第四章 研究結果
第三節 驗證性因素分析
本研究先針對各構念進行衡量，在心理資本的Cronbach’sα信度 為.92、生涯敬業的 Cronbach’sα信度為.91、工作滿意度的
Cronbach’sα信度為.94、生涯滿意度的 Cronbach’sα信度為.91，整 體而言，量表的整體平均信度均大於.80，在可以接受的水準之上。
為了確定測量模型具有良好的適配度，本研究先進行驗證性因 素分析(CFA)和信度分析，根據專家 Fornell 與 Larcker 建議組合信度 (CR)值為.7，另外平均變異萃取量(AVE)為.5，表示量表具有信校
CFI= .97, RMSEA= .10, SRMR= .06)，表示本研究之量表具有收斂校 度，均能夠確實衡量潛在變項。
為了瞭解研究中變項與變項間的區別校度，本研究以驗證性因 素分析方法對心理資本、生涯敬業、工作滿意度與生涯滿意度四個 變項進行分析，建構了八的模型進行比較。結果顯示四因素模型呈 現較良好的整體模型配適度(χ2= 569.26, df= 186, CFI= .97,
RMSEA= .10, SRMR= .06)，且各衡量變項與變項間的因素負荷量均 達.65 以上(p 皆符合.001 的顯著水準)，如表 4-4，顯示具有區別校 度。本研究所設定的四因素模型與其他模型比較之後，適配度明顯
優於其他模型，三因素模型(χ2= 790.04, p<0.001)、二因素模型(χ2= 1753.96, p<0.001)、一因素模型(χ2= 2085.67, p<0.001)，如表 4-5。由 上述可得知，本研究變相之間具有良好的區別校度。
表4-4 測量模型驗證性因素分析與信度分析
註: χ2=569.26, df=186, CFI=.97, RMSEA=.10, SRMR=.06，詳細請參照附錄五:問卷題項對照表
表4-5 驗證性因素分析與模型指標配適度
模型 χ2 df CFI RMSEA SRMR χ2(df) 四因素模型 569.26 186 .97 .10 .06
三因素模型 a 790.04 187 .96 .12 .06 220.78 三因素模型b 898.95 187 .95 .13 .07 329.69 三因素模型 c 1218.13 187 .95 .16 .09 648.87 二因素模型d 1753.96 188 .93 .19 .10 1184.70 二因素模型 e 1780.25 188 .92 .19 .10 1210.99 二因素模型f 1962.16 188 .92 .20 .11 1392.90 一因素模型 2085.67 189 .91 .21 .11 1516.41
註: a心理資本與生涯滿意度合併成一因素
b心理資本與工作滿意度合併成一因素
c心理資本與生涯敬業合併成一因素
d心理資本、生涯敬業與生涯滿意度合併成一因素
e心理資本、生涯敬業與工作滿意度合併成一因素
f生涯敬業、工作滿意度與生涯滿意度合併成一因素
二、迴歸分析
本研究使用 IBM SPSS Statistics 22 版本進行迴歸分析檢驗心理 資本、生涯敬業、工作滿意度與生涯滿意度間影響效果，以及探討 本研究生涯敬業之中介效果(mediating effect)，其分析結果如表 4-6 所示。
表4-6 研究之迴歸分析
生涯敬業 工作滿意度 生涯滿意度
Predictor Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Model 8 Step1:(控制變數)
性別 .06 -.01 .16* .08 .09 .11 .03 .03
年齡 .08 -.10 .25*** .09 .09 .21** .02 .03
教育程度 .02 .04 -.14* -.12* -.12* -.06 -.03 -.04
公司職級 -.01 .03 -.06 -.02 -.02 -.05 -.00 -.00
Step2:(自變數)
心理資本 .69*** .66*** .60*** .74*** .65***
Step3:(中介變數)
生涯敬業 .08 .14*
R2 .01** .44*** .14*** .53*** .54 .07** .57*** .58*
R2 .43*** .39*** .00 .49*** .01*
F .61 34.41*** 9.07*** 49.69*** 41.80*** 4.36** 57.41*** 49.67***
註:*P<.05. **P<.01. ***P<.001 ; N=227 ; 以標準化係數表示
結果顯示，心理資本對生涯敬業具有顯著之解釋力(β= .69, p<.001)，因此假設一成立:員工心理資本較高時，生涯敬業之展現也 較高。心理資本對工作滿意度(β= .66, p<.001)和心理資本對生涯滿意 度(β= .74, p<.001)皆具有顯著之解釋力，因此假設二成立:當員工心 理資本較高時，員工工作滿意度也較高；假設三也成立:當員工心理 資本較高時，員工生涯滿意度也較高。生涯敬業對工作滿意度未達 顯著之解釋力(β= .08, p>.05)、生涯敬業對生涯滿意度則具有顯著之 解釋力(β= .14, p<.05)，因此假設四不成立:員工生涯敬業展現較高 時，工作滿意度並不會比較高；但假設五成立:員工生涯敬業展現較 高時，生涯滿意度也較高。然而同時考慮心理資本、生涯敬業對工 作滿意度之解釋力時，心理資本的解釋力顯著(β= .60, p<.001)，但生 涯敬業未達顯著之解釋力(β= .08, p>.05)，根據 Baron 與 Kenny(1986) 之判準，假設六:生涯敬業對於心理資本與工作滿意度間之中介效果 不成立。另外同時考慮心理資本、生涯敬業對生涯滿意度之解釋力 時，心理資本的解釋力顯著(β= .65, p<.001)，而生涯敬業(β= .14, p<.05)仍顯著，可判斷假設七:生涯敬業對於心理資本與生涯滿意度 間之中介效果成立，生涯敬業部分中介了心理資本與生涯滿意度間 的關係。
研究近一步以Bias-Corrected Bootstrap 對生涯敬業的中介效果進 行驗證，結果如表 4-7。
表4-7 Bootstrapping test (心理資本→生涯敬業→生涯滿意度)
心理資本→生涯敬業 生涯敬業→生涯滿意度 間接效果 95%CI
a(SEa) b(SEb) a*b LL UL
.61(.05) .17(.07) .10 .01 .20
註: 表中數值為未標準化迴歸係數.
根據 Hayes(2013)之判斷標準，結果顯示，在 95%的信賴區間，
以生涯滿意度為依變項來看，區間(.01 至.20)未包含 0，顯示中介效 果顯著，心理資本會透過生涯敬業進而影響生涯滿意度，因此假設 七獲得支持，在驗證假設中介的路徑效果中，結果顯示心理資本到 生涯敬業再到生涯滿意度(其間接效果值為.10)之過程具有中介效果 (如表 4-7)。