理論模式之整體適配度評鑑

本節 根據 上 述驗 證性 因素 分 析修 正過 後 之測 量模 式 為基 礎； 利用 LISREL8.53 軟體驗證「契合度、心理契約違背與心理契約違犯之關係模式」； 並做整體結構模式適配度考驗。

ㄧ、模式整體適配度評鑑

在進行檢驗模式評鑑之前，需確定模式中所輸出的估計參數並未違反統 計可接受的範圍，意思為模式沒有獲得不適當的解。若發生不適當的解就是 一種違犯估計(offending estimate)，表示模式有問題存在須先行處理。一般常 發生的違犯估計有以下三種現象(黃芳銘，2007)：

(一)有負的誤差變異數存在，或是在任何建構中存在無意義的變異誤。

(二)標準化迴歸係數超過或太接近 1(≧ 0.95)。

(三)有太大的標準誤。

如表 33 得知理論模式中的標準化參數值介於 0.91 至 0.51 之間，並無超 過 0.95 的標準；而標準誤則是介於 0.037 到 0.050 之間，沒有太大標準誤，

亦沒有負的誤差變異數存在，故此理論模式並沒有違犯估計的現象。

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表 33 整體模式參數估計及測量誤估計摘要表

題項 非標準化參數 標準誤 t 值 標準化參數值λ 標準化誤差 個人-組織契合 1.00 --- --- 0.64 0.58 供給-需求契合 0.65 0.049 13.24* 0.82 0.38 工作要求-能力 0.35 0.045 7.90* 0.51 0.74 PCB1 1.00 --- --- 0.91 0.17 PCB2 0.68 0.036 19.01* 0.86 0.27 PCB3 0.65 0.037 17.05* 0.82 0.33 PCB4 0.46 0.048 9.58* 0.54 0.70 PCV1 1.00 --- --- 0.81 0.34 PCV2 0.74 0.046 16.01* 0.87 0.24 PCV3 0.82 0.050 16.47* 0.89 0.21 註：未列標準誤者為參照指標，*p<0.05。

接著進行理論模式的適配度評鑑，由表 34 可看出卡方值是達顯著水準，

其原因為卡方值對樣本數相當敏感，當樣本愈大時，其卡方值愈容易顯著，

表示容易具決虛無假設，因此通常較不重視該指標(黃芳銘，2007)。此外 AGFI 值雖未達 0.9 的門檻，但 MacCallum and Hong (1997)認為 AGFI 值大於 0.8 即可。

其餘指標 SRMR=0.08、RMSEA=0.09 皆達標準值，RMSEA<0.10 可稱 之為「普通適配」；相對適配指標與簡效適配指標皆達標準值，因此該理論 模式是可以接受的，且適配情形良好。理論模式路徑圖與標準化係數如圖 14 所示。

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二、中介效果之驗證

本研究依據 Baron and Kenny (1986)提出的中介效果檢定標準進行心理 契約違背中介效果之驗證，其中介效果的成立必須符合以下三個條件：1.自 變項必須影響中介變項；2.自變項必須影響依變項；3.中介變項必須影響依 變項。因此接下來則分別針對契合度與心理契約違背、契合度與心理契約違 犯、心理契約違背與心理契約違犯；三組兩兩變項間之關係進行模式的檢定，

如圖 16 所呈現，本研究之自變項契合度會負向且顯著地影響中介變項心理 契約違背，直接效果為-0.79(見模式一)；自變項契合度亦會負向且顯著地影 響依變項心理契約違犯，直接效果為-0.60(見模式二)；中介變項心理契約違 背會正向且顯著地影響依變項心理契約違犯，直接效果為 0.62(見模式三)，

經兩兩關係個別驗證後，是符合上述 Baron and Kenny (1986)所提出的三個 條件。

此外，自變項與依變項間的關係會因為納入中介變項一同探討而減弱，

當自變項對依變項因素負荷量之影響，如降為不顯著則為完全中介，如係數 值降低仍為顯著稱為部分中介(Baron & Kenny, 1986)，因此接下來就將契合 度與心理契約違背置入同一個迴歸方程式檢定對於心理契約違犯間之關係，

契合度對心理契約違犯之影響效果由單獨影響依變項時的-0.60，t 值達顯著 水準(見模式二)降為-0.01，t 值未達顯著水準(見模式四)；表示心理契約違背 在契合度與心理契約違犯間扮演完全中介的角色。

就心理契約違背擔任契合度及心理契約違犯之中介效果而言，由表 35 可得知，契合度透過心理契約違背影響心理契約違犯的間接效果值為-0.41，

其間接效果佔總效果的 98% (-0.41/-0.42×100%)，且心理契約違背確實增強 了契合度對心理契約違犯的影響效果，其總效果為-0.42(-0.41＋(-0.01))。

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契合度 心理契約

違背

契合度 心理契約

違犯 -0.79*

-0.60*

模式一

模式二

心理契約

違背 心理契約

違犯

心理契約 違背

契合度

心理契約 違犯 0.62*

0.62*

-0.01 模式三

模式四

註：*p<0.05 圖 16 中介效果驗證

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表 35 影響效果係數表

變數名稱 直接效果 間接效果 總效果

契合度心理契約違背 -0.66 -0.66

心理契約違背心理契約違犯 0.62 0.62

契合度心理契約違犯 -0.01 -0.41 -0.42

三、調節效果之驗證

為檢定契合度對於心理契約違背與心理契約違犯的調節效果，本研究參 考 Jöreskog and Sörbom (1996)的方法，採用跨樣本 SEM 分析的二階段程序 分析，以高、低契合度兩組樣本之多樣本結構方程模式的恆等性檢驗來進行 分析，以驗證契合度對於心理契約違背與心理契約違犯之關係，是否具有顯 著性之調解效果。

(ㄧ)以契合度進行集群分析，化分高低組

依據受訪者契合度(調節變數)實際得分，經由華德法及 K-Mean 集群分 析，將調節變項化分高低分組，分別命名為低契合型(n=126)與高契合型 (n=140)兩組樣本。

(二)檢驗低、高契合型二組樣本之分群效果

低、高契合型二組樣本之契合度構面的平均得分是否具有顯著差異，經 進行獨立樣本 t 檢定後，各構面 t 值介於-11.256 到-14.639，整體契合度 t 值 為-21.458，顯示低、高契合型的契合度確實有顯著性差異，且高契合型的各 構面平均得分皆大於低契合型，由表 36 得知低、高契合型分組效果良好。

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表 36 高、低契合度分組之獨立樣本 t 檢定

變項 集群分析 平均值 t 值

個人-組織契合 低度契合型 2.8849

-13.319 高度契合型 3.8679

供給-需求契合 低度契合型 2.7063

-14.639 高度契合型 3.7714

工作要求-能力契合 低度契合型 3.1825

-11.256 高度契合型 3.9714

整體契合度 低度契合型 2.9246

-21.485 高度契合型 3.8702

(三)多元群組結構方程模式進行調解效過的驗證

運用多元群組解，以未跨群組限制之方式，在不同群族組之中估計參數，

藉以計算模式之適配度(諸如：藉由卡方檢定法)，此一整體適配度之檢定係 立基於每一群組各自適配度測量之集合，其低、高度契合以及全體樣本模型 適配檢驗如表 37，整體而言評鑑指標除了 PNFI、PGFI、χ2/df 未達評鑑標 準之外，其餘指標皆已達致良好水準，顯示模式與各樣本觀查資料具可接受 性。即全體樣本模型、低契合模型與高契合模型的適配指標皆屬於理想，適 合進行第二階的路徑係數恆等性檢驗。

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表 37 單樣本模型適配度評估摘要表

絕對適配指標 相對適配指標 簡效適配指標

χ² 值

(P 值) GFI AGFI SRMR RMSEA NNFI CFI PNFI PGFI χ²/df 全樣

本

5.41

0.49 0.99 0.98 0.013 0.00 1.00 1.00 0.40 0.28 0.92 低契

合

5.59

0.53 0.99 0.95 0.026 0.00 1.02 1.00 0.38 0.38 0.88 高契

合

11.85

0.065 0.97 0.91 0.026 0.079 0.92 0.97 0.38 0.28 1.86 接受

值 >0.05 ≧0.9 ≧0.9 ≦0.08 ≦0.10 ≧0.9 ≧0.9 ≧0.5 ≧0.5 1~5

接著以路徑係數恆等性檢驗結果呈現，模型一為基準模型，跨樣本間沒 有任何恆等性假設，是低、高兩組獨立無關聯但結構相同的模型之組合，其 卡方值 x2 為 49.44(df=26)為二個個別樣本以同一因素結構進行估計的總和。

模型二為基準模型下加入因素恆等限制式之模型，即假設低、高契合度組的 路徑相等，分析結果如表 38 所示，可知模型二卡方值為 49.57(df=27)，模型 一與模型二相差 1 個自由度，而模型一與模型二的卡方值差異為 0.13(α

=0.05)，小於兩者自由度差距為 1 個自由度(α=0.05)的卡方值 3.84，表示契 合度對於心理契約違背與心理契約違犯之間的調節效果不顯著。

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表 38 基本模型與恆等性模型之檢驗 模型一

(基本模型)

模型二 (恆等套疊模型) Chi-square(x²) 49.44 49.57

自由度 26 27

CFI 0.98 0.98

NNFI 0.97 0.98

GFI 0.94 0.94

PNFI 0.60 0.62

SRMR 0.067 0.068

RMSEA 0.083 0.079

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