第四章 研究結果
第二節 結構方程模式分析結果
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第二節 結構方程模式分析結果
一、模式整體模式適配度
為進一步檢驗研究假設，本研究以結構方程模式進行測量模式的適配度檢驗，
以驗證假設模式的建構效度。本研究之架構為包含了一個獨變項、一個中介變項、
三個效標變項與兩個調節變項的七因子假設模式，為了確認各變項之間具有區辨 效度，本研究也將模式中的因子進行合併，一次合併兩個因子，形成不同的替代 模式，涵原本的假設模式進行適配度比較與卡方差異檢定，若假設模式適配度較 佳，則表七個因子之間具有區辨效度。為達到較穩定的參數估計與較佳的適配度，
本研究透過 Little、Cunningham、Shahar 與 Widaman（2002）所提出的統計做法，
對各個測量構念進行題項包裹（item parceling），除了組織誘因根據原始理論以 兩個向度之平均進行包裹之外，每個變項都依據題項因素負荷量的高低平進行分 組，取其平均形成三個包裹，再進行假設模式與替代模式之比較。
為比較上評與自評之差異，本研究分別進行當上評能幹程度與自評能幹程度 為獨變項時的假設模式檢驗，並依據表 5 的指標進行評估，以及卡方差異檢定。
如表 16 所示，不論是以上評能幹程度或是自評能幹程度做為獨變項，假設模式 適配度都十分良好（χ2 = 180.71, p <.05, df = 149, NFI = .93, CFI = .99, IFI = .99, RMSEA = .04; χ2 = 188.61, p <.05, df = 149, NFI = .93, CFI = .98, IFI = .98, RMSEA
= .04），而將兩種假設模式與其他六個替代模式進行卡方差異檢定，亦都達到顯 著水準，顯示不論以上評能幹程度或是自評能幹程度做為獨變項，七個變項間均 具有良好的區辨效度。
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表 16
假設模式之模式比較
因子數 χ2 df
Δ
χ2 CFI NFI IFI RMSEA假設模式 7 180.71*(188.61*) 149(149) .99(.98) .93(.93) .99(.98) .04(04) 替代模式一 6 339.86***(344.14***) 155(155) 159.15***(155.53***) .93(.92) .88(.87) .93(.93) .08(.09) 替代模式二 5 690.96***(529.16***) 161(160) 510.25***(340.55***) .79(85) .75(.80) .79(.85) .14(.12) 替代模式三 4 802.43***(821.14***) 164(164) 621.72***(632.53***) .75(.74) .70(.69) .75(.74) .15(.15) 替代模式四 3 1,129.01***(1,176.00***) 167(167) 948.30***(987.39***) .62(.59) .58(.56) .62(.60) .19(.19) 替代模式五 2 1,268.25***(1,521.91***) 169(169) 1,087.54***(1,333.30***) .56(.46) .53(.43) .57(.46) .20(.22) 替代模式六 1 2,081.47***(1,787.07***) 170(160) 1,900.76***(1,598.46***) .24(.35) .23(.33) .25(.36) .26(.24) 註：括弧外為上評能幹程度為獨變項時的假設模式數據，括弧中為自評能幹程度為獨變項時的假設模式數據。替代模式一至六之合併順序
為：將兩調節變項合併、將將一般心理健康與主觀幸福感合併、將三效標變項合併、將三效標變項與中介變項合併、將兩調節變項與 獨變項合併、將全部變項合併。
*p < .05. ** p < .01. ***p < .001。
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二、直接效果與間接效果檢驗
確認各變項之間存在區辨效度後，本研究使用 SEM 中的結構模式進行直接 效果與間接效果的假設檢驗，以推論潛在變項之間的因果關係。如圖 4 所示，本 研究假設能幹程度會影響工作過荷，而工作過荷又會中介能幹程度與情緒耗竭、
主觀幸福感以及一般心理健康之間的關聯，並分別以上評能幹程度與自評能幹程 度為獨變項建立結構模式，其中自評能幹程度結構模式之數據顯示在括弧內，同 時並對照表 5 之指標進行適配度檢驗，結果顯示兩個結構模式的適配度指標皆尚 可（χ2 = 214.50, p <.001, df = 86, NFI = .89, CFI = .93, IFI = .93, RMSEA = .09; χ2 = 246.91, p <.001, df = 86, NFI = .88, CFI = .92, IFI = .92, RMSEA = .11），顯示兩個 結構模式都大致可以解釋觀察資料的實際情況。
圖 4 完全中介結構模式
註：括弧外的值為上評能幹程度結構模式之數據，括弧中的值為自評能幹程度 結構模式之數據。
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圖 5 部分中介結構模式
註：括弧外為上評能幹程度為獨變項時的標準化係數，括弧中為自評能幹程度 為獨變項時的標準化係數。
分析結果呈現如表 19 所示，不論以上評能幹程度還是自評能幹程度做為獨 變項，部分中介結構模式的適配度皆良好（χ2 = 206.47, p <.001, df = 83, NFI = .90, CFI = .94, IFI = .94, RMSEA = .09; χ2 = 203.29, p <.001, df = 83, NFI = .90, CFI = .94, IFI = .94, RMSEA = .09），且似乎比完全中介模式表現更加。其中上評能幹程度 依然無法透過工作過荷影響職場心理健康，對情緒耗竭與一般心理健康也沒有直 接效果存在，但卻發現對主觀幸福感有顯著的正向影響（β = .21, p < .05），顯 示主管越認為部屬能幹，並不會導致工作過荷，卻可能使部屬的幸福感提升；而 自評能幹程度也同樣發現對主觀幸福感有顯著的正向影響（β = .50, p < .05），
顯示認為自己能幹的部屬不會因為工作過荷程度的增加而降低幸福感，反而會透 過其他路徑來提升幸福感，除此之外，儘管工作過荷在自評能幹程度到情緒耗竭 與一般心理健康的間接效果皆達顯著（β = .34, p < .001；β = .20, p < .001），
但自評能幹程度對情緒耗竭與一般心理健康亦都具有顯著且負向的直接效果（β
= -.23, p < .01；β = -.32, p < .01），顯示雖然能幹程度會透過工作過荷導致情緒
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