根據本研究問卷調查資料，及其統計分析結果，詳述如下。
4.1 研究問卷信度、效度檢定
為了驗証問卷的信度及效度，本文用LISREL 測量模式來檢定，其中，「修 定指標」(modification index, MI)是用來篩選指標變數，若 MI 值愈大，則代 表刪掉該題目之期望 χ2值愈高，尤其 MI 值大於 3.84 的指標應予優先刪除 (Jöreskog and Sorbom, 2000)。結果發現，本研究調查問卷所有題項(指標變數) 的 MI 均大於 3.84，故這些題目都不予刪除。本文分析結果發現：四個構念 在測量模式之個別信度(即λi2)大多數均大於 0.5，四個潛在變數的組成信度 (composite reliability)亦達到 0.6 的標準。顯示這個測量模式非常一致且穩定，
表示本研究問卷的信度是可接受的。
當確定本研究問卷的信度沒問題之後，接著進行效度檢定。
在測量模式的檢定上，本研究測量模式的卡方值為39.91，自由度 27，t 值為0.16，顯示研究模式具有理論效度。所有的統計值均支持區別效度良好，
表示「工作特性」、「工作滿意」、「使用組織承諾」、「離職傾向」這四個構念，
來自不同構念之項目(items)彼此之關的相關很低。換句話說，此建構效度符 合下列準則：各衡量指標(項目)只能在其屬的潛在變數中「因素負荷量」大 於0.50(要接近 1)，反之，各衡量指標(項目)在其非屬的因素中「因素負荷量」
要愈小愈好(接近 0)。
由表 4.1 測量模式的構念與指標變數統計值摘要表中可看出，在工作特 性這個構念上，四個指標變數的 t 值均>2.0，其中，指標變數 X4("可以嘗試 不同的工作內容")比其他指標變數更能有效指出工作特性，其因素負荷量為 0.78，t 值為 5.82，R2值為0.61。第二個有效的指標變數是 X1(與同事相處方 式是互助合作)，其因素負荷量為 0.41，t 值為 4.04，R2值為0.17。剩下的兩 個指標變數是 X2(其他部門協調合作良好)和 X3(可相互學習及運用不同工作 技能)，其 t 值均達顯著，且因素負荷量還算高，只是 R2值有點低，只有0.07 和 0.06，可見這兩個指標變數的重要性較低。表示此構念確實能表達這些指 標變數，但其線性關係的強度有點弱。
在工作滿意這個概念上，兩個指標變數Y2 和 Y1 的 t 值均>2.0，因素負 荷量也很高，顯示這兩個指標變數均能有效衡量「工作滿意」，具有收斂效度。
在組織承諾這個概念上，兩個指標變數 Y4 和 Y3 對此構念均為集中有 效，具有收斂效度。表示與組織承諾之間具有一個共同的特質(trait)，而非兩 個分開的特質。在表6 中兩個指標在此構念上均具有收斂效度，表示兩個指 標一起採用比只用一個指標來得好。
在收斂效度檢定方面，所有M I 值小於 3.84 的指標，其所隸屬該潛在變 數之因素負荷量(λi)大多數都大於 0.7 標準(即估計參數之 t 值均>2.0)，顯示本 研究問卷四個構念具有收斂效度。此外，此測量模式中所有標準化殘差 (standardized residuals)亦都符合小於 2.58 的標準。
表4.1 測量模式的構念與指標變數統計值摘要表 問卷中觀察變數（外生/內生變數） 指標
變數
factor
loading T 值 R2 離職傾向 (η3 )
1.我曾認真的考慮辭去目前的這份工作。 (Y5) 0.70 5.81 0.49 2.我有實際且詳細的計畫辭去目前的這份工
作。 (Y6) 0.72 5.70 0.52
組織承諾(η2)
1.我覺得自己對組織的忠誠度很高。 (Y4) 0.61 5.03 0.38 2.我以身為組織的一員而感到驕傲。 (Y3) 0.53 4.67 0.28
工作滿意 (η1)
1.我從工作本身中得到的成就感、表現機會、
升遷機會等感到滿足。 (Y1) 0.72 4.85 0.51 2.與國內同業相比，我對軍中之薪資福利制度
的感到滿足。 (Y2) 0.55 4.80 0.30 工作特性(ξ1)
1.在軍中工作，我可以相互學習及運用不同工
作技能。 (X3) 0.24 2.50 0.06
2.在軍中工作，我可以嘗試不同的工作內容與
機會。 (X4) 0.78 5.82 0.61
3.我的同事間彼此相處的方式是互助合作的。 (X1) 0.41 4.04 0.17 4.我的單位與其他部門協調合作良好。 (X2) 0.26 2.63 0.07 4.2 研究模式適配度檢定
本研究參照Bagozzi and Yi【32】及 Jöreskog and Sorbom【55】的意見，
挑選七項常用指標來進行研究模式的適配度評鑑。結果發現，全體樣本在組
織行為之結構模式適配度為：χ2=39.91(p>0.05)、GFI=0.93、AGFI=0.89、
NFI=0.90、CFI=0.90、RMR=0.047、RMSEA=0.05。由此結果可發現，這七 個模式適配指標，除了 AGFI 幾乎接近標準外，其餘適配指標都已達到標準 值，顯示本研究樣本資料與結構模式的適配度是可接受的。
表4.2 一階驗證性因素分析適配度評鑑結果摘要表
評鑑項目 評鑑結果
一、基本適配標準
1. 是否未有負的誤差變異？ 是
2. 誤差變異是否都達顯著水準？ 是
3. 參數間相關之絕對值是否未太接近？ 是 4. 因素負荷量 (λ 值) 是否大於 0.5？ 是
5. 是否未有很大的標準誤？ 是
二、內在模式之適配標準 參數估計結果 t-value
1. 工作特性Æ工作滿意 0.54 2.63*
2. 工作滿意Æ組織承諾 0.68 3.58*
3. 組織承諾Æ離職傾向 -0.47 3.08*
三、整體模式之適配標準
1. 卡方值是否未達顯著？(p > 0.05) χ2=39.91, p = 0.16 2. GFI 是否大於 0.9？ 是，GFI = 0.93 3. AGFI 是否大於 0.9？ 接近，AGFI = 0.89 4. NFI 是否大於 0.9？ 是，NFI=0.90 5. CFI 是否大於 0.9？ 是，CFI=0.90 6. RMR 是否小於 0.05？ 是，RMR = 0.047 7. RMSEA 是否小於 0.05？ 是，RMSEA=0.05 4.3 研究模式各變數間的因果分析
本研究國軍軍樂隊工作行為之結構模式為「工作特性Æ 工作滿意 Æ 組 織承諾Æ 離職傾向」連環式單向因果關係。「工作特性」構念有四個觀察變 數 x1~x4，「工作滿意」構念有兩個觀察變數 y1~y2，「組織承諾」構念有兩 個觀察變數y3~y4，「離職傾向」構念有兩個觀察變數 y5~y6。
結構性分析結果如圖 4.1 所示，結果發現卡方值為 40.34，自由度 32，t 值為 0.16。在因果鏈的每一個關係，其統計量都非常好，有顯著 t 值、高的 因素負荷量、以及最低的 R2值(0.27)，顯示本研究國軍人員組織行為模式：
連環式單向因果關係獲得支持。
由圖4.1 可看出，首先「工作特性」強烈影響「工作滿意」(0.54)，接著
「工作滿意」再對正面影響「組織承諾」(0.68)，而「組織承諾」也會反向影 響「離職傾向」(-0.47)。換句話說，國軍軍樂隊工作特性會影響其工作滿意，
而國軍的工作滿意高低，接連著再影響其對組織的承諾，最後組織承諾再影 響其留營的意願。整個「工作特性Æ工作滿意Æ組織承諾Æ離職傾向」是單 向因果鍵，具有不可逆的特性。
由間接效果的評估來看，「工作特性」對「組織承諾」間接的影響效果 (β=0.44)比對「離職傾向」(β=0.20)高；此外，「工作滿意」對「離職傾向」的 間接效果也是很高(β= -0.32)。可見，國軍人員的織織行為中，「工作特性」
係會透過「工作滿意」及「組織承諾」這二個中介變數，直接/間接影響其離 職傾向。
圖4.1 「工作特性→工作滿意→組織承諾→離職傾向」
註：圖中卡方值為 40.34 (P = 0.16)，自由度 = 32。因果鏈中，t 值若顯著 以 * 表示，"( )" 內數字為標準誤