第四章 資料分析結果

第二節 組內一致性分析

由於本研究採取五份問卷組成一組團對樣本的模式,因此使用 rwg以及ICC 等 指標來評估每組內部資料的同質性。根據James 等學者於 1984 年的文章中所指出,

若組內所得的資料要符合一致性,則rwg指標必須高於0.7(James, Demaree, & Wolf, 1984)。另外 ICC1 與 ICC2 則是另一個用來評估組內資料是否俱有一致性的常用指 標,其評估標準分別為,若ICC1 指標高於 0.12,則符合組內一致性(James, 1982);

而ICC2 指標則需高於 0.60,才符合一致性的標準(Baruch & Lin, 2012)。本研究分別 以rwg、ICC1 以及 ICC2 三指標評估樣本資料的組內一致性,彙整如表 4-2 所示。

表4-2 組內一致性指標

構面 ICC1 ICC2 rwg

領導者的威權領導 0.314 0.637 0.926

同級團隊的投機行為 0.296 0.617 0.945

團隊之組織承諾 0.297 0.618 0.851

團對資源充足性 0.316 0.639 0.926

團隊績效 0.313 0.635 0.860

第三節 整體適配度分析

整體適配度分析的主要目的是為了確保理論模式能解釋問卷所得資料,亦即分 析理論模式與實際調查資料間的差異程度(Anderson & Gerbin, 1988)。

本研究測量模式的整體配適統計量為χ2199 = 340.81, df = 199, χ2199/df = 1.71 ; p <0.001; NNFI = 0.94; NFI = 0.89 ; CFI = 0.95 ; RMR = 0.02; RMSEA = 0.07,根據 Hair et al. (1998) 以及 Bagozzi & Yi (1988) 所提出的模型配適度標準來評估本研究 整體模式配適度,顯示本研究整體模式具有合理的配適程度,顯示如表4-3。以下 就各項指標詳細說明。

(一) 卡方值比率

卡方值是檢驗模式整體適合度的一種量數,當卡方值愈大表示其模式的適合

度愈差。但由於卡方值容易受到樣本數大小的影響,亦即樣本數愈大其卡方值也 會愈大,因此Bagozzi & Yi (1998) 提出以卡方值與其自由度之比值(χ2/df)為判斷 整體適合度的另一量數,評估標準為不超過3 即符合標準。

(二) 基準適合度指標 (Normed Fit Index, NFI)與非基準適合度指標 (Non-Normed Fit Index, NNFI)

NFI 和 NNFI 均反應模式的增值配適度,NNFI 是將 NFI 納入自由度後所得出 的值,其值均介於0 到 1 之間,數值越大即表示配適度越佳,同時得到的數值若 落在0.90 以上則表示具有良好配適度(Hair et al., 1998)。

(三) 比較性適合度指標 (Comparative Fit Index, CFI)

CFI 可反應出假設模式與無任何共變關係的獨立模式差異程度的量數,CFI 值以0.90 為門檻,其值越接近 1 表示越理想(Hair et al., 1998)。

(四) 殘差均方根 (Root-Mean-Square Residual, RMR)、漸進誤差均方根 (Root-Mean-Square Error of Approximation, RMSEA)

RMR 是模式推估後所剩下的殘差,其值皆大於 0,其值愈小時表示該模式之 配適度愈佳,而良好的RMR 值需低於 0.05 (Hair et al., 1998)。RMSEA 是 RMR 之估計量,為比較理論模式和飽和模式的差距程度,其數值越小表示配適程度越 為理想,RMSEA 值低於 0.08 表示為合理配適,低於 0.05 時則顯示為良好的配適 (Hair et al., 1998)。

表4-3 整體模式配適指標評估

模式配適度指標 研究結果 判斷準則

χ2199/df 1.71 <3

NNFI 0.94 ≧0.90

NFI 0.89 ≧0.90

CFI 0.95 ≧0.90

RMR 0.02 ≦0.05

RMSEA 0.07 ≦0.08

第四節 信效度分析

一、 信度分析

本研究信度檢測所採行的方法是利用 Cronbach’s α 值衡量問卷項目的內部一致 性,其結果列於表4-4 中。Guilford (1965) 認為若 Cronbach’s α 值大於 0.7 時,表示 問卷具有一定的內部一致性與穩定性。而本研究五個變數的Cronbach’s α 值皆大於 0.7 (最小值為 0.93),顯示資料具有內部一致性。此外,Fornell & Larcker (1981)建議 各構面的平均變異萃取量(average variance extracted, AVE)需大於 0.5 才符合標準值,

如表4-3 顯示,本研究探討之五個變數的平均變異萃取量介於 0.72 到 0.83 之間,其 值都在標準值0.5 以上。

表4-4 信度分析

構面 平均變異萃取(AVE) Cronbach’s α

領導者的威權領導 0.83 0.95

同級團隊的投機行為 0.82 0.95

團隊之組織承諾 0.76 0.93

團對資源充足性 0.72 0.93

團隊績效 0.76 0.94

二、 收斂效度

當以不同的指標變數來衡量相同的構面,而這些不同指標又與該構念具有強烈 關係時,則稱為具有收斂效度。收斂效度一般是採用因素負荷量之t 檢定來衡量,

表4-4 中可以看出本研究因素負荷量之 t 值介於 9.92 至 14.76 之間,且均大於 3.31(α=0.001),表示檢定結果均達顯著水準。另外,所有構面的標準化因素負荷量 均大於0.6,亦大於 Bagozzi & Yi 於 1988 年所提出評估的標準值 0.5,代表本研究 各指標變數具有良好收斂效度。

此外,平均變異萃取(AVE)亦用來衡量各觀察變項對該構念的平均變異解釋力。

衡量標準為,若AVE 愈高,則表示該構面具有愈高的收斂效度。Fornell & Larcker (1981) 建議 AVE 值須達 0.5 以上,而本研究之 AVE 值最低為 0.72,均已超過 0.5 之衡量標準,表示本研究之模式具有一定程度之變異解釋力,且表示問卷具有可接 受的收斂效度。呈現於表4-5。

表4-5 驗證性因素分析

構面 指標變數 標準化負荷量 AVE

領導者的威權領導 TM1 0.83 (t = 11.47) 0.83 TM2 0.95 (t = 14.47)

TM3 0.91 (t = 13.26) TM4 0.96 (t = 14.76)

同級團隊的投機行為 PT1 0.83 (t = 11.53) 0.82 PT2 0.93 (t = 13.76)

PT3 0.92 (t = 13.49) PT4 0.94 (t = 14.09)

團隊之組織承諾 OC1 0.76 (t = 9.92) 0.76 OC2 0.89 (t = 12.78)

OC3 0.90 (t = 13.13) OC4 0.93 (t = 13.83)

團對資源充足性 TR1 0.85 (t = 11.86) 0.72 TR2 0.89 (t = 12.72)

TR3 0.87 (t = 12.35) TR4 0.86 (t = 12.10) TR5 0.78 (t = 10.40)

團隊績效 TP1 0.86 (t = 11.99) 0.76 TP2 0.90 (t = 13.11)

TP3 0.86 (t = 12.06) TP4 0.90 (t = 13.10) TP5 0.84 (t = 11.60)

Goodness-of-fit indices (N = 129): χ2199 = 340.81 (p-value < 0.001); NNFI = 0.94 ; NFI = 0.89 ;

CFI = 0.95 ; RMR = 0.02 ; RMSEA = 0.07

註:團隊績效由團隊成員與團隊主管同時衡量,目的為排除團隊成員與主管對績效的主觀評估差距 太大之樣本,亦可得到更客觀的分析結果。其餘變數則僅由團隊成員衡量。

三、 區別效度

區別效度由構面之間的相關程度所呈現,構面之間的相關程度必須要低才能表 示模型中的構面具有區別效度。本研究依據Bonferroni 法,假設 α=0.001,計算限 定模型與非限定模型的卡方差異值,檢定兩兩構面之間是否具有區別效度,若兩構 面的卡方差異值(df=1)呈現顯著時就表示兩構面之間具有區別效度。而本研究的卡 方差異值均超過χ2(0.001/10,1) = 15.13639,因此拒絕構念間相關係數為 1 的假設,

顯示本研究之構面之間存在區別效度。如表4-6 所示。

表4-6 檢視區別效度之卡方值差異檢定

構面配對 χ

2

199 = 340.81 (非限定模式)

χ2200 (限定模式) 卡方值差異

(F1 , F2) 580.79*** 239.98 (F1 , F3) 763.81*** 423.00 (F1 , F4) 818.66*** 477.85 (F1 , F5) 882.74*** 541.91 (F2 , F3) 756.48*** 415.67 (F2 , F4) 818.91*** 478.10 (F2 , F5) 846.72*** 505.91 (F3 , F4) 494.88*** 154.07 (F3 , F5) 609.88*** 269.07 (F4 , F5) 552.88*** 212.07

註: 1. 採用 Bonferroni method,以 α=0.001 為顯著水準

2. F1=領導者威權領導; F2=同級團隊的投機行為; F3=團隊之組織承諾;

F4=團對資源充足性; F5=團隊績效

第五節 假設檢定

一、 多元迴歸分析

本研究以多元迴歸分析(Multiple regression analysis)進行假設檢定,藉由迴歸分 析在各模式(Model)設定下所得到各別迴歸系數的 p 值,檢定各自變數與因變數之間 的關係是否顯著,其結果列於表4-7。

首先研究結果顯示,我們可以從 Model 1 當中看到團隊之組織承諾正向顯著影 響團隊績效( β = 0.18, p<0.05),而我們同時可以從 Model 2 中看到同級團隊的投機 行為負向顯著影響組織承諾( β = -0.19, p<0.05),代表著樣本證據接受了假設二。值 得一提的是,根據Baron and Kenny(1986)所提出檢測中介變數的四個步驟,我們可 以從Model 3 當中可以看到當我們同時檢測團隊投機行為與組織承諾對團隊績效之 影響時,檢定結果呈現出組織承諾同樣為顯著( β = 0.26, p<0.01),但此時投機行為 對於團隊績效的關係卻呈現出不顯著的檢測結果,顯現出此一現象根據Baron and Kenny 所提出的方法意味著我們的研究中所探討的中介變數,即團隊組織承諾此一 中介變數的形態為一完全中介型的中介變數。

然而,儘管上述的假設二成立,我們卻從 Model 2 中看到領導者威權領導( β = 0.04, p>0.05)對於組織承諾的影響力並未呈現顯著的結果。此一結果意味著儘管組織 承諾顯著的正向影響團隊績效,但領導者威權領導卻未能影響團隊組織承諾,自然 也無法透果中介效果影響團隊績效,亦即我們的樣本證據並未接受假設一,我們將 於後續結論中予以解釋。

另外,我們還可以從 Model 3 中看到我們所欲檢測的另一變數關係,團隊所擁 有的資源充足性( β = 0.40, p<0.01)對於團隊績效的直接影響,結果顯示團隊資源充 足性愈高時,則團隊績效也呈現愈高的關係,因此假設三成立。

二、 調節迴歸分析

除了變數的直接效果與中介影響效果等主效果之外,本研究亦使用調節迴歸分

析,檢視團隊投機行為是否對於組織承諾、資源充足性與團隊績效之間的關係具有 調節效果。從上述結果中可以看到,我們的研究中顯示,組織承諾對團隊績效、以 及資源充足性對團隊績效皆呈現顯著的正向關係,在分析完主效果後,我們利用調 節迴歸分析進行假設四與假設五的檢定,並檢視迴歸交互作用項的調節效果是否存 在,如表4-7 所示。

從 Model 4 當中我們可以看到團隊的投機行為和團隊績效的交互作用項(同級 團隊投機行為×團隊績效)呈現顯著( β = -0.20, p<0.05),意即團對投機行為對於組織 承諾與團隊績效之間的關係具有負向的調節效果,此結果支持假設四。然而,我們 卻由Model 5 中看到,模型顯示團隊的投機行為和團隊資源充足性的交互作用項(同 級團隊投機行為×團隊資源充足性)並未呈現顯著關係( β = -0.13, p>0.05)

,亦即樣本證據顯示團隊投機行為對於資源充足性與團隊績效之間的關係並不具調 節效果,意味著不支持假設五。我們也於結論中試圖解釋這個現象。

表 4-7 迴歸分析

模式 1 模式 2 模式 3 模式 4 模式 5 團隊績效 組織承諾 團隊績效 團隊績效 團隊績效 控制變數

團隊中男女比例差異 0.00 - 0.15* 0.01 - 0.01 0.00 團隊中高學歷之比例 0.04 0.01 0.06* 0.07* 0.06*

成員上班地不同比例 0.01 - 0.06 - 0.01 - 0.01 - 0.01 主管性別 0.02 - 0.28 0.11 0.12 0.12 主管年齡 - 0.01 - 0.01 - 0.01 - 0.01 - 0.01 主管年資 - 0.01 0.01 - 0.01 - 0.01 - 0.01 主管教育程度 - 0.01 0.32* - 0.08 - 0.02 - 0.04 前因變數與中介變數

領導者威權領導 0.04 0.07 0.10 0.09 同級團隊的投機行為 - 0.19* 0.13 0.92* 0.75*

團隊資源充足性 0.44** 0.40** 0.40** 0.79**

團隊組織承諾 0.18* 0.26** 0.94** 0.31**

交互作用項

PT *團隊組織承諾 - 0.20*

PT *團隊資源充足性 - 0.13

Adj R2 0.47 0.15 0.52 0.53 0.53

p < 0.05

**

p < 0.01

第六節 檢定結果

經由本章上述的資料分析可驗證本研究提出之假設,其中假設一與假設五未獲 得數據上的支持,將針對可能的原因於次章結論中提出探討,其餘獲得支持並成立 的假設我們亦將針對其研究結論與相關發現,與上述並未獲得數據支持之假設於次 章結論中作一綜合討論,茲將研究假設經由檢定所得到之實證結果彙整於表4-8。

表 4-8 研究實證結果

研究假設 實證結果

H1:領導者的威權領導會透過組織承諾的中介效果負向影響團隊績效。 不支持 H2:同級團隊的投機行為會透過組織承諾中介效果負向影響團隊績效。 支持

H3 :團隊資源充足性會正向影響團隊績效。 支持

H4:同級團隊的投機行為會負向調節組織承諾和團隊績效之間的關係。 支持 H5:同級團隊的投機行為會負向調節團隊資源和團隊績效之間的關係。 不支持

第五章 結論與建議

本研究為了瞭解企業組織在運作的過程中,當領導人呈現出強勢的領導模式、

不同團隊間存在為了自利不惜損及其他團隊的投機行動、公司所給予團隊業務所需

不同團隊間存在為了自利不惜損及其他團隊的投機行動、公司所給予團隊業務所需

在文檔中 組織領導者威權領導與團隊間投機行為對組織績效之影響-以組織承諾為中介變數 (頁 61-0)