結構模式分析與假設檢定

本研究以驗證性因素分析 (CFA) 結果為基礎，將研究焦點領導變數組成如表 4-13 所示的四個結構模式，來分別進行SEM 結構模式配適度及因果分析，以此結構模式分 析之結果來做為假設檢定的依據。

表 4-13 SEM 結構模式

模式 自變數 依變數

M1 (一階模式) 魅力領導五個因素 組織與個人導向領導效應 M2 (二階模式) 魅力領導 + 德行領導 組織與個人導向領導效應 M3 (二階模式) 仁慈 + 德行 + 威權領導 組織與個人導向領導效應 M4 (二階模式) 魅力 + 仁慈 + 德行 + 威權領導 組織與個人導向領導效應

圖4-1 顯示魅力領導的一階 (模式 M1) 結構模式之模式配適度，與模式內自變數與 依變數的路徑係數因果關係。圖4-2 顯示魅力領導加上德行領導的二階結構模式 (模式 M2) 的模式配適度，與模式內自變數與依變數的路徑因果關係。首先，本研究針對假設 一進行驗證，從圖4-2 魅力領導與德行領導之混合模式配適度指標：χ²/df = 2.76,GFI = 0.78, AGFI = 0.75, NNFI = 0.97, CFI = 0.98, PNFI = 0.88, RMSEA = 0.075 看來，χ²/df、

NNFI、CFI、PNFI、RMSEA 等值均達標準。因此，此一模式與研究資料的配適度尚稱 理想；換句話說，魅力領導加上德行領導可以構成一個良好的領導模式。然而，此一延 伸模式是否比單獨的魅力領導模式，更能準確地描述母體的情況呢？為了解答此一問 題，本研究以圖4-2 的結構模式來做概似比檢定 (likelihood ratio test，LR)，觀察 LR 值 (∆χ² Δd.f.) 是否達統計顯著的意義，來判定魅力領導加上德行領導，是否比單獨的魅 力領導模式，更能準確地描述母體的情況。以圖4-2 的 M2 結構模式做為受限模型 (restrictive model)，而以圖 4-3 少了德行領導到團體及個人導向效應，兩條因果路徑估計 參數之M2 結構模式做為非受限模型 (unrestrictive model)，依據此兩個模型的 χ² 及 d.f.

指標，求算出：∆χ² = 21.41 (1528.62 - 1507.21)，Δd.f. = 2 (547 - 545)，LR= 10.71 (21.41/2)，

此一 LR 值大於3.84 (χ² ，P = 0.05)。因此，LR 值達 (P < 0.05) 顯著水準，表示較複雜的 魅力領導加上德行領導模型與魅力領導相比，達到 (P < 0.05) 的統計意義。因此，H1a：

相較於單獨的西方魅力領導模式，加上德行領導的西方魅力領導行為，可以成為一個更 有效的魅力領導模式，獲得支持。

X1 0.77 X2 0,87

X3 0.87 願景提倡 X4 0,67 ξ1

X5 0.78 γ = - 0.11 X6 0.82

X7 0.67 0.23* Y1 0.95

X8 0.86 需求敏感 0.09 組織導向效應 0.96 Y2 X9 0.88 ξ2 η1 0.91

X10 0.90 0.47*** Y3 X11 0.81 0.04

X12 0.78 環境敏感 β = 0.94***

X13 0.86 ξ3

X14 0.84 0.04 - 0.09*

X15 0.82 0,87 Y4 X16 0.91 違反傳統 個人導向效應

X17 0.38 ξ4 - 0.03 η2 0.96 Y5

0.92 X18 0.83 0.03 Y6

X19 0.92 個人風險 0.03 X20 0.70 ξ5

χ² (df) = 762.23 (278), P = 0.000, χ²/df = 2.74, GFI = 0.84, AGFI = 0.80, NNFI = 0.98, CFI = 0.98, PNFI = 0.83, RMSEA = 0.075

圖4-1 魅力領導 (一階) 結構模式

願景提倡 ξ1

需求敏感 λ= 0.91 ξ2

0.94

環境敏感 0.85 魅力領導 ξ3 ξ9

γ = - 0.05

0.45 組織導向效應 η1

違反傳統 ξ4 0.53***

0.49

β = 0.94***

個人風險 ξ5

0.04

正直盡責 個人導向效應 ξ6 η2 0.61 0.27***

德行領導 不佔便宜 0.73 ξ10

ξ7

1.08 無私典範

ξ8

χ² (df) = 1507.21(545), P = 0.000, χ²/df = 2.76, GFI = 0.78, AGFI = 0.75, NNFI = 0.97, CFI = 0.98, PNFI = 0.88, RMSEA = 0.075

圖4-2 魅力與德行領導混合 (二階) 結構模式 (受限模型)

此外，圖4-2 魅力與德行領導混合模型結構 (二階) 模式 (受限模式) 的路徑係數指 出：德行領導構面與個人導向效應具有顯著的正向因果關係 (γ = 0.27，P < 0.001)，與組 織導向效應則沒有顯著的正向因果關係。因此，假設H1b.：德行領導行為與組織、個人 導向追隨者效應具正相關與預測力，獲得部份支持。

針對假設H2 的檢定，本研究以圖 4-1 魅力領導模型 (一階) 結構模式分析結果，

來做為驗證假設2 的依據。由此一模式的配適度指標：χ²/df = 2.74, GFI = 0.84, AGFI = 0.80, NNFI = 0.98, CFI = 0.98, PNFI = 0.83, RMSEA = 0.075 看來，χ²/df 、NNFI、CFI、PNFI、RMSEA 等值均達標準。因此，此一結構模式與研究資料的配適度亦尚稱良好。此理論結構模式 之因果路徑係數指出：願景提倡因素與個人導向效應具有顯著的正向因果關係 (γ = 0.23，P < 0.05)，需求敏感因素也與個人導向效應具有顯著的正向因果關係 (γ = 0.47，

P < 0.001)，而違反傳統因素與組織導向效應具有顯著的負向因果關係 (γ = - 0.09，P <

0.05)，其他的路徑係數則未達統計顯著關係。由此得知，願景提倡、對部屬需求敏感等 魅力領導行為與個人導向追隨者效應具正相關與預測力；對環境敏感及冒個人風險等魅 力領導行為，與追隨者效應無顯著相關與預測力；違反傳統魅力領導行為與與組織導向 追隨者效應具負向預測力。因此，假設 H2.a 部份成立，假設 H2.b：冒個人風險魅力領導 行為與組織、個人導向追隨者效應無顯著相關與預測力，獲得支持。

接著進行本研究假設H3 的驗證。首先，本研究以圖 4-4 家長式三元領導模型 (二 階) (模式 M3 的受限模型) 結構模式分析結果來做為驗證假設 H3 的依據。由此一模式的 配適度指標：χ²/df = 3.00, GFI = 0.75, AGFI = 0.71, NNFI = 0.97, CFI = 0.97, PNFI = 0.88, RMSEA = 0.08 看來，χ²/df、NNFI、CFI、PNFI、RMSEA 等值均達標準。因此，

此一結構模式與研究資料的配適度亦尚稱良好。其理論結構模式之因果路徑係數指出：

仁慈領導構面與個人導向效應具有顯著的正向因果關係 (γ = 0.41，P < 0.001)；德行領導 構面也與個人導向效應具有顯著的正向因果關係 (γ = 0.38，P < 0.01)，而威權領導構面 與組織導向效應具有顯著的負向因果關係 (γ = - 0.09，P < 0.05)，其他的路徑係數則未達

願景提倡 ξ1

需求敏感 λ= 0.91 ξ2

0.94

環境敏感 0.85 魅力領導 ξ3 ξ9

γ = - 0.02

0.44 組織導向效應 η1

違反傳統 ξ4 0.74***

0.49

β = 0.95***

個人風險 ξ5

正直盡責 個人導向效應 ξ6 η2 0.60

德行領導 不佔便宜 0.72 ξ10

ξ7

1.09 無私典範

ξ8

χ² (df) = 1528.62(547), P = 0.000, χ²/df = 2.79, GFI = 0.78, AGFI = 0.75, NNFI = 0.97, CFI = 0.97, PNFI = 0.88, RMSEA = 0.076

圖4-3 魅力與德行領導混合 (二階) 結構模式 (非受限模型)

個別照顧

λ= 0.83

寬容體諒 1.02 仁慈領導 γ = - 0.04 0.41*** 組織導向效應 正直盡責 η1 0.68 -0.02

不佔便宜 0.69 德行領導

0.96 0.38** β = 0.93***

無私典範

威服 - 0.09* 個人導向效應 0.93 η2

專權 0.90

威權領導 0.00 隱匿 0.83

0.85 嚴峻

0.78 教誨

χ² (df) = 2054.33(682), P = 0.000, χ²/df = 3.00, GFI = 0.75, AGFI = 0.71, NNFI = 0.97, CFI = 0.97, PNFI = 0.88, RMSEA = 0.08

圖4-4 家長式三元領導 (二階) 結構模式 (受限模型)

統計顯著水準。因此，假設 H3.a：仁慈領導行為與追隨者個人導向效應具正相關與預測 力，成立；假設 H3.b：德行領導行為與追隨者個人導向效應具正相關與預測力，成立；

而假設 H3.c：威權領導行為與追隨者個人導向效應具正相關與預測力，不成立。

接著，本研究以比較模式 M3 的受限與非受限模型，來判定家長式仁慈、威權二元 領導，加上德行領導是否比家長式二元領導模式，更能準確地描述母體的情況。以圖4-4 的M3 結構模式做為受限模型 (restrictive model)，而以圖 4-5 少了德行領導到團體及個 人導向效應，兩條因果路徑估計參數之M3 結構模式做為非受限模型 (unrestrictive

model)，依據此兩個模型的 χ² 及 d.f. 指標，求算出：∆χ² = 245.41 (2299.74 – 2054.33)，

Δd.f. = 3 (685 - 682)，LR= 81.80 (245.41/3)，此一 LR 值大於 3.84 (χ²，P = 0.05)。因此，

LR 值達 (P < 0.05) 顯著水準，表示包含德行領導的家長式三元領導模式，與家長式二元 領導模式相比，並未更能準確地描述母體的情況。因此，H3.d：包含德行領導的家長式 三元領導模式，比家長式二元領導模式對追隨者效應具有加成的解釋力，獲得支持。

個別照顧

λ= 0.68

寬容體諒 0.83 仁慈領導 γ = 1.28***

1.39*** 組織導向效應 正直盡責 η1 0.75

不佔便宜 0.72 德行領導

0.90 無私典範

威服 0.49*** 個人導向效應