研究變項與衡量工具

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第二節 研究變項與衡量工具

本研究變項之衡量方式，皆取既有文獻所發展之量表，且過往研究多已多方實 證這些量表皆具一定之信、效度。由於這些量表之原文皆為英文，因此為確保問項 翻譯之適切性，本研究參照Brislin(1980)的建議，採取回覆翻譯(back-translation)的 流程，首先研究者自行將原始問項翻譯成中文，並分別邀請一位美裔華僑、一位美 裔新加坡人、以及兩位旅居美國工作之台灣人，協助先將研究者翻譯的中文題項迴 轉翻譯成英文，並比對翻譯回去之英文與原始量表英文之差異，降低題項中因語言 產生的問題。另外，為確保中文翻譯的適切性，委請兩位管理領域的博士生、一位 在美攻讀博士的留學生，與一位於外商工作、精通中英文的業界專家，協助比對各 問項之翻譯易讀性，最後則委請兩位實務工作者針對中文題項進行修改與最後確 認。由於六點量表相對較為穩定且信度較高(McKelvie, 1978)，且也避免填答者有 趨中傾向，因此各問項皆採六點Likert 同意量表，1 代表非常不同意、2 代表不同 意、3 代表有些不同意、4 代表有些同意、5 代表同意、而 6 代表非常同意。

1. 組織認同(organizational identification)。採用 Mael 與 Ashforth(1992)所發 展的量表，將組織認同定義為：個體知覺自己與組織同屬一體，而且將組 織的成功與失敗視為自己所經歷的感受，共六題，題項如：「當有人批評我 的公司時，我會覺得自己好像被侮辱了」與「當我談及我的公司時，我通 常會用「我們」而非「他們」來敘述」

2. 職業認同(vocational identification)。採用 Wilk 與 Moynihan(2005)修改自 Carson 與 Bedeian(1994)的量表，該量表原為職業承諾量表 (career

commitment scale)，但 Wilk 與 Moynihan (2005)將其修改後用來衡量受試者 的職業認同，共三題，題項如：「這個職業是我生命中重要的一部分」以及

「我非常認同我所選擇的這個職業」。

3. 僕人領導(servant leadership)。採用 Ehrhart(2004)所發展的量表，包含七個 子構面，分別為與部屬發展關係(forming relationships with subordinates)、

授權部屬(empowering subordinates)、幫助部屬成長與成功(helping

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subordinates grow and succeed)、具道德的行為(behaving ethically)、具概念 化能力(having conceptual skills)、部屬優先(putting subordinates first)、以及 為組織外部利害關係人創造價值(creating value for those outside of the organization)。其中，每個子構面分別以兩個題項衡量，與部屬發展關係的 例題如：「這位主管願意花時間與員工建立具良好品質的關係」、授權部屬 的例題如：「這位主管的決策會受到員工的建議所影響」、幫助部屬成長與 成功例題如：「這位主管將員工的個人發展視為優先任務」、具道德的行為 例題如：「這位主管對於員工採取高道德標準」、具概念化能力的例題如：

「這位主管會以未來長期的規劃，來看待現在面臨的大小問題」、部屬優先 的例題如：「這位主管致力於找方法來幫助部屬表現出最佳的一面」、為組 織外部利害關係人創造價值的例題如：「這位主管鼓勵員工投入工作以外的 社會服務與志工活動」。

進一步為了確立主管僕人領導的二階構念，以假設驗證之樣本(N=178)進行 二階驗證性因素分析，結果顯示，由14 個題項構成的 7 個一階變項，再向 上所組合成的整體僕人領導量表，其各項指標均達可接受範圍(χ2

[df=56]=129.84、χ2/df=2.32, SRMR= .044, CFI= .95, NNFI= .91,

RMSEA= .086)，且與其相對應之觀察變項的因素負荷量均達顯著水準，各 潛在變項之平均抽取變異量(AVE)亦高於 .50 水準，符合 Fornell 與 Larcker (1981)提出之判準，顯示這些衡量題項可反映與對應之潛在變項，具有解 釋力。

4. 正向心理資本(positive psychological capital)。本研究採用 Luthans 等人 (2007)所發展的正向心理資本問卷(PsyCap questionnaire, PCQ)，四個子構 面，每個子構面各以六個題項衡量，共24 題，其中第 13、20、23 題為反 向計分題。自我效能的題項如：「與管理層開會時，我有信心能清楚陳述自 己工作職掌內的事情」與「我相信自己能在工作職掌內設定目標」、希望的 題項如：「我認為自己目前在工作上相當成功」與「萬一我發現自己陷入工 作的困境，我能想出很多辦法來擺脫」、復原力題項如：「我很難從工作中

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的挫折裡恢復，無法繼續向前邁進(反向計分題)」與「我通常對工作中的 壓力能泰然處之」、樂觀例題如：「我對自己的工作總是看到光明的一面」

與「當事情註定會出錯時，即使我再有智慧地來處理，結局仍然如此 (R)」。由於正向心理資本屬於狀態的特性，因此較易於改變與發展，因此 依循Luthans 等人(2007)的建議，於指導語部分請受試者針對「目前」與問 項所描述的情況進行評估。雖然正向心理資本為二階架構的變數，意即核 心概念(正向心理資本)下有四個子構面(自我效能感、希望、樂觀與復原 力)，但 Luthans 等人(2007)的研究證實，以較高層次的因素架構(higher-order factor structure)是恰當的，除了有心理計量證據的支持外，過去的研 究亦指出，正向心理資本的核心概念，相比於內含的四個子構面，更能預 測員工的工作態度、行為與表現(如：Luthans, et al., 2007; Luthans, et al., 2005; Sweetman, et al., 2011)，因此，本研究以 24 題問項之加總平均數代表 此變數之綜合評分，分數越高代表受試者自我評估之正向心理資本越高。

進一步為了確立正向心理資本的二階構念，以假設驗證之樣本(N=222)進行 二階驗證性因素分析，結果顯示，由24 個題項構成的 4 個一階變項，再向 上所組合成的整體正向心理資本量表，其各項指標均達可接受範圍(χ2 [df=246]=615.95、χ2/df=2.50, SRMR= .073, CFI= .80, NNFI= .78,

RMSEA= .092)，且與其相對應之觀察變項的因素負荷量均達顯著水準，各 潛在變項之平均抽取變異量(AVE)亦高於 .50 水準，符合 Fornell 與 Larcker (1981)提出之判準，顯示這些衡量題項可反映與對應之潛在變項，具有解 釋力。

5. 角色內與角色外工作行為(in-role and extra-role behaviors)。本研究採 Van Dyne 與 LePine (1998)所發展的量表，包含為三個構面：助人行為(helping behaviors)、建言行為(voice behaviors)、以及角色內工作行為(in-role behaviors)。其中，助人行為以七個題項衡量，例題如：「這位部屬會自願 為團隊/部門做事」與「這位部屬會願意為了團隊/部門的益處而去幫助團 隊成員」；建言行為以六個題項衡量，例題如「對於影響團隊/部門的議

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題，這位部屬會提出建議」與「即使團隊/部門中其他人的意見與這位部屬 不同，這位部屬也會與其他人溝通，表達自己的意見」；角色內工作行為以 四個題項衡量，例題如：「這位部屬能夠善盡責任，完成工作要求中的特定 事項」與「這位部屬能善盡預期中與工作相關的職責」。

以七個題項衡量角色內工作行為，例題如「我的這位同事能夠將分派的任 務做好」與「我的這位同事能夠善盡責任，完成工作說明書中規範的事 項」。此變數由受試者的同事評價受試者，以各題項的加總平均數代表此 變數之綜合評分，分數越高代表受試者之角色內行為程度越高。

6. 主觀幸福感(subjective well-being)。本研究採 Zheng 等人(2015)所編製的

「員工幸福感量表」(employee well-being scale)，有三個子構面，分別為生 活幸福感、工作幸福感、與心理幸福感，每個子構面有六題，共計十八 題。例題如「我對自己的生活感到滿意」與「我對從目前工作中獲得的成 就感到滿意」。Zheng 等人(2015)透過統計方法與實證研究證實，在運用此 概念進行研究時，宜將三個子構面視為一個更高層次、整體性的員工幸福 感，因此本研究遵循其建議，以各題項加總的平均數代表此變數之綜合評 分，分數越高代表受試者之幸福感受程度越高。

進一步為了確立主觀幸福感的二階構念，以假設驗證之樣本(N=178)進行二 階驗證性因素分析，結果顯示，由18 個題項構成的 3 個一階變項，再向上 所組合成的整體主觀幸福感量表，其各項指標均達可接受範圍(χ2

[df=132]=402.51、χ2/df=3.04, SRMR= .078, CFI= .85, NNFI= .82,

RMSEA= .110)，且與其相對應之觀察變項的因素負荷量均達顯著水準，各 潛在變項之平均抽取變異量(AVE)亦高於 .50 水準，符合 Fornell 與 Larcker (1981)提出之判準，顯示這些衡量題項可反映與對應之潛在變項，具有解 釋力。

7. 控制變項。為了排除可能會影響到研究結果之因素，本研究將控制五個變 項：主管性別、員工性別、員工年資、員工與主管共事時間以及主管轉化

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型領導。首先，在人際互動的過程中，對方的性別，會影響到彼此互動的 型態與頻率(Smith, 1998; Tajfel & Turner, 1986)，因此當探討議題針對主管 的領導方式對員工的影響時，需進一步加以控制，而本研究以虛擬變數做 統計上的處理，以「1」代表男性、「2」代表女性。接著，我們以員工實際 年資來計算其年資以及與主管共事時間。

最後，本研究為了使研究結果能更純粹的比較出主管僕人領導對員工的影 響，因此控制主管轉化領導的效果，採用Rafferty 與 Griffin (2004)所發展 的量表，包含了願景(vision)、鼓舞式的溝通(inspirational communication)、

智能激發(intellectual stimulation)、支持性領導(supportive leadership)、以及 個人認可(personal recognition)五個次構面，共計十五題，每個次構面各三 題。其中，願景的例題如：「這位主管清楚了解團隊/部門的未來發展方 向」、鼓舞式的溝通例題如：「這位主管會說一些讓員工以公司為榮的事 情」、智能激發的例題如：「這位主管會促使我去用新的方法思考舊問題」、 支持性領導的例題如：「這位主管在採取行動前會考量我的個人感受」、個 人認可的例題如：「這位主管會對我在工作上的進步予以肯定」。

進一步為了確立轉化型領導的二階構念，以假設驗證之樣本(N=178)進行二 階驗證性因素分析，結果顯示，由15 個題項構成的 5 個一階變項，再向上 所組合成的整體轉化型領導量表，其各項指標均達可接受範圍(χ2

[df=80]=221.22、χ2/df=2.77, SRMR= .047, CFI= .94, NNFI= .92,

RMSEA= .091)，且與其相對應之觀察變項的因素負荷量均達顯著水準，各 潛在變項之平均抽取變異量(AVE)亦高於 .50 水準，符合 Fornell 與 Larcker (1981)提出之判準，顯示這些衡量題項可反映與對應之潛在變項，具有解 釋力。

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