結構方程模式

第三節 結構方程模式

本研究使用結構方程模式來驗證理論模式之配適度，根據Bagozzi and Yi (1988) 提到，可從基本的適配標準(Preliminary Fit Criteria )、整體模式適配度(Overall Model Fit)及模式內在結構適配度(Fit of Internal Structure of Model)三方面來評 量，並作相關說明。

一、整體結構方程模式分析結果

本研究之適配度分析，主要依據學者所提出之適配度指標，以判定假設模型 和實際資料之適配程度，分析項目包括卡方值、適配度指標GFI、比較適配度指標 CFI以及殘差均方根指數RMR，增值規範適配指標IFI、非規範適配指標NNFI、簡 約適配度指標PGFI、簡約後規範適配度指標PNFI、簡約後適配度指標PCFI。

Bagozzi and Yi (1988)提出，卡方值容易受樣本數大小所影響，因此建議需將 樣本大小的問題加以考量，並建議以卡方值與其自由度之比值來檢定模式配適 度，其值應該愈小越好，並建議值不要超過 3。由表 4-9可得知本研究之此值為 1.817，小於建議值 3，故本研究之卡方值達建議之標準。

GFI 為衡量理論模式所能解釋的變異數與共變異數的量，值介於 0~1 之間，

此值越大表示適配度愈佳，建議值為GFI 大於 .90（Bentler, 1983）。由表4-9 可得 知本研究之GFI 為 .910，達建議值之標準；RMR為測量殘差之平均數，當數據與 模式一致時，殘差會越接近0，故此值越接近0，表示模式配適度愈佳，通常採 RMR 小於 .05 之建議值。本研究之 RMR為 .036，故為可接受之範圍。比較適配度指 標CFI，通常採 CFI值大於 .9之建議值，本研究之 CFI為 .929，故為可接受之範 圍。增值規範適配指標IFI採大於 .9之建議值，本研究之 IFI為 .93，故為接受之範 圍。非規範適配指標NNFI採值大於 .9之建議值，本研究之 NNFI 為.918 ，亦為 可接受之範圍。簡約適配度指標PGFI採值大於 .5 之建議值，本研究之 PGFI 為.710，故為可接受之範圍。簡約後規範適配度指標PNFI採值大於 .5之建議值，

本研究之 PNFI為 .74，為可接受之範圍。、簡約後適配度指標PCFI採PCFI值大 於 .5之建議值，本研究之PCFI為 .802，為可接受之範圍。

根據上述各表之數值呈現及說明在多數指標均符合標準的情形下，此量表具 效度。

表4-4

整體模式配適度評估指標數值整理

評估指標 本研究結果 建議值

χ2 /df 卡方值 1.817 ＜ 3

GFI .910 ＞0.9

CFI .929 ＞0.9

IFI .93 ＞0.9

NNFI .918 ＞0.9

RMR .036 ＜0.05

PGFI .710 ＞0.5

PNFI .74 ＞0.5

PCFI .802 ＞0.5

二、模式係數估計值

本研究透過結構方程模式對本研究之各構面進行整理驗證，包含主管魅力領 導、員工當責、賦權、組織績效等四個構面。經結構方程模式分析結果本研究其 各種係數之估計值及詳細數值如表4-10所示。

表4-5 路徑分析

參數 標準化估計值(β) C.R.

(t 值) P 當責<---主管魅力（H1） .508 10.358 ***

賦權<---主管魅力（H2） .460 9.114 ***

組織績效<---主管魅力（H3） .261 5.076 ***

組織績效<---賦權（H4） .439 7.638 ***

組織績效<---當責（H5） .095 1.604 .109

註:^＊＊＊ p<.001

主管魅力

領導 員工當責

賦權 組織績效

.261

.439

.095 .508

.460

圖 4-1 本研究之結構方程模式路徑係數

研究假設之檢定結果如表4-6 所示。茲將本研究之驗證，分述如下。

表4-6

假設路徑之關係與檢定結果

假設： 是否成立

H1、魅力領導人會正向影響員工當責態度。 成立

H2、魅力領導人會正向影響賦權行為。 成立

H3、 魅力領導人會正向影響組織績效。 成立

H4、領導人的賦權程度愈高，則組織績效越好。 成立

H5、 員工的當責對組織績效的影響是正向顯著的。 不成立

1. 假設一：H1、魅力領導人會正向影響員工當責態度。本項目的在考驗假設 H1、

魅力領導人會正向影響員工當責態度。驗證結果如下：

魅力領導人對員工當責態度是具正向影響關係(H1)，其路徑值為.508，t=

10.358, p <.001，達正向顯著標準，表示魅力領導人對員工當責態度扮演著重要的 正向影響關係。

2. 假設二：H2、魅力領導人會正向影響賦權行為。

本項目的在考驗假設 H2：魅力領導人對賦權行為是否具有顯著的影響。

，驗證結果為： 魅力領導人對賦權行為(H2)，路徑值為.46，t＝9.114, p < .001，

達正向顯著標準，表示魅力領導人對賦權行為具有正向影響。

3. 假設三：H3. 魅力領導人會正向影響組織績效。

本項考驗假設魅力領導人會正向影響組織績效（H3.）。其驗證結果為：路徑 值為 .261，t= 5.076, p＜ .001，達正向顯著標準，表示魅力領導人會正向影響組織 績效。

4. 假設四：H4、領導人的賦權程度愈高，則組織績效越好。

本項考驗假設領導人的賦權程度愈高，則組織績效越好。具正向影響關係。其 驗證結果為：領導人的賦權程度愈高，則組織績效越好具正向影響關係(H4)，路 徑值為 .439，t= 7.638, p < .001，達顯著水準，表示領導人的賦權程度愈高，則組 織績效越好有著正向影響關係。

5. 假設五：H5、員工的當責對組織績效的影響是正向顯著的。

本項目的在考驗假設 H5. 員工的當責對組織績效的影響是正向顯著的。驗證 結果為：路徑值為 .095，t=1.604, p ＞ .001，未達正向顯著標準，表示員工的當 責對組織績效的影響是不具正向顯著。

第五章 研究結論與建議

本研究參考國內外文獻建構魅力領導之量表，再對中投地區補習班進行實地 測試，以探討中投地區補習班魅力領導人與賦權、員工當責與組織績效、工作滿 足、組織承諾等各架構對組織績效有何影響。

本研究採立意抽樣法並實地發放，共發出380份問卷，回收有效問卷310份，

有效樣本回收率為81.57%，以結構模式分析法(SEM) 針對回收量表，對於研究模 式及假說，進行資料分析與模型驗證。本節將第四章中分析所得的結果發現，最 為具體的結論與建議，提供給文教業之主管參考。

第一節 研究發現

壹、在量表編製方面

本研究一個學者的文獻基礎所建構的問卷量表，該量表具有良好信度，本研 究信度分析結果除賦權變數之Cronbach’s α值為.433（屬中信度）之外各變數與構 面之Cronbach’s α值均大於 .70，表示本研究個構面的信度皆達可接受水準。平均 萃取變異量在本研究中均已達到 .6 以上，達到標準要求。

貳、實證研究結果 一、各架構之基本統計

文教業主管的魅力領導在心胸開闊、正直誠信、身先士卒、描繪藍圖、有福 同享、鼓舞士氣、教授技巧等七架構之便易量平均值為.926，而以鼓舞士氣及有 福同享最為突出，以教授技巧為較弱表現；當責各構面平均萃取變異量為.661，

而重要順序分別為承擔後果、互相溝通、月考成績、自己負責，由此可知，文教 業的員工較對於當責表現大多認為必須能做到承擔後果及和主管互相溝通以達事 情的圓滿度；賦權各構面之平均萃取變異量為.671，其中以能決定自我工作方式 為主管賦權的最佳表現，由此可知，現在的文教產業對於員工給予極大的自由方 式去發揮自己的教學模式；組織績效各構面之平均萃取變異量為.685，其中以個 人可以感受到工作的成就感最為重要，而建立在家長的口碑重要性最低，教師們 大多可以感受到這個工作所帶來的成就感，但可惜的是只有少數的文教業會用專 業的管理評量模式如KPI進行績效性評估。

二、魅力領導、當責、賦權、組織績效之相關性

（1）魅力領導人與員工當責態度

本研究以魅力領導人的特質從心胸開闊度、正直誠信行為、身先士卒、明訴 願景、凝聚團隊、鼓舞人心到啟迪部屬等面向來檢測魅力領導人對於員工當責態 度是否有顯著影響。結果顯示魅力領導人對於員工當責有顯著且正向的影響，表 示研究假設一受到實証結果的支持。戚樹誠與黃敏萍（1995）指出魅力領導不僅 僅侷限於領導人的獨特人格特質，更是領導者與部屬間互動與相互影響的過程。

並且由研究發現中可知，組織內魅力領導人確實可藉其特色提高員工當責態度。

（2）魅力領導人與賦權行為

Yukl（2002）指出魅力領導者有九項重要的特質和行為，即能建構明確願景、

使用堅強、富情感的溝通方式表達願景、願意冒險和做自我犧牲，以達成願景、

對追隨者表達高的期望、對追隨者表達信心、塑造與願景一致楷模角色的行為、

做領導者的形象管理、建立對團體或組織的認同、對追隨者賦權（吳煥烘，2004）。

而由本研究發現，魅力領導人與賦權行為呈現顯著正相關，並證實當追隨者接受 魅力領導人的賦權觀點時確實可以肯定其工作意義，並認知到工作所帶給個人的 影響力。

（3）魅力領導與組織績效

Day and Lord(1988)回顧領導相關文獻指出：關於組織績效上差異的原因，領 導大約佔了其中20%至 45%的比例。為什麼領導對組織績效如此的重要？領導不 僅可以整合不同的工作活動，協調溝通組織中各個部門，同時亦可監督組織中大 部分行動，並加以控制以免其偏離標準。況且，再多的規章制度也不能取代一個 有經驗、可以快捷且精準地決策的領導者。而從本研究的實証結果中可知，魅力 領導與組織績效間亦呈現一樣的顯著關係，故假設三成立。

（4）魅力領導人的賦權與組織績效

根據學者Cascio (1991) and Flamholtz (1985)的研究指出，投資較好人力資源

管理實務將使組織有較好財務報酬；其中，員工參與、賦權、工作設計等實務都 被廣泛的相信可以改善組織績效。Kirkman & Rosen（1999）指出：賦權於團隊能 提高生產力、主動性、提供較佳的顧客服務。Lawler, Hall & Oldham（1974）也指出：

如果員工被賦予監督品質的責任，團隊成員也會持續地加強自己的技術與知識去 達到產品與服務品質的要求。以上學者的研究均證實了賦權對於各種不同的組織 績效變項產生了相當的效果。而在本研究的實証結果中，賦權行為對於組織績效的 直接關係呈顯著情況，故本研究結果支持假設四的成立。

（5）員工的當責與組織績效之間並無正向影響關係

而從本研究的實証結果中可知，員工當責與組織績效間不呈現顯著關係，故

而從本研究的實証結果中可知，員工當責與組織績效間不呈現顯著關係，故