第三章 研究方法
第二節 研究工具
表，並採用 IBM SPSS Statistics 21.0 統計軟體檢驗各測量工具之內部一致信度。
測量工具的品質可透過適配度指標來驗證（Bagozzi & Yi, 1988），表 5 即呈現各 指標的適配標準。而根據 Fornell 與 Larcker（1981）的建議，具有收斂效度的測 量工具須符合三個條件：其一，各題項的因素負荷量約在.50 以上，且達到顯著 水準；其二，組合信度(composite reliability)大於.70；其三，平均變異抽取量
（average variance extracted, AVE）大於.50。此外若量表各向度之平均變異抽取 量大於向度間相關的平方，則代表向度間具有區辨效度。本研究便用 IBM SPSS AMOS 21.0 軟體進行驗證性因素分析（Confirmatory Factor Analysis, CFA），以 檢驗各測量工具之建構效度。最後，由於量表填答之遺漏值數量不多，每個題項
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一、能幹程度
本研究所測量之能幹程度，指稱員工展現出較一般人更充足的工作能力、動 機與績效表現之程度，也就是所謂的職能，Spencer 與 Spencer（1993）認為職能 是一組潛在的基本特質，這些特質不易改變，且與個人行為和績效表現有關。本 研究採用之量表，翻譯並該編自 Jensen 等人（2014）所發展的個人績效量表，為 比較他人判斷與自我知覺之差異，本量表由對偶受試者中的主管與部屬分別進行 上評與自評，上評之量表使用「該部屬」作為主詞，自評之量表則使用「我」作 為主詞。填答此量表的受試者必須指出該部屬在不同工作面向的表現是否優於其 他擔任同一份職務的員工，由於此量表具有測量相對能力的特性，因此符合本研 究之觀點及目的。原量表共有 5 個題項，作答形式採李克特氏六點式量表（Likert Scale），「1」代表非常不同意，「6」代表非常同意，將全部題項之分數加總，
即為能幹程度之總分，分數越高代表受試者認為該部屬的能幹程度越高。
上評能幹程度之量表題目與驗證性因素分析結果如表 6 所示，適配度指標大 致良好（χ2 = 15.34, p < .01; df = 5; NFI = .96; CFI = .98; IFI = .98; SRMR = .04;
RMSEA = .11），各題項之標準化因素負荷量皆大於.50，組合信度為.87，平均變 異萃取量為.58，Cronbach’s α值為.87，顯示此量表具有良好的收斂效度與內部 一致信度。
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RMSEA = .16），各題項之標準化因素負荷量皆大於或接近.50，組合信度為.86，
平均變異萃取量為.57，Cronbach’s α值為.86，顯示自評能幹程度量表亦具有良 好的收斂效度與內部一致信度。
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出的時間與努力超出負荷的情況（Schulz, Kirschbaum, Prüßner & Hellhammer, 1998），本研究採用 Schulz 等人（1998）所發展之長期壓力量表（Trier Inventory for the Assessment of Chronic Stress, TICS）之長期工作過荷分量表翻譯而成，用 以測量員工經驗到必須面對太多工作要求的頻率，由對偶受試者中的部屬填答。 量為.59，Cronbach’s α值為.92，顯示此量表具有不錯的收斂效度與內部一致信 度。‧
1996），本研究採用 Maslach 等人（1996）所發展的職業倦怠量表（Maslach Burnout Inventory General Survey, MBI-GS）之中的情緒耗竭分量表翻譯而成，由對偶受 試者中的部屬填答。此量表共有 5 題，作答方式採李克特氏六點式量表，測量題 量為.71，Cronbach’s α值為.92，顯示此量表具有良好的收斂效度與內部一致信 度。 研究之主觀幸福感量表即採用 Diener、Emmons、Larsen 與 Griffin（1985）所發 展的生活滿意度量表翻譯而成，由對偶受試者中的部屬填答。此量表共有 5 題，作答形式採李克特氏六點式量表，「1」代表非常不同意，「6」代表非常同意，
將全部題項之分數加總，即為主觀幸福感之總分，分數越高代表受試者的主觀幸 福感越高。
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量為.55，Cronbach’s α值為.86，顯示此量表具有良好的收斂效度與內部一致信 度。 et al., 1980），採用 Goldberg（1972）所發展的一般心理健康問卷（General Health Questionnaire, GHQ）翻譯而成，由對偶受試者中的部屬填答。此量表共有 60 題、30 題、20 題以及 12 題的版本，本研究採用 12 題版本進行測量，其中共有 6 題 量表可被視為單一向度的測量（Banks et al., 1980; Goldberg, 1972），然而本研究
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分別為.43、.50，Cronbach’s α值為.81、.87，顯示此量表具有不錯的內部一致信 度與收斂效度。‧
主管青睞可以定義為部屬對於主管的人際吸引力（Dulebohn et al., 2017），
本研究翻譯並改編自 Wayne 與 Ferris（1990）所發展的主管青睞量表進行測量，
由對偶受試者中的主管填答。原量表共有 4 個題項，作答形式採李克特氏六點式 量表，「1」代表非常不同意，「6」代表非常同意，全部題項之分數加總，即為 主管青睞之總分，分數越高代表主管對部屬的青睞越高。
主觀青睞之量表題目與驗證性因素分析結果如表 6 所示，適配度指標幾乎全 都達到標準（χ2 = 5.633, p = .06; df = 2, NFI = .99; CFI = .99; IFI = .99; SRMR = .02;
RMSEA = .10），各題項之標準化因素負荷量皆大於.50，組合信度為.91，平均變 異萃取量為.72，Cronbach’s α值為.91，顯示此量表具有非常好的收斂效度與內 部一致信度。 有形的物質（Shin et al., 2012），此量表用以測量員工對組織所提供誘因的強度 感受，採用 Shin 等人（2012）改編自過往學者（Tsui, Wang & Zhang, 2002; Wang, Tsui, Zhang , & Ma, 2003; Hom et al., 2009）所發展的組織誘因量表翻譯而成，由 對偶受試者中的部屬填答。此量表原有 12 個題項，為兼顧題項原意與翻譯落差，
本研究挑選出最具代表性的 6 個題項，包含發展誘因及物質誘因兩個向度各 3 題。
作答形式採李克特氏六點式量表，「1」代表非常不同意，「6」代表非常同意，
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平均變異萃取量分別為.72 與.56，Cronbach’s α值分別為.87 與.73，顯示此量表 具有不錯的收斂效度與內部一致信度。除此之外，由於兩向度之平均變異萃取量
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工作相關負向情感之量表題目與驗證性因素分析結果如表 6 所示，適配度指 標佳（χ2 = 78.45, p < .001, df = 9, NFI = .89, CFI = .90, IFI = .90, SRMR = .06, RMSEA = .21），各題項之標準化因素負荷量皆大於.50，組合信度為.91，平均變 異萃取量為.62，Cronbach’s α值為.91，顯示此量表具有良好的收斂效度與內部 一致信度。
表 14
工作相關負向情感因素分析結果
題目 平均數 標準差 因素負荷量
我的工作讓我感到擔心。 2.99 1.18 .64 我的工作讓我感到沮喪。 2.76 1.16 .84 我的工作讓我感到憂鬱。 2.60 1.30 .92 我的工作讓我感到緊張。 3.04 1.35 .71 我的工作讓我感到辛酸。 2.66 1.35 .79 我的工作讓我感到不自在。 2.32 1.26 .80
除此之外，性別、年齡、年資、教育程度等人口學變項，以及共事時間與部 屬人數的不同組合，皆可能影響主管與部屬間的相處模式，而不同產業與規模的 公司，其工作型態與步調也不盡相同，可能造成員工對工作過荷的感受差異，固 將以上七者也列入本研究之控制變項。
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