第四章 實證分析
第二節 人格特質評量表及工作績效自評量表的因素分析、效度分析與信度分析 35
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表 4-4：填答者對工作績效問項同意性統計概況
題號 問項內容 平均數 排名
11 對於重大事務，我會特別提高注意力，以免出錯 4.16 1 6 我在工作上與其他同事保持合作 3.94 2 9 當工作遇到困難時，我會積極去處理 3.91 3 7 我經常遵守作業準則，並避免越權做事 3.91 4 8 當同事遇到問題或困難時，我會給予支持和鼓勵 3.84 5 3 我能夠規劃與安排自己負責工作的進度 3.84 6 1 我會依照標準作業程序完成工作 3.81 7
2 我對標準作業規範相當熟悉 3.64 8
10 我願意負擔額外的工作，來協助他人或為團體爭取 績效
3.62 9
4 我的工作效率相當高 3.62 10
5 整體而言，我可以達成公司所要求的任務及業績目 標
3.45 11
資料來源：作者自行彙整
第二節 人格特質評量表及工作績效自評量表 的因素分析、效度分析與信度分析
壹、 人格特質評量表之因素分析、效度分析與信度分析 一、因素分析內容
本研究參考相關文獻，在人格特質部分採用五大人格特質之觀點，將人格特質分 為外向性、神經質、經驗開放性、親和性及勤勉審慎性等五項因素；在工作績效部分，
自評量表亦分為任務績效即脈絡績效兩項因素，因此在因素分析時採用「驗證性因素 分析」。邱皓政（2012）認為：「如果潛在因素的概念與內涵是基於理論的推導，且 潛在變數與測量變數的關係是在資料蒐集完成之前即事先提出的假設性概念，然後透 過實際所蒐集的資料，分析比對假設模型與觀察到的資料數據之間的差異性，來決定 研究者對於潛在變數所出的假設性看法是否恰當，以此種模式來進行的因素分析稱為
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驗證性因素分析( confirmatory factor analysis；CFA )」。
本研究使用KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值來檢視回收之問卷資料是否適合進行因 素分析。當KMO值越接近1，表示變相間有較高的相關，而KMO值大於或等於0.7時，
才適宜進行因素分析(謝廣全、謝佳懿，2014)。
在因素負荷量的決斷標準方面，根據 Hair, Black, Babin, Anderson and Tatham
（2006, p.128）報告BMDP統計軟體公司模擬的結果，在0.05的顯著水準（α）及0.80 的檢定力之下，「顯著的」因素負荷量0.45時所需要的最小樣本數為150，「顯著的」
因素負荷量0.4時所需要的最小樣本數為200。本研究有效問卷回收共183份，因此決 斷標準採因素負荷量需大於0.45，即每一問項需在某一因素的因素負荷量達0.45以上，
否則刪除該問項。若一問項同時在兩個因素的因素負荷量皆達0.45以上，亦須刪除該 問項。
二、人格特質量表的因素分析
由表4-5可知本研究在人格特質問項之KMO值為0.833，Bartlett 球形檢定的卡方 值為3592.178，自由度為780，並達到顯著水準，表示變數間的相關矩陣有共同因素 存在，適合進行因素分析。
表 4-5：KMO 與 Bartlett 檢定 1
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 .833
Bartlett 的球形檢定 近似卡方分配 3592.178
df 780
顯著性 .000*
註：*表示P值﹤0.05，有顯著性差異 資料來源：作者自行彙整
第一次因素分析後，由表4-6可知問項「我是不羨慕他人的」及「我是不愁煩的」
在各因素構面上的因素負荷量皆未大於0.45，予以刪除；問項「我是活力十足的」由 五大人格特質理論中的「外向性」移至「經驗開放性」，予以刪除；問項「我是邋遢 的」及「我是缺乏創意的」同時在兩項因素構面上的因素負荷量大於0.45，予以刪除。
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表4-6 (續)
人格特質問項 因素
1 2 3 4 5
我是不心急的 -.005 .057 .093 .329 .660 我是多愁善感的 .101 .086 -.117 -.221 .654 我是情緒化的 .021 -.179 .101 -.183 .630 我是心急的 .097 .069 .061 .128 .628 我是不羨慕他人的 -.143 -.092 -.040 -.068 .396 我是不愁煩的 -.207 .288 -.194 -.157 .329
特徵值 9.356 3.583 3.177 2.731 1.941
累積解釋變異量(%) 23.391 32.349 40.290 47.117 51.970
註：萃取方法：主成分分析。
旋轉方法：含 Kaiser 常態化的 Varimax 法。
資料來源：作者自行彙整。
刪除上述問項後，人格特質問項之KMO值為0.827，如表4-7，Bartlett 球形檢定 的卡方值為3034.081，自由度為595，並達到顯著水準，表示變數間的相關矩陣有共 同因素存在，適合進行因素分析。
表4-7：KMO與Bartlett檢定2
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數。 .827
Bartlett 的球形檢定 近似卡方分配 3034.081
df 595
顯著性 .000*
註：*表示P值﹤0.05，有顯著性差異。
資料來源：作者自行彙整。
第二次因素分析後，由表4-8可知問項「我是整潔的」在各因素構面上的因素負 荷量皆未大於0.45，予以刪除；問項「我是活潑的」同時在兩項因素構面上的因素負 荷量大於0.45，予以刪除。
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表4-8 (續)
人格特質問項 因素
1 2 3 4 5
特徵值 8.179 3.281 3.042 2.603 1.894
累積解釋變異量(%) 23.368 32.742 41.434 48.87 54.283
註：萃取方法：主成分分析。
旋轉方法：含 Kaiser 常態化的 Varimax 法。
資料來源：作者自行彙整
刪除上述問項後，人格特質問項之 KMO 值為 0.824，如表 4-9，Bartlett 球形檢 定的卡方值為 2782.533，自由度為 528，並達到顯著水準，表示變數間的相關矩陣有 共同因素存在，適合進行因素分析。
表4-9：KMO與Bartlett檢定3
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 .824
Bartlett 的球形檢定 近似卡方分配 2782.533
Df 528
顯著性 .000*
註：*表示P值﹤0.05，有顯著性差異 資料來源：作者自行彙整
經過上述步驟後，本研究萃取出五個因素及其中每個因素構面包含之問項，如表 4-10 所示，每個因素中問項的因素負荷量皆達 0.45 以上，且每一問項未發生同時在 兩個因素的因素負荷量皆達 0.45 以上之情形。其總累積解釋變異量為 54.930%。
表4-10：人格特質量表第三次因素分析結果
人格特質問項 因素
1 2 3 4 5
我是聰穎的 .762 .046 .216 .143 .080 我是有智慧的 .762 .178 .158 .103 .033 我是具鑑賞力的 .665 .083 .095 -.003 .053 我是有深度的 .664 .173 .152 -.142 .012 我是點子多的 .634 -.056 .043 .335 .009
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三、人格特質量表的效度及信度分析
人格特質量表以國內學者鄧景宜等人(2011)依據國際英文版 Big-Five
Mini-Marker 人格特質量表翻譯的繁體中文版量表，鄧景宜等人(2011)認為該中文量 表在建立的的流程中，經實證支持量表具有可接受的準則效度(criterion validity，或稱 為效標關聯效度)。在建構效度方面，建構效度分為「收斂效度」及「區別效度」，
經由三次因素分析後，由表 4-10 可知，同一因素構面中，各問項之因素負荷量皆大 於或等於 0.5，符合建構效度中的收斂效度；各問項在非屬因素構面中，其因素負荷 量皆低於 0.5，符合建構效度中的區別效度，此結果亦與 Bagozzi and Yi (1988)的建 議相符。
人格特質問卷整體 Cronbach's Alpha 值為 0.842＞0.7，符合 Nunnally and Bernstein (1994)所提出的信度標準(大於 0.7)，表示該量表信度水準是相當好的。而各 構面中變數的內部一致性可由表 4-11 中 Cronbach's Alpha 值做觀察，因素一構面的 Cronbach's Alpha 值為 0.822，因素二構面的 Cronbach's Alpha 值為 0.826；因素三構面 的 Cronbach's Alpha 值為 0.849；因素四構面的 Cronbach's Alpha 值為 0.806；因素五 構面的 Cronbach's Alpha 值為 0.775，五個因素構面之 Cronbach's Alpha 值皆大於 0.7。
由上述資料可推論，在人格特質量表中，每個構面中內部的變數都頗為一致。其中僅 有因素四構面中的問項「我是內斂的」在刪除後會使該因素構面之 Cronbach's Alpha 值上升，但因原本因素構面之 Cronbach's Alpha 值已達 0.806 大於 0.7，因此本研究不 刪除該問項。
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Cronbach's Alpha值
Cronbach's
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在確定各因素具有一定之信度後，參考文獻及本研究之架構，對各因素構面做一 歸納：
〈一〉因素一：經驗開放性
因素一包含的問項有「我是點子多的」、「我是有智慧的」、「我是缺乏 想像力的」、「我是具鑑賞力的」、「我是聰穎的」、「我是有哲學氣息 的」及「我是有深度的」等 7 項，屬於五大人格特質中的「經驗開放性」。
根據表 4-10 因素分析結果，特徵值為 7.663，解釋變異量為 23.221%，因 素負荷量介於 0.501~0.762 之間。
〈二〉因素二：親和性
因素二包含的問項有「我是親切的」、「我是有同情心的」、「我是無情 的」、「我是易配合他人的」、「我是不親切的」、「我是令人溫暖的」、
「我是無禮的」及「我是不體貼的」等 8 項，屬於五大人格特質中的「親 和性」。根據表 4-10 因素分析結果，特徵值為 3.123，解釋變異量為 9.465%，
因素負荷量介於 0.500~0.783 之間。
〈三〉因素三：勤勉審慎性
因素三包含的問項有「我是有效率的」、「我是雜亂無章的」、「我是漫 不經心的」、「我是沒效率的」、「我是有系統的」及「我是做是有組織 的」等 6 項，屬於五大人格特質中的「勤勉審慎性」。根據表 4-10 因素
分析結果，特徵值為 2.913，解釋變異量為 8.827%，因素負荷量 0.636~0.767 之間。
〈四〉因素四：外向性
因素四包含的問項有「我是內向的」、「我是健談的」、「我是沉默寡言 的」、「我是外向的」、「我是內斂的」及「我是不愛說話的」等 6 項，
屬於五大人格特質中的「外向性」。根據表 4-10 因素分析結果，特徵值 為 2.575，解釋變異量為 7.804%，因素負荷量介於 0.519~0.789 之間。
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〈五〉因素五：神經質
因素五包含的問項有「我是會妒羨他人的」、「我是多愁善感的」、「我 是心急的」、「我是易吃醋的」、「我是情緒化的」及「我是不心急的」
等 6 項，屬於五大人格特質中的「神經質」。根據表 4-10 因素分析結果，
特徵值為 1.852，解釋變異量為 5.613% ，因素負荷量介於 0.643~0.726 之 間。
貳、 工作績效自評量表之因素分析、效度分析與信度分析 一、工作績效自評量表之因素分析
本研究採用之工作績效自評量表共 11 題，由表 4-12 可知本研究在人格特質問項 之 KMO 值為 0.899，Bartlett 球形檢定的卡方值為 890.046，自由度為 55，並達到顯 著水準，表示變數間的相關矩陣有共同因素存在，適合進行因素分析。
表 4-12：KMO 與 Bartlett 檢定 4
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數。 .899
Bartlett 的球形檢定 近似卡方分配 890.046
df 55
顯著性 .000*
註：*表示P值﹤0.05，有顯著性差異 資料來源：作者自行彙整
第一次因素分析後，由表 4-13 可知問項「我經常遵守作業準則，並避免越權做 事」在各因素構面上的因素負荷量皆未大於 0.45，予以刪除，再做第二次因素分析。
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Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數。 .904
Bartlett 的球形檢定 近似卡方分配 833.394
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表 4-15：工作績效自評量表第二次因素分析結果
工作績效問項 因素
1 2
我對標準作業規範相當熟悉 .849 .195
我的工作效率相當高 .782 .317
我能夠規劃與安排自己負責工作的進度 .765 .377
我會依照標準作業程序完成工作 .708 .105
整體而言，我可以達成公司所要求的任務及業績目標 .682 .434 當同事遇到問題或困難時，我會給予支持和鼓勵 .145 .823 當工作遇到困難時，我會積極去處理 .339 .763 我願意負擔額外的工作，來協助他人或為團體爭取績
效
.241 .724
我在工作上與其他同事保持合作 .170 .671
對於重大事務，我會特別提高注意力，以免出錯 .307 .544
特徵值 5.014 1.198
累積解釋變異量(%) 50.135 62.117
註：萃取方法：主成分分析。
旋轉方法：含 Kaiser 常態化的 Varimax 法。
資料來源：作者自行彙整。
二、工作績效自評量表的效度及信度分析
本研究在績效衡量方面，除了實際的手續費收入，另採用 Borman and Motowidlo
（1993）所提出的論點，將工作績效分為任務績效及脈絡績效。績效自評量表部分，
參考余德成(1996)修改自 Motowidlo and Van Scotter(1994)以適合國內之量表，並配合
參考余德成(1996)修改自 Motowidlo and Van Scotter(1994)以適合國內之量表，並配合