第三章 研究方法
第三節 研究工具
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貳、研究者將原本編著之英文版經過二次回溯翻譯程序編譯成中文版「工作要求
－資源量表」，確立工作要求、工作資源、個人資源、心理福祉、及工作表 現之中文版本題目後，並加入社會期許與正負向情感的題項以控制共變。
參、本研究採便利取樣，以台灣企業員工 269 位為正式樣本，進行量表之相關分 析、效度檢驗、及階層迴歸分析 。
第三節 研究工具
本研究採用問卷調查法，以問卷蒐集資料，研究工具包括「個人基本資料」、 以及「工作要求－資源量表」。以下分別以各量表之內容架構、計分方式以及信 效度分析分述說明之。
壹、 個人資料
個人基本資料部份，參考工作要求－資源量表中的題項編製，以了解研究樣 本的個人特徵，其中包括性別、年齡、服務單位、在公司任職年資、平均每周工 作時數、教育程度等，一共六題。
貳、 工作要求－資源量表
本研究採用 Bakker et al. (2014) 依據其理論模式發展編製之 Job
Demands-Resources Questionnaire 為本研究主要研究工具，研究者將原本編著之 英文版經過二次回溯翻譯程序編譯成中文版「工作要求－資源量表」，原版量表 題目數達 107 題，為求精簡與效率，最後版本之量表題項僅保留與本研究研究假 設相關的題項，包括工作要求、工作資源、個人資源、心理福祉、表現等向度，
測量方式依每個向度的內涵不同而做調整，包含李克特式五點頻率量尺、六點頻 率量尺、五點同意量尺、及四點同意量尺等，以下說明。
工作要求共有 14 題，分為三個分量表：（1）工作壓力，共 4 題：1、9、20、
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Cronbach’sα 值如下：「工作壓力」為 0.664，「認知要求」為 0.768，「情緒要求」
為 0.774。工作要求之分量表、題目、α 值列於下表 3-3-1。
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0.622，「表現回饋」為 0.754，「主管指導」為 0.843，「發展機會」為 0.796。工 作資源之分量表、題目、α 值列於下表 3-3-2。‧
係數為 0.746；（2）自我效能，共 4 題：62、64、66、68，採用四點同意量尺測 量，計分方式為 1 分（非常不同意）到 4 分（非常同意），題項如：「我有信心我 可以有效率的處理突發事件。」等。個人資源中各分量表的內部一致性Cronbach’s α 值如下：「樂觀」為 0.746，「自我效能」為 0.734。個人資源之分量表、題目、‧
0.779；（2）投入，共 9 題：39、47、40、49、41、51、42、53、43，採用七點 頻率量尺測量，計分方式為 0 分（幾乎沒有）到 6 分（雞乎總是），題項如：「工‧
目群集，建立構念效度，故以 SPSS Statistics 18 程式進行探索性因素分析。將工 作要求－資源量表中的工作資源及個人資源以主成份分析法萃取因素，並進行斜 交轉軸。以 KMO 為取樣適當性檢定，結果指出 KMO=.883，Bartlett 球形檢定 2827.19 達.000 顯著水準，顯示資料適合進行因素分析。由於工作要求－資源量 表的題目皆奠基於先前的研究，且本研究的主要研究目標之一為釐清工作資源與 個人資源是否為同一構念，故利用陡階分析可抽取出二因子，此二因子的解釋總 變異量為 41.612%。因素分析結果顯示第 14 題「我可以控制如何進行我的工作。」因素負荷量 小於.40，無法歸納入任一因素內，因此予以刪除。刪題後因素負荷量見表 3-3-1。
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定 2695.625 達.000 顯著水準，此二因子的解釋總變異量為 42.429%。根據因素分‧ 國
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析的結果，落入因素 1 的題目都為工作資源的分量表，包含「主管指導」、「表現 回饋」、「社會支持」、及「自主」，而落入因素 2 的題目則包含「樂觀」、「自我效 能」、及「發展機會」，故將因素 1 命名為「工作資源」、因素 2 命名為「個人資 源」。其中「發展機會」在原先的設計中則屬於工作資源，但由於「發展機會」
分量表中的三個題項皆落入因素 2，且考量題意與個人的學習、發揮、成長較相 關，在結果上也反映其題意較接近個人資源，因此「發展機會」納入個人資源因 素中。新的工作資源（包括主管指導、表現回饋、社會支持、自主）的解釋變異 量為 31.06%，Cronbach’s α 係數為 0.889，而新的個人資源（包括樂觀、自我效 能、發展機會）的解釋變異量為 11.37%，Cronbach’s α 係數為 0.831。二因素解 釋總變異量為 42.429%。
參、 正負向情感
為避免員工的情感狀態影響研究的結果，本研究將員工的正負向情感狀態列 為控制變項，採用情緒平衡量尺 (Affects Balance Scale, ABS; Bradburn, 1969)，
中文版 ABS 為楊宜音、張志學（1998）所翻譯，此量表包含 10 個以『是－否』
為答案的問題，詢問受試者『過去幾週』的感受，正向情感 (PA) 與負向情感 (NA) 各五題，所以 PA 與 NA 的總分得分範圍皆為 0–5 分。唯題目原先是以第二人稱 指稱，為使整份量表立場一致，將題項改為第一人稱敘述，例如「過去幾個禮拜 裡面，我對某件事特別興奮或感興趣。」、「過去幾個禮拜裡面，我因為某人稱 讚我做的某件事而感到驕傲。」等題目。
肆、 社會期許
為了避免社會期許偏誤 (social desirability bias) 會對研究結果造成影響，本 研究也對受試者的社會期許以進行統計控制，社會期許性除了用來測量社會讚許 性之傾向，以篩選具真實性的回答，也常被用來當為特質式的社會期許性指標（或 稱防衛性指標）的評估工具，本研究採用 Reynolds (1982) 所發展的 13 題短版
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(From C)，此版本具有良好的信效度 (Robinette, 1991)，此量表使用強迫選擇的 反應方式，每題計分方式為 0（否）、1（是），內部一致性值為.65，題目如「有 時，沒有別人的鼓勵，我難以繼續進行我的工作。」、「有時，我會因未能如願 而滿腹怨氣。」等題目。為了排除社會期許與情緒狀態影響依變項，故使用共變 數分析排除。在本研究中，社會期許題目的內部一致性Cronbach’s α 值為 0.41，
信度過低，故不放入控制變項中加以控制。
伍、 共同方法變異檢驗
由於本研究測量個人對於工作特徵、心理福祉、工作表現、個人資源的知覺 及態度，由於所有變項的測量都由同一受試者根據其主觀知覺進行填答，須避免 因同一受試者作答將導致的共同方法變異 (common method variance)，故本研究 採用Harman’s 的單一因子檢定法，投入所有題項一起進行探索性因素分析，在 未轉軸的情況下若無法得到一綜合因子（第一因素解釋的變異量未大於 50%時）， 則可證明共同方法變異造成之偏誤小。結果顯示，在投入所有題項後，特徵值大 於 1 的共有 19 個因素，共解釋了 67.731% 的變異量，而由第一因素解釋的變異 量僅 19.911%，第一因素解釋變異量未大於 50% ，可知共同方法變異對本研究 結果所造成的問題應不嚴重。