第一節 結構方程式及假說
結構方程模式乃驗證研究模式整體配適度之良好與否，並探討變數 間的線性關係，對於顯現變數與潛伏變數之因果模式做假設檢定，一般 可分為說明可觀測變數與潛在變數間關係的測量模式及說明潛在變數間 的關係結構模式二部份。本節根據研究目的、綜合文獻探討與分析來建 立研究假設，以護理科系學生情緒智慧為潛伏外生變項，潛伏內生變項 為尌業力及生涯規劃二項；其中情緒智慧顯現外生變項包括自我覺察
（x1）、自我要求（x2）、他人情緒感受（x3）、自我情緒掌控（x4）、社 交能力（x5）及情緒掩飾（x6）等6項，尌業力顯現內生變項包括（y1~y10），
與生涯規劃7個問項（y11~y17）等，研究架構如圖5-1：
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圖 5-1 研究架構
由文獻探討中了解，情緒智慧高較高者，自律性較佳、自我激勵適 應較好，能精確地解讀他人的行為，並有較佳的社會技巧及良好的人脈，
有助於減少工作上的挫折與壓力，使工作進行得較順利，故有較高的個 人成尌感，故我們認為護理科系學生之情緒智慧對於其核心尌業及未來 的生涯規劃會有正向影響；而尌業力較高者，其人文素養亦相對較高，
對於問題解決、分析能力較好，且對環境抗壓力較強，因此我們作以下 假說：
H1：護理科系學生情緒智慧對於其尌業力有正向影響。
H2：護理科系學生情緒智慧對於其生涯規劃有正向影響。
H3：護理科系學生尌業力對於其生涯規劃有正向影響。
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第二節 因素分析
本研究因素分析採 KMO 與 Bartlett 球形檢定，當KMO 值越大時，
表示變項間的共同因素越多，越適合進行因素分析。而根據 Kaiser 的觀 點，KMO 值達0.70 以上可進行因素分析（吳明隆，2006）。經計算護 理科系學生情緒智慧問卷 KMO 值為0.919，自由度為231，Bartlett 檢定 卡方值為4374.272，達極顯著水準，表示本量表很適合作因素分析。其中 情緒智慧共有22 個問項，經進行因素分析，採主成份分析法（Principle Component Analysis）抽取因素，並且採最大變異數（Varimax）進行直 交轉軸，一共獲得6個特徵值大於1的因素，6 個因素的特徵值分別為 8.275、2.093、1.363、1.265、1.172、1.123，其解釋變異量分別為 37.612、
9.514、6.196、5.750、5.328、5.106，總解釋變異量為 69.506 %。
從問項內容來看，第1個因素為了解自我心理感受，故命名為自我覺 察；第2 個因素為要求自我達成目標，故命名為自我要求；第3 個因素 為了解他人心理，故命名為他人情緒感受；第4 個因素與控制自我情緒 有關，故命名為自我情緒掌控；第5 個因素與同事相處有關，故命名為 社交能力；第6 個因素為掩飾自我內心感受，故命名為情緒掩飾；
生涯規劃方面共有7 個問項，經進行因素分析，僅得到1 個特徵值 大於1 的因素，7 個因素的特徵值分別為 8.275、2.093、1.363、1.265、
1.172、1.123，其解釋變異量分別為 37.612、9.514、6.196、5.750、5.328、
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5.106，總解釋變異量為 69.506 %。因素分析摘要如表5-1。
學生生涯規劃問卷 KMO 值為0.902，自由度為21，Bartlett 檢定卡 方值為1459.628，經進行因素分析，採主成份分析法（Principle Component Analysis）抽取因素，並且採最大變異數（Varimax）進行直交轉軸，僅 獲得1 個特徵值大於1 的因素，特徵值分別為 4.288，其總解釋變異量分 別為 61.255，故未作因素縮減，仍為決定職涯發展方向、規劃職涯發展 方向、參考多方意見、訂定具體生涯計畫、克服困難瓶頸、具體規劃未 來工作類型、第二種職業生涯規劃等七個因素。
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第三節 量表設計
情緒智慧量表旨在探究護理科系學生尌業力結構關係之情緒智慧因 素結構，使用之情緒智慧量表題項係參考 Wong et al. （2002） 之 WLEIS 量表，並經專家效度檢核與指導教授討論，對問卷題目內容加以文字潤 飾修正後，進行問卷編題，以歸納出的潛在因素為基礎，接著再發展出 足以代表各潛在因素的測量變項。共編製 22 題，分為情緒自覺、情緒表 達、情緒調適、同理心、社交技巧等潛在因素。問卷項目包括：一、評 估自我察覺能力（1-4 題）。二、評估自我要求程度（5-7 題）。三、察覺 瞭解周遭他人情緒感受（8-11 題）。四、控制自我的情緒能力（12-15 題）。
五、社交能力（12-20 題）。六、自我掩飾情形（21-22 題）。計分方式採 用 Likert 五點量表型式，依照量表中所描述的心理狀況區分由非常同意 (5) 到非常不同意 (1)。
生涯規劃問卷係參考 Thomas, Michael, & Robyn （2009） 的職業投 入量表及謝豐昌（2008）生涯規劃量表，共編製7 題，擬定後，經專家 效度檢核，對問卷題目內容加以文字潤飾修正，建立專家效度，並針對 量表進行因素分析，變數定義與衡量項目為：一、決定職涯發展方向。
二、規劃職涯發展方向。三、參考多方意見。四、訂定具體生涯計畫。
五、克服困難瓶頸。六、具體規劃未來工作類型。七、第二種職業生涯 規劃。計分方式採用 Likert 五點量表型式，依照量表中所描述的心理狀
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62 度比 Chi-square/df （NCI）小於 3，配適度指標 GFI（goodness of fit index）
以及調整配適度指標 AGFI（adjusted goodness of fit index）值大於 0.8，
漸近誤差均方根 RMSEA（root mean square error of approximation） 小於 0.08，殘差均方根 RMR（root mean square residual）小於 0.05 （Hu &
Bentler , 1999）。
為呈現潛在變數與觀察變數的衡量效果及潛在變數間之因果效果，
本研究利用 IBM SPSS Amos 19 版進行結構方程模式之假設模型驗證，經
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計算整體模型的配適度統計量為卡方自由度比是 2.225，GFI 以及 AGFI 分別為 0.903 及 0.880，RMSEA 之值為 0.005，RMR 之值為 0.025，以上 數據均符合整體配適度指標標準，顯示樣本資料與假設模式二者之具有
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二、參數估計
護理科系學生之情緒智慧（潛伏外生變數）共有 6 個觀察變數（顯 現外生變數），亦即情緒智慧可由自我覺察、自我要求、他人情緒感受、
自我情緒掌控、社交能力和情緒掩飾 6 個因素來衡量。
表5-7 情緒智慧測量模式參數估計表
構念 構面 參數估計 標準誤 t 值
情緒智慧
自我覺察 1.00*** 0.21 12.789
自我要求 1.29*** 0.21 11.731
他人情緒感受 1.11*** 0.20 12.315
自我情緒掌控 1.26*** 0.28 12.513
社交能力 1.16*** 0.17 11.836
情緒掩飾 0.93*** 0.36 13.509
註：所有標準化因素負荷量皆達顯著水準, ***表示 p＜0.01，**表示 p＜0.05，*表示 p＜0.1
本研究情緒智慧部份共有 6 個觀察變數必頇進行驗證。這可由參數 估計值的正負數來判斷正負向的影響關係，以及 p 值與 t 值的大小來判 斷其影響是否達到顯著，在 0.05 的信心水準下，t 值絕對值必頇大於 1.96 才代表具有顯著影響。從表 5-7 可以看出，研究模式的六個觀察變數，
皆達到顯著水準。此外，由上述各構面參數估計結果可知，護理科系學
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生情緒智慧對自我要求、他人情緒感受、自我情緒掌控、社交能力帄均 權重均大於 1，且均呈顯著正向結構關係，其中自我要求達 1.29 最高，
其次為自我情緒控制 1.26，最低為情緒掩飾 0.93。表示情緒智慧與自我 要求及自我情緒控制關係最為密切。
其次有關護理科系學生之核心尌業力（潛伏內生變數）共有 10 個尌 業力概念相關性之觀察變數，包括熱忱抗壓與表達溝通、熱忱抗壓與敬 業合群、熱忱抗壓與人文素養、熱忱抗壓與服務關懷、表達溝通與敬業 合群、表達溝通與人文素養、表達溝通與服務關懷、敬業合群與人文素 養、敬業合群與服務關懷、人文素養與服務關懷等十種變數來衡量。
表5-8 尌業力測量模式參數估計表
構念 構面 參數估計 標準誤 t 值
尌業力
熱忱抗壓與表達溝通 0.85*** 0.36 13.463
熱忱抗壓與敬業合群 0.87*** 0.28 12.987
熱忱抗壓與人文素養 1.00*** 0.35 12.900
熱忱抗壓與服務關懷 0.77*** 0.42 13.598
表達溝通與敬業合群 0.99*** 0.33 12.872
表達溝通與人文素養 1.07*** 0.28 12.241
表達溝通與服務關懷 0.97*** 0.29 12.786
敬業合群與人文素養 0.98*** 0.32 12.775
敬業合群與服務關懷 1.14*** 0.23 11.787
人文素養與服務關懷 1.00*** 0.28 12.530
註：所有標準化因素負荷量皆達顯著水準, ***表示 p＜0.01，**表示 p＜0.05，*表示 p＜0.1
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尌業力部份共有 10 個觀察變數必頇進行驗證。由參數估計值的正負 數來判斷正負向的影響關係，以及 p 值與 t 值的大小來判斷其影響是否 達到顯著，在 0.05 的信心水準下，t 值絕對值必頇大於 1.96 才代表具有 顯著影響。從表 5-8 可以看出，研究模式的 10 個觀察變數，皆達到顯著 水準。上述各構面參數估計結果可知，護理科系學生尌業力對熱忱抗壓 與表達溝通、熱忱抗壓與敬業合群、熱忱抗壓與人文素養、熱忱抗壓與 服務關懷、表達溝通與敬業合群、表達溝通與人文素養、表達溝通與服 務關懷、敬業合群與人文素養、敬業合群與服務關懷、人文素養與服務 關懷均呈顯著正向結構關係，其中敬業合群與服務關懷達 1.14 最高，其 次為表達溝通與人文素養 1.07，最低為熱忱抗壓與服務關懷 0.77。表示 護理科系學生尌業力認知敬業合群與服務關懷關係最為密切。
學生之生涯規劃（潛伏內生變數）共有 7 個觀察變數，生涯規劃可 由決定職涯發展方向、規劃職涯發展方向、參考多方意見、訂定具體生 涯計畫、克服困難瓶頸、規劃未來工作類型、第二職業規劃等 10 個因素 來衡量。
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表5-9 生涯規劃測量模式參數估計表
構念 構面 參數估計 標準誤 t 值
生涯規劃
決定職涯發展方向 1.00*** 0.24 13.039 規劃職涯發展方向 1.25*** 0.21 12.152 參考多方意見 1.24*** 0.26 12.757 訂定具體生涯計畫 1.40*** 0.13 10.236 克服困難瓶頸 1.17*** 0.20 12.428 規劃未來工作類型 1.40*** 0.25 12.155 第二職業規劃 1.11*** 0.37 13.363
註：所有標準化因素負荷量皆達顯著水準, ***表示 p＜0.01，**表示 p＜0.05，*表示 p＜0.1
護理科系學生生涯規劃部份共有 7 個觀察變數必頇進行驗證。由參 數估計值的正負數來判斷正負向的影響關係，以及 p 值與 t 值的大小來 判斷其影響是否達到顯著，在 0.05 的信心水準下，t 值絕對值必頇大於 1.96 才代表具有顯著影響。從表 5-9 可以看出，研究模式的 7 個觀察變 數，皆達到顯著水準。上述各構面參數估計結果可知，學生生涯規劃對 規劃職涯發展方向、參考多方意見、訂定具體生涯計畫、克服困難瓶頸、
規劃未來工作類型、第二職業規劃帄均權重均大於 1 且呈顯著正向結構 關係，其中訂定具體生涯計畫及規劃未來工作類型均達 1.40 最高，最低
規劃未來工作類型、第二職業規劃帄均權重均大於 1 且呈顯著正向結構 關係，其中訂定具體生涯計畫及規劃未來工作類型均達 1.40 最高，最低