第三章 研究設計
第四節 結構模式分析
本研究運用結構方程模式，探討整體模型的配適程度，首先確定在 結構模式中所輸出之估計係數無違法估計的情況發生後，在進行下一步 整體模式配適度檢定。一般結構方程模式的路徑分析有兩種應用模型，
觀察變項的路徑分析(path analysis with observed variable, PA-OV)與，潛 在變項路徑分析(path analysis with latent variable, PA-LV)(邱皓政，2003)。
本研究之結構模式探討乃是根據 Anderson 和 Gerbing(1988)及 Williams 與 Hazer(1986)等學者提出的兩階段法的結構方程模式分析：首 先針對各研究構面及其衡量題項進行 Cronbach’s α 係數分析及驗證性 因素分析，瞭解各構面的信度、收斂效度及區別效度；第二階段為將多 個觀察題項縮減為少數或單一的衡量指標，再運用結構方程模式加以分 析，以驗證研究中的各項假說檢定。
採用兩階段分析法的優點在於將測量模式與結構模式加以區隔，避 免研究者無法確定檢定結果的不顯著，究竟是測量模式的問題還是構念 間關係的問題。由於在本章第三節已運用了驗證性因素分析進行變數縮 減及檢測量表的信效度，在此不再贅述，因此本節將以潛在變項路徑分 析(PV-LV)進行結構模式的檢驗。
一、結構模式發展
由第三節信度與效度分析的結果可知，本研究各構面的信度、收斂 效度及區別效度均已達一定的水準值，故以單一衡量指標取代多重衡量 指標應具可行性。
因此本研究在員工企業社會責任知覺、組織承諾、離職傾向的測量 模式上，由第一階段構面作為第二階段變項的多重衡量指標模式。如此 一來將可以有效地縮減衡量指標的數目，使整體模式的衡量在執行分析 時更為可行。以下則分別說明本研究中所界定的外衍變項與內衍變項。
(一) 外衍變項：表示在模式當中不受任何其他變項影響，但影響他 人的變項(黃芳銘，2006)。
1. 觀察變項：在本研究中有四個外衍觀察變項，分別為「經濟 責任」、「法律責任」、「道德責任」與「自發責任」。此四個觀 察變項則是分別由不同的問題所組成的組合變項。
2. 潛在變項：本研究之外衍潛在變項則只有一個，即「員工企 業社會責任知覺」，由上述所提到之四個外衍觀察變項所建 構。
(二) 內衍變項：是指模式中會受到任何一個其他變項影響的變項，
也就是徑路圖中會受到任何一個其他變項以單箭頭指涉的變 項(黃芳銘，2006)。本研究中內衍變項依照因果關係分為兩類，
其一是作為中介機制的中介變項，即本研究中的「組織承諾」。
另一類為結果變項，則是本研究中的「離職傾向」。其內衍的 觀察變項，分別敘述如下。
1. 中介變項：本研究的「組織承諾」潛在變項是由兩個觀察變 項所組成的，分別為「價值承諾」與「努力承諾」。而此兩個 觀察變項則分別由六個與三個題項所構成。
2. 結果變項：本研究的結果變項為「離職傾向」，是由四個題項 所組成的組合變項。
本研究之理論模式如圖 4-9 所示，潛在變項以橢圓形來表 示，觀測變數則以矩形來表示。
(虛線表示理論假設關係為負向) 圖4-9 結構模式與參數結構
ξ1 員工企業 社會責任知覺
η1 組織承諾
X3 X2 X1
X4
λ1
λ3
λ4 λ2
λ7
Y1
Y2 λ5
η2 離職傾向
Y3 λ6 γ11
γ21
β21
ε1
ε2
ε3 δ3
δ2
δ4 δ1
二、參數估計
依據 Hair、Anderson、Tatham 與 Black (1998)之建議，在進行整體 配適度估計前，須先進行參數估計的檢查，也就是否檢查有參數出現違 反估計的現象。可能出現的情形有三，(1) 有無負的誤差變異數存在，
若其值為負數，表示違反估計，因為此時的R2值為大於1，是不合理的 參數；(2) 標準化參數估計值是否超過或非常接近 1，通常可被接受的門 檻是 0.95；(3) 是否有太大的標準誤存在。
經過 LISREL 分析結果如表 4-13 所示，(1) 所有參數中並無負的誤 差變異數存在，未發生違反估計。(2) 標準化參數估計值未超過 1 或接 近1，接在 0.95 的門檻以下，其數值之絕對值在 0.20 至 0.91 之間，鑑 特別的是，由於 η2離職傾向是完全由一個觀察變項是預測，因此無法估 計相對應的測量誤差，所以必須設其測量誤差為0，表示觀察變項 Y3 的變異可以完全由內衍的潛在變項「η2離職傾向」來解釋，因此其標準 化參數估計值為1。(3) 無太大的標準誤出現。
另外各估計的顯著考驗，從下表的t 值來看皆達顯著水準(t 值絕對 值大於1.96)，表示模式的內在品質佳。經由上述的參數估計的檢驗，未 發現違反估計的情況，表示本模式的基本配適度亦佳。
表4-16 整體模式參數估計表 參數 非標準化參數
估計值 t-value 標準誤 標準化參數估 計值
γ11 0.64 8.98*** - 0.64
γ21 -0.20 -2.23* - -0.20
β21 -0.30 -3.28** - -0.30
λ1 0.40 10.02*** 0.60 0.64
λ2 0.50 13.84*** 0.35 0.81
λ3 0.49 15.72*** 0.23 0.88
λ4 0.42 12.69*** 0.42 0.76
λ5 0.52 - 0.17 0.91
λ6 0.53 12.41*** 0.27 0.85
三、整體配適度考驗
整體模式配適度指標，又稱為模式外在品質的評估。所有 LISREL 的輸出報表中，均會呈現整體模式配適度的指標值，這些指標值乃是根 據實際資料得到的相關系數矩陣或是變異數矩陣，與假設理論模式推導 出來的相關係數矩陣或變異數矩陣的差異，所估算出來的。而本研究的 分析結果如表 4-17 所示。
檢定結果中，χ2值等於 16.09，在自由度為 12 時，顯著性考驗的機 率值 p =0.1874，大於 0.05，未達顯著水準。在結構方程式中，較特別的 一點是，研究者並不期望研究假設被推翻，也就是接受虛無假設，表示 研究者收集的資料與預先設定好的假設模式具有一致性(高美玲、葉美 玲，1999)。其次由其他的配適指標來看：GFI= 0.98、AGFI= 0.95、NFI=
0.98、NNTI= 0.99、CFI= 0.99，達到適配標準 0.9 以上，而 RMSEA= 0.039，
其值小於 0.05，表示配適度非常優良。以上皆顯示本研究假設模式的整 體模式的配適度相當良好。
表4-17 整體配適度考驗
配適指標 標準 結果
χ2 越小越好 16.09
P > 0.05 0.1874
df - 12
χ2/df < 3 1.3408
RMSEA < 0.08 0.039
GFI > 0.9 0.98
AGFI > 0.9 0.95
NFI > 0.9 0.98
NNFI > 0.9 0.99
CFI > 0.9 0.99
四、徑路分析
本研究主要的理論建構，認為員工的企業社會責任知覺，會對員工 的組織承諾、與離職傾向造成影響。而且組織承諾又扮演了中介的角 色，影響員工企業社會責任的知覺對員工離職傾向的效果。以下將分別 探討各潛在變項間的影響效果分析與中介效果的驗證。
(一) 變數間的效果分析
表 4-14 為一個外衍變項(員工企業社會責任知覺)與兩個內衍變 項(組織承諾與離職傾向)的效果分析表，總效果為直接效果加上先接 效果而得，由於 LISREL 報表輸出僅有總效果與間接效果，直接效 果需自行求算，所有數值已計算於表4-14 中。
首先，兩個內衍變項間(組織承諾與離職傾向)的直接效果為 -0.30，且達顯著水準(p <0.01)，顯示組織承諾對員工的離職傾向確 實造成直接影響。表示提高員工組織承諾，將可有效降低員工的離 職意圖。外衍變項分別對兩個內衍變項，員工企業社會責任對組織 承諾的直接影響為0.64( p <0.001)，達顯著水準，表示員工的企業社 會責任知覺對其組織承諾間具有正向的影響。而員工企業社會責任 對離職傾向的直接效果為-0.21(p < 0.01)；間接效果為-0.19(p <
0.01)，皆達顯著水準。顯示員工的企業社會責任知覺將會直接與間 接地對員工的離職傾向造成影響。也就是提升員工對企業社會責任 的知覺程度，可降低員工自願性離職的意圖。
表4-18 潛在變項間的直接與間接效果 Kenny(1986)的觀點，中介效果應符合三個條件：(1) 前置變項對中 介變項具有顯著的預測效果；(2) 前置變項對結果變項有顯著的預測 效果；(3) 同時將前置變項與中介變項加入模型中，來預測結果變 項，中介變項具有顯著的預測效果，但前置變項的預測效果會顯著 下降。若下降後，前置變項對結果變項已無顯著的預測效果，則稱
「完全中介」(complete mediation)；若下降後，前置變項對結果變項 仍有顯著的預測效果，則稱「部分中介」(partial mediation)。
在本研究模式中，所謂的前置變項即為「員工的企業社會責任 承諾的標準化係數為-0.64，達顯著水準(p < 0.001)。標準化
係迴歸係數(徑路係數)，標準化係數越大，表示其對依變項 的影響能力越強或與解釋能力越大。
2. 圖 4-11 為單純探討前置變項「員工的企業社會責任知覺」對 結果變項「離職傾向」有顯著的預測效果，員工企業社為責 任知覺對離職傾向的標準化係數為-0.40，且達顯著水準(p
<0.001)。
3. 最後，同時將前置變項「員工的企業社會責任知覺」與中介
(虛線表示理論假設關係為負向) 圖4-11 組織承諾中介效果檢驗 員工企業社
會責任知覺
-0.40***
離職傾向
-0.30**
離職傾向 員工企業社
會責任知覺 0.64*** 組織承諾
-0.20**