，而這樣也就會增強個體的家庭動機，進而去增強

個體的活力，本研究證實了家庭動機會中介家庭-工作豐富化和主觀活力之關係。

內在動機是指個體在某種行為過程中獲得滿足與喜悅感，進而使個體加強此種行

為，所以在工作上對於個體是能夠獲得滿足或喜悅感時，個體會因為讓家庭受益而去

工作的意願就會下降。反之，當個體無法從工作中獲得滿足或喜悅感時，個體想讓家

庭受益而去工作的意願就會提高，如同前面所說，家庭-工作豐富化會是影響個體的家

庭動機的，而當內在動機低時，家庭動機會提高，反之亦然(Menges et al., 2017)，這也

如同本研究結果一致。

綜合上述，本研究驗證了家庭動機的前因變項與後果變項，另外也推論出前因變

項與家庭動機之關係會受到內在動機與認知資源的調節效果，這樣的研究豐富了職家

相關領域的研究。

二、額外研究發現：

(一) 家庭-工作豐富化與脈絡績效之遠程中介效果

本研究透過統計軟體(process)分析了家庭-工作豐富化到家庭動機到主觀活力到脈

絡績效的遠程中介效果，發現如表8、表9所式：

15

表8 遠程中介效果分析結果

家庭動機 主觀活力 脈絡績效

控制變項

性別 .09 -.02 -.15

婚姻 -.25 -.03 -.02

年齡 .01 .00 -.00

教育程度 .00 -.01 .07*

職級 -.08 -.00 -.56***

工作總年資 .00 .01 -.02

此產業工作年資 -.02 -.02 .02

此公司工作年資 .03 .03 .00

自變項

家庭-工作豐富化 .76*** .42*** .01

中介變項

家庭動機 .18** .08

主觀活力 .19*

R2 .29 .30 .20

F 值 8.75 7.94 4.23

表9 遠程中介效果分析結果

估計值 95%信賴區間

間接效果 FWE→FM→V→CP FWE→FM→CP FWE→V→CP

.17 .06 .08

.06 -.03 .02

.30 .17 .17

直接效果 FWE→CP

.01

-.17

.19

總效果 FWE→CP

.19

.03

.34

註：家庭-工作豐富化(FWE)，家庭動機(FM)，主觀活力(V)，脈絡績效(CP)

由上兩表可以得知，家庭-工作豐富化會透過家庭動機和主觀活力對脈絡績效產生

影響。

(二) 內在動機與的調節型中介效果

根據本研究的內在動機對家庭-工作豐富化與家庭動機都具有調節效果，所以本研

究有進一步去分析關於內在動機對「家庭-工作豐富化透過家庭動機對主觀活力之關係」

的調節效果，結果如表10所示：

16

表10 內在動機對「家庭-工作豐富化與主觀活力之關係」的調節效果(透過家庭動機

的中介)

直接效果與總效果 β SE T 值 95%信賴區間

家庭動機

常數 -2.23 2.15 -1.04 -6.46 2.00

性別 .11 .12 .88 -.14 .36

婚姻 -.26 .16 -1.64 -.57 .05

年齡 .01 .02 .66 -.02 .04

教育程度 -.01 .04 -.19 -.08 .07

職級 -.02 .20 -.11 -.42 .37

工作總年資 .00 .02 .14 -.03 .04

此產業工作年資 -.02 .02 -1.15 -.06 .02

此公司工作年資 .03 .02 1.51 -.01 .06

家庭-工作豐富化 1.96 .56 3.48 .85 3.07

內在動機 1.28 .46 2.77 .37 2.19

家庭-工作豐富化 x內在動機 -.28 .12 -2.33 -.52 -.04

主觀活力

常數 1.59 .66 2.39 .28 2.89

性別 -.02 .10 -.20 -.21 .17

婚姻 -.03 .12 -.23 -.27 .21

年齡 .00 .01 .38 -.02 .03

教育程度 -.01 .03 -.29 -.07 .05

職級 -.00 .16 -.01 -.31 .30

工作總年資 .01 .01 .37 -.02 .03

此產業工作年資 -.02 .01 -1.55 -.05 .01

此公司工作年資 .03 .01 1.92 -.00 .05

家庭-工作豐富化 .42 .09 4.88 .25 .58

家庭動機 .18 .06 3.33 .08 .30

間接效果之拔靴法抽樣 Boot indirect effect Boot SE Boot LL Boot UL

對中介效果的調節(內在動機)=M±1SD

內在動機

-1SD(3.81) .16 .05 .06 .27

M(4.56) .12 .04 .05 .20

+1SD(5.29) .09 .03 .03 .16

註：1.N=199，β 值採用未標準迴歸係數。

2.拔靴樣本次數=1000，LL=下界的估計值；UL=上界的估計值。

3.信賴區間(CI)=95%；SD=標準差；M=平均值；間接效果=±1SD。

從表10得知內在動機對於「家庭-工作豐富化透過家庭動機對主觀活力之關係」具

有調節效果，當內在動機愈高時，家庭動機的中介效果會弱化，反之，當內在動機愈低

時，家庭動機的中介效果會增強，不過整體來說家庭-工作豐富化對於主觀活力的效果

都是正向關係，但是內在動機與主觀活力都是源至個體內在，不過內在動機對家庭動

機與主觀活力之關係不具有調節效果，因此這之間的關係還需要再釐清，同樣是基於

個體內在所產生的，這之間或許有不同的機制。

17

三、未來研究建議

本研究雖然找到了家庭動機的前因與後果變項，但應該還有更多影響因素可以去

思考，同時，在補充分析當中，內在動機對於家庭動機的影響還可以在更詳細的分析，

而且內在動機與因為家庭動機產生的主觀活力都是源至個體內在，本研究透過統計分

析了內在動機對家庭動機與主觀活力之關係，調節效果並不顯著，但是在內在動機高

時，會有正向調節效果，但在內在動機低時會沒有效果，而過往的研究也提到當內在

動機高時，員工不需要自我調節來使自己投入工作(Grant, 2008)，當個體經歷到自我調

節時就會消耗自身的能量(Ryan & Deci, 2008)，也就是說，當內在動機高時會減少消耗

本身活力，此外，內在動機能減少員工對於工作的厭惡感，使員工更努力地、更聰明

地、更長期地工作，以及增加更多的產能(Amabile, 1993 ; Gagne & Deci, 2005) 內在動

機是基於對工作本身的興趣而投入努力的意願(Ryan & Deci, 2000)。當內在動機高時，

員工不需要自我調節來使自己投入工作，因為他們自然地會被吸引到工作中(Grant,

2008)，所以員工能夠在工作上有更好的表現。此外員工對於工作感受到的是愉快而不

是厭惡，員工更可能集中注意力、投入大量精力，並堅持面對障礙(Mitchell & Daniels,

2003)。在本研究當中內在動機的影響方式與過往的正向影響不同，是負向調節的關係，

雖然本研究是依據個體在工作的動力來源是家庭或自己而有所不同，但這說明這之間

可能有不同的機制歷程，家庭動機是為了讓家庭受益而產生的動力，內在動機是因為

這件事情能讓自己獲得滿足或喜悅而產生的動力，在工作上這兩個動機可能是彼此相

互抵消的，當內在動機高時，家庭動機就會降低，反之當內在動機低，家庭動機就會提

高，但這還需要更多研究去證實這樣的關係，並且說明這之間的歷程。

四、研究限制

本研究雖然以家庭-工作豐富化作為家庭情境脈絡對個體的影響，但家庭情境脈絡

對個體的影響因子應該還有很多，像是與家人的親密程度、經濟狀況、婚姻狀況等等，

都是會對個體產生影響的，但是本研究使用便利抽樣的方式發放問卷，並未限制收集

的樣本；本研究採用問卷的方式，因此分析結果只能說明這之間的關係，因此在因果

的推論上較弱，未來可以採用實驗設計的方式，加以驗證其因果關係；本研究探討家

庭動機的前因與後果，並沒有把前因與後果放在一起解釋，雖然在補充分析當中有透

過統計的方式說明這段關係是存在的，但是這段歷程尚未去做驗證，以及在前因的探

討上面需要更嚴謹，因為家庭-工作豐富化、家庭動機、主觀活力、內在動機、認知資

源都是員工自填的，因此為了避免共同方法變異的問題，可以採用多階段的方式收問

卷，或者是使用更嚴謹的研究設計方法。

18

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