接受刊載：101 年 8 月 6 日 通訊作者地址：王秀紅 80708 高雄市三民區十全一路 100 號 電 話：（07）3121101－2624；E-mail：[email protected] doi:10.6225/JNHR.08.3.232
工作愉悅度與工作挫折感中文版量表之信效度驗證
張遠萍1 蔡來蔭2 廖瑞原3 王凰伊4 王秀紅5* 1高雄醫學大學護理學院博士生 2高雄長庚紀念醫院護理部主任 3國立中山大學人力資源管理研究所博士生 4加拿大多倫多大學生物心理系學生 5高雄醫學大學護理學院護理學系教授暨院長 背 景：目前用以測量員工工作感受之量表 ，以工作滿意最受到普遍應用。然而能運用於護理職場同時兼具測量正負 向工作感受之中文版量表仍有待建置 ，故本研究以Erbin-Roesemann及Simms所發展「工作愉悅」與「工作挫 折」的中文版量表加以驗證 ，期望廣泛運用於台灣護理與管理研究中。 目 的：旨在於驗證中文版工作愉悅與工作挫折量表 ，以能運用於護理人員對工作正負向感受之測量。 方 法：以授權使用之英文版工作愉悅與工作挫折量表 ，經中文化後 ，以南台灣某醫院護理人員為研究對象 ，有效 樣本資料為887筆，除進行內在一致信度外，另以因素分析作為建構效度檢定。 結 果：中文版工作愉悅度量表 ，經因素分析後取得三個因素構面分別為「專業運用與發揮」、「知識學習與成長」、 以及「工作挑戰與變化」，累積解釋變異量為72.12%，Cronbach’s α值為 .93。中文版工作挫折感量表，經 因素分析後亦產生三個因素構面分別為「人際互動」、「資源運用」、以及「工作安排」，累積解釋變異量為 65.27%，Cronbach’s α值為 .93。 結 論：中文版工作愉悅度與挫折感量表均具良好之信 、效度驗證結果。可運用於護理人員對臨床工作正負向感受之 測量 ，此有助於醫療機構日後重新設計護理臨床實務照護模式之參考。 關鍵詞：工作愉悅度 、工作挫折感。前 言
員工工作感受一直是管理實務所關注的議題 ， 目前為止也累積相當可觀的文獻 ，為了有效預測及 解釋護理人員的工作感受 ，近年來發展出許多以員 工工作感受與表現的相關量表 ，其中又以工作滿意 （job satisfaction）最受到普遍應用，例如由Weiss、 Dawis、England和Lofquist（1967）編製之「明尼蘇達 滿意問卷」，以及由Brayfield及Rothe（1951）的「工 作滿意指數」量表 ，這些早期所發展的量表雖已具有 很好的信效度 ，然而與本文所介紹的工作愉悅（work excitement）及工作挫折（work frustration）卻是與工作 滿意類似但本質不同的概念；因為工作愉悅是一種經 工作體驗後的正向情感 ，而工作滿意則是對工作所 作的整體評價及態度（Edwards & Rothbard, 1999）。Erbin-Roesemann和Simms（1995）針對護理人員所建 構的「工作愉悅」量表中所主張之工作愉悅係指個人 對工作的熱忱與承諾 ，其定義即為一種工作體驗後的 情感狀態。很可惜至目前為止 ，該量表尚未被廣泛運 用 ，也缺乏進一步較嚴謹的驗證。因此 ，我們難以預 期該量表所測量之員工正向工作情感是否與工作滿意 態度具相同的預測效果。而工作挫折是指個人對來自 工作中不適當的資源運用 、工作安排 、與工作士氣 等情境所感到失望及不滿的感覺（Beckman & Simms, 1992; Chang, 1997），亦即護理人員自其工作情境中所 感受到的負向情緒感受 ，其為可預測員工異動意圖之 因子（Hayes et al., 2006）。因此，本研究以中文版之 工作愉悅與工作挫折二個量表進行信 、效度驗證 ， 期望此二量表能廣泛被運用於台灣護理人員對工作所 產生正負向情感的測量。
文獻回顧 個體在同一工作情境下會同時產生正負向情感 ， 如護理人員的輪調及升遷會帶來學習機會而產生動力 與興奮感（正向情感），但同時可能伴隨對新工作模式 與人際互動等不確定因素的改變而產生焦慮與適應壓 力等挫折的負向情感（Fong, 2006）。醫護人員一直被 視為是較其他行業人員有較高工作壓力的專業族群 ， 尤其是24小時面對第一線照護責任處於高工作壓力 情境下的護理人員。因為工作特性致使護理人員常同 時處於具正負向工作情感的職場環境中。研究指出 ， 對工作的正向情感能產生激勵提升自我效能及工作成 果 ，而負向情感則不僅對身心健康產生負面影響 ， 也同時會容易導致倦怠及離職的想法 ，此結果亦會間 接影響工作績效（Bakker, Demerouti, & Verbeke, 2004; Sadovich, 2005）。因此，不論是學術界與管理實務都 力圖降低這些負面影響因素 ，包括如何防範護理人員 的情緒耗竭與工作倦怠 ，同時提供愉悅及支持性的工 作環境 ，以協助護理人員提升工作效能及成就感 ， 進而降低離職率（Ditomassi, 2012; Hughes, 2008）。因 此 ，有關工作倦怠（Aiken, Clarke, Sloane, Sochalski, & Silber, 2002; Maslach, Schaufeli, & Leiter, 2001）及 工作挫折感（Harvey & Harris, 2010; Krebs, Garrett, & Konrad, 2006; McHugh, Kutney-Lee, Cimiotti, Sloane, & Aiken, 2011）等議題也受到高度重視。 工作愉悅量表是用以測量護理人員對工作成就與 學習成長的愉悅程度 ，而工作挫折則是針對工作條件 與人際互動等挫折感受程度進行測量 ，此二概念之前 因不同 ，但可同時作為護理人員對工作正負向感受 的測量指標 ，作為職場特性與實務改善之依據（ Beck-man & Simms, 1992）。本文獻查證將針對工作愉悅及 工作挫折兩個概念及其應用加以介紹。
㈠工作愉悅
工作愉悅所指的是個人經由創造力 、學習的接 受度 、以及在每日工作中所發掘機會的能力 ，展現 於對工作的熱忱與承諾（Erbin-Roesemann & Simms, 1995）。從定義中可知，工作愉悅可被視為是一種正 向的工作情感 ，其與工作滿意很容易被視為相同的概 念 ，然而工作愉悅是一種經工作體驗後所產生的正 向情感狀態 ，其強調的是對專業工作的自主性與豐富 性 ，以及工作群體的文化與學習環境及挑戰（Simms, Erbin-Roesemann, Darga, & Coeling, 1990），而工作滿 意較普遍定義則為個體對工作所作的整體評價及態度 （Edwards & Rothbard, 1999）。因此工作愉悅與工作滿
意二者仍存在不同之情感層次。 首先 ，工作愉悅比工作滿意更強調情緒上及激 勵上的因素。由於正面情緒與激勵一直是影響個體持 續在工作展現的重要條件（Luthans, 2002; Maslach et al., 2001）。過去研究發現，這種正向情緒與激勵不只 是對於角色內績效有好的預測效果 ，也能有效預測 角色外工作行為 ，例如組織公民行為（Bakker et al., 2004）。因此工作愉悅是有異於一般工作滿意的工作 體驗感。其次 ，工作愉悅的構念是關注在與個體後續 行為有關的表現而非只是工作本身條件。工作愉悅感 可以藉由個體在工作上的創造力 、接受學習及看到發 展機會的態度觀察而來（Lickman, Simms, & Greene, 1993; Simms et al., 1990）。而工作條件、工作安排及 多元化的學習機會多被視為是建構工作愉悅與影響 個人對工作持續度及動向的重要預測因子（Sadovich, 2005）。且學習機會及工作的變化性亦被指出與工作 愉悅呈正相關（Simms et al., 1990）。此外，自從工作 愉悅量表發展之後 ，後續相關文獻也支持工作愉悅 感與工作表現之間存在正向關係（Erbin-Roesemann & Simms, 1997; Sadovich, 2005; Zavodsky & Simms, 1996），也因為工作愉悅量表是針對臨床護理人員於 重整護理實務模式所發展的專案測量工具 ，此對應用 於醫護管理情境之測量應有更適切的解釋效果（ Erbin-Roesemann & Simms, 1997）。
㈡工作挫折
工 作 挫 折 是 個 體 在 工 作 環 境 中 遇 到 障 礙 或 干 擾 ，致使需要和動機不能滿足 ，因而產生負面的情 緒（Fox & Spector, 1999）。工作挫折與工作愉悅同樣 都是由對工作事件或經驗所產生的一種主觀心理感 受。組織可能因為資源不當運用 、工作士氣低落及 工作安排不當等情形使員工產生工作挫折（Lickman, Simms, & Greene, 1993; Simms et al., 1990）。同樣地， 當護理人員出現工作挫折時 ，亦會對工作再造與其 所屬的工作團體造成重大的影響（Hentemann, Simms, Erbin-Roesemann, & Greene, 1992）。研究中顯示，引 起護理人員產生挫折的主要因素包括：護理人力的不 足 、不合適的排班 、沒有足夠時間完成工作 、工作 遺漏 、護理同儕間以及醫護人員間缺乏溝通（Chang, 1997）。 林（2003）針對新進護理人員挫折研究結果中 也顯示 ，護理人員最感到工作挫折的前五項因素依序 為薪資所得 、病患及家屬的暴力行為 、護理人力不 足 、面對病患死亡及異常事件的發生。由於工作挫折 是由工作事件所產生影響個體的情感反應 ，此負向反 應與護理人員的情緒耗竭 、工作焦慮 、人際互動衝
突與過度工作負荷呈正相關 ，並容易促使護理人員產 生離職意圖進而影響照護品質（Fields, 2002; McHugh et al., 2011）。因此，在當今強調品質至上的護理專業 中 ，有效地找出能評估護理人員對工作負向情感（工 作挫折）的工具將有助於評估護理人力資源管理的問 題與改善效益。 「工作愉悅度」與「工作挫折感」量表係引用自 Erbin-Roesemann和Simms二位學者所發展，源自於 「重新設計護理實務模式指引」（a guide to redesigning
nursing practice patterns）中的部份量表（Beckman & Simms, 1992）。指引中包含多份量表，如「工作興 趣」、「一般愉悅感受」、以及於本研究中驗證的「工作 愉悅度」、與「工作挫折感」等統稱為「工作愉悅工具」 （the work excitement tool, WEXCIT; Erbin-Roesemann
& Simms, 1995）。而針對工作層面的「工作愉悅」與 「工作挫折」能連結個體對工作的正負向情感概念 （Fong, 2006; Larsen & McGraw, 2011），故將之驗證後
運用於護理職場之研究。
方 法
一 、研究對象 本研究為了解「工作愉悅度」與「工作挫折感」兩 份中文版量表在台灣適用情形 ，在經過機構部門委員 會同意後 ，進行說明會以口述說明問卷調查目的 ， 另於問卷首頁面註記研究中受試者隱私及保密倫理規 範等權益 ，以便利取樣選取醫院中各不同科別之正職 護理人員為問卷填答對象 ，發出1,788份問卷回收有 效問卷僅為887份（問卷回收有效使用率為50%）。因 有效樣本數已符合Gorsuch（1983）所提出進行因素分 析樣本數之基本要求（100個以上的觀察值或採用變 項數之20倍），故本研究之工作愉悅及工作挫折兩份 測量量表之驗證即以完整有效填答之887份問卷作為 資料統計與分析的基礎。 二 、英文版量表中文化與回譯 英文版工作愉悅量表包含22個題項，經因素分 析呈現三個構面分別為「成長與發展」，「轉變」，及 「學識增長」，解釋總變異量為55.5%，問卷之內部一 致性良好（Cronbach’s α為.90）；英文版之工作挫折量 表包含24個題項，經因素分析結果亦呈現三個構面 分別為「不適當的資源運用」，「工作士氣」，以及「工 作安排」，解釋總變異量為 52%，其內在信度Cron-bach’s α為 .93。 獲得Erbin-Roesemann博士授權翻譯並使用之工 作愉悅與工作挫折量表在進行中譯後未增刪任何題 目 ，雖然遵循翻譯力求與原題意相同的原則 ，但亦 同時考量文化性之差異在文字使用及語意上稍作調 整 ，例如工作愉悅量表中「seeing and assisting patients to improve and leave the unit」我們翻譯為「目睹及幫 忙病患 ，使之病情有所進展康復出院」。量表翻譯過 程係由三位留美護理碩博士個別將英文版問卷翻譯成 中文版 ，再經作者與其個別討論修訂後產生中文版 問卷。之後再分別由兩位具良好中英文能力的台灣籍 美國醫學院教授及香港籍管理學院教授分別將中文問 卷進行回推翻譯成英文 ，最後再由一位主修翻譯學之 博士候選人將翻譯的英文版問卷與原英文問卷比對進 行回推翻譯之語譯檢視及修訂。專家效度由兩位具豐 富臨床經驗之護理教師 、一位護理部副主任 、及一 位具心理諮商背景之副教授協助針對中文化量表內容 之適用性及文字陳述之清晰度加以四分量表之評分 ， 四位專家依1分代表非常不同意，4分代表非常同意 給分 ，每題項平均值 ≥ 3分者，則保留該題項。工作 愉悅及工作挫折量表經專家效度評分92%的題項達4 分 ，針對未達4分之題項做小幅贅字及形容詞之修訂 後 ，保留所有題項進行驗證。前驅試驗經20位醫學 中心內科護理人員進行量表信度檢驗所得工作愉悅量 表α = .91；工作挫折量表α = .90。 三、中文版工作愉悅與工作挫折量表之信、效度檢驗 ㈠ 樣本結構與描述性統計 樣本資料887份中，護理人員年齡以30歲以下 者居多佔78.3%，單身與已婚者之比例為2:1，其中 有81.2%為基層護理人員，在該單位工作年資平均為 3.89年，於一般病房工作之護理人員佔67.6%，特殊 單位者為32.4%，在內科及外科工作者各占1/3強之 比例 ，樣本背景資料如表一。另因本研究之參與者 全數為女性 ，故未再就性別部分加以描述及分析。 本研究中護理人員之平均工作愉悅度以四分量表之得 分為2.54分（SD = 0.62），平均工作挫折感則為2.84 分（SD = 0.64），顯示護理人員的平均工作挫折高於 工作愉悅。其中讓護理人員覺得臨床工作中最具愉悅 度的依序為「目睹及幫忙病患 ，使之病情有所進展康 復出院」（M = 3.28, SD = 0.80）、「鼓勵病患獨立自主」 （M = 3.12, SD = 0.80）、以及「每日能學習到一些新 的事物」（M = 3.02, SD = 0.84）；反之讓護理人員最表一 護理人員背景資料分佈表（N = 887） 變 項 人 數 百分比（%） 年 齡 25歲含以下 327 36.9 26－30歲 367 41.4 31－35歲 158 17.8 36歲含以上 35 3.9 婚姻狀況 單 身 591 66.6 已 婚 296 33.4 職 稱 護理長（含）以上 49 5.5 副護理長 118 13.3 基層護理人員 720 81.2 在該院工作年資（年）M ± SD 5.42 ± 3.94 該工作單位年資（年）a M ± SD 3.89 ± 3.05 工作部門屬性 一般病房 600 67.6 特殊單位 287 32.4 工作科別 內 科 292 32.9 外 科 279 31.5 神經內外科 112 12.6 兒 科 125 14.1 婦產科 35 3.9 精神科 36 4.1 其 他 8 0.9 註：an = 885。 感挫折的項目分別為「護理人力不足」（M = 3.33, SD = 0.78）、「不適當的護理人事安排」（M = 3.19, SD = 0.82）、「不合理的預算緊縮」（M = 3.19, SD = 0.88）、 以及「缺乏來自病患或醫師的尊重」（M = 3.08, SD = 0.92），詳見表二及表三。 ㈡ 鑑別力分析 將工作愉悅與工作挫折兩份量表先分別進行項目 分析以檢視各題項是否具有鑑別度。首先 ，計算受試 者在量表構面的各題項總分。其次 ，以描述性統計將 最低分算起之25%（工作愉悅總分 ≤ 46；工作挫折總 分 ≤ 55）設定為低分組（工作愉悅之n = 224；工作挫 折之n = 229），將最高分算起之25%（工作愉悅總分 ≥ 66；工作挫折總分 ≥ 78）設定為高分組（工作愉悅之n = 235；工作挫折之n = 236）作為鑑別度分析標準。最 後 ，將高低兩組資料的工作愉悅與工作挫折題項以獨 立樣本t檢驗其變異數是否相等，再看其t值之顯著性 （何 ，2006），分析結果顯示工作愉悅與工作挫折皆達 到顯著水準（p < .000），表示工作愉悅與工作挫折題 項均具鑑別度。 ㈢ 信度及效度分析 透過各題項與量表構面總分進行相關分析及信 度分析以作為量表之基本驗證。首先 ，工作愉悅量 表二 護理人員工作愉悅感測量變項描述性統計資料表（N = 887） 題 項 平均值 標準差 排序 1.快步調的工作型態 1.99 .85 2.多樣變化性的工作內容 2.21 .82 4.護理高度急症的病患 2.00 .90 5.面對不可預測及危急的狀況 1.79 .90 6.目睹及幫忙病患，使之病情有所進展康復出院 3.28 .80 1 7.鼓勵病患獨立自主 3.12 .80 2 8.被視為醫療小組中一個重要的成員 3.01 .92 9.因為護理的專業知識而受到尊重 2.99 .94 10.能擁有教導其他人的機會 2.89 .86 11.每日能學習到一些新的事物 3.02 .84 3 16.從事護理研究的機會 2.32 .90 17.把護理理論運用在臨床實務中 2.57 .86 18.能夠觀察與參與其他護理人員們的成長與發展 2.58 .85 19.接受具有挑戰性的專案計畫與問題，並能完成或解決它們 2.47 .91 20.發表我的工作成果 2.40 .91 21.參與地區性及全國性的會議 2.21 .92 22.有機會使用電腦 2.40 .90 整體工作愉悅感程度 2.54 .62 註：4 = 非常愉悅、3 = 中度愉悅、2 = 有一點愉悅、1 = 一點也不愉悅。
表之各題項相關係數介於0.42－0.82（p < .05）；工 作挫折量表之各題項相關係數介於0.50－0.77（p < .05）。其次，針對題項總相關係數部分加以檢測， 其為反應出因素內的測量變數相關程度及因素間的 聚合性 ，故其相關係數（r）最好要大於0.3－0.5並小 於0.8，未達此標準之題項應予刪除，此為檢驗題項 與量表構念間的關係（de Vaus, 2002; Field, 2005）。 本研究之兩份量表中 ，工作愉悅量表之總相關係數 有15題高於0.5，僅有兩題項高於0.3而未達0.5。工 作挫折量表之總相關係數17題全數高於0.5。兩份量 表均通過此部分檢驗並顯示題項均具有良好之收斂效 度。最後 ，從信度檢測分析顯示 ，工作愉悅的17個 題項的alpha係數均維持在.93－ .94；而工作挫折部 份亦維持在.92－ .93之良好範圍。工作愉悅之總量表 之Cronbach’s α值為 .93，工作挫折之總量表之Cron-bach’s α值為 .93，顯示兩份量表極佳之內在一致信 度 ，詳見表四及表五。 ㈣ 建構效度 以探索性因素分析別進行量表之構念效度檢驗。 首先 ，透過KMO值（Kaiser-Meyer-Olkin）測量抽樣 適 當 性（measure of sampling adequacy, MSA）的 考 驗。 依Kaiser（1974）所指出的特性 ，認為KMO值 在0.7以上者表示變數群是適合進行因素分析的 ， 本 研 究 量 表 工 作 愉 悅 之KMO值為0.92（df = 136, p = .000）；工作挫折之KMO值為0.94（df = 210, p = .000），顯示兩份量表均適合進行因素分析。其次， 以主成分分析法萃取因素 ，選取特徵值大於1的因素 並以變異數最大法進行轉軸 ，設定因素負荷量大於 0.4的題項才保留於該因素中。每次所得因素解後， 檢查各題項之共同性與因素負荷差 ，檢查條件以共 同性小於0.5及因素負荷差小於0.2之題項，逐一刪 除（每次限刪除一個題項），經多次分析驗證直到符 合條件為止 ，以避免產生雙重負荷之情形。工作愉 悅量表第一步驟即刪除共同性< 0.5之題項（第3題）， 第二步驟再逐步刪除因素負荷差< 0.2恐有因素負荷 重疊問題之題項（第12題、第14題、第15題、第13 題 ，以一次刪除一題並進行分析驗證），共計刪除5 題 ，最後所剩之17題全部符合因素萃取之條件，並 產生三個因素構面。工作挫折量表亦以相同步驟檢 測 ，第一步驟即刪除共同性< 0.5之題項（第4題、 第16題、第21題），第二步驟再逐步刪除產生雙重 負荷（因素負荷差< 0.2）之題項（第22題、第14題、 第24題），第三步驟再次刪除先後產生共同性 < 0.5 表三 護理人員工作挫折感測量變項描述性統計資料表（N = 887） 題 項 平均值 標準差 排序 1.不適當的護理人事安排 3.19 0.82 2 2.護理人力不足 3.33 0.78 1 3.沒有足夠的時間去完成我的護理工作 3.02 0.86 5.缺乏溝通：在護理人員彼此之間 2.47 0.92 7.對於該完成的工作卻無法完成 2.86 0.92 8.護理主管的支持不適當 2.82 0.96 9.護理技能運用不適當 2.66 0.91 10.護理人員彼此不相互支持 2.71 1.02 11.工作單位的士氣低落 2.73 1.01 12.缺乏來自病患或醫師的尊重 3.08 0.92 3 13.缺乏共識（對事情的看法） 2.75 0.88 15.不合理的預算緊縮 3.19 0.88 2 17.延長工作的時間（如：加班） 2.72 1.01 18.使用有瑕疵的設備 2.72 0.89 19.物品器材的缺乏（供應品不足） 2.77 0.91 20.工作時間不理想 2.68 1.01 23.非護理性的工作 2.70 0.96 整體工作挫折感程度 2.84 0.64 註：4 = 非常挫折、3 = 中度挫折、2 = 有一點挫折、1 = 一點也不感到挫折。
表四 工作愉悅度因素分析及信度分析表（N = 887） 題 號 測量題項 因素負荷 共同性 信度分析 因素一 因素二 因素三 項總 相關 刪除本題後 α值 專業運用與 發揮 知識學習與 成長 工作挑戰與 變化 20 發表我的工作成果 .836 .269 .164 .798 .765 .931 21 參與地區性及全國性的會議 .835 .188 .155 .756 .708 .933 19 接受具有挑戰性的專案計畫與問題 ，並能完成 或解決它們 .804 .280 .206 .768 .766 .931 16 從事護理研究的機會 .768 .290 .237 .731 .760 .932 18 能夠觀察與參與其他護理人員們的成長與發展 .767 .349 .195 .748 .778 .931 17 把護理理論運用在臨床實務中 .741 .379 .185 .727 .773 .931 22 有機會使用電腦 .700 .226 .168 .569 .640 .934 8 被視為醫療小組中一個重要的成員 .303 .822 .077 .774 .687 .933 6 目睹及幫忙病患 ，使之病情有所進展康復出院 .129 .812 .162 .703 .592 .935 7 鼓勵病患獨立自主 .222 .809 .149 .726 .652 .934 9 因為護理的專業知識而受到尊重 .324 .806 .063 .759 .684 .933 11 每日能學習到一些新的事物 .385 .752 .143 .734 .732 .932 10 能擁有教導其他人的機會 .424 .705 .166 .704 .742 .932 4 護理高度急症的病患 .127 .150 .855 .770 .481 .938 5 面對不可預測及危急的狀況 .084 .046 .838 .712 .378 .940 1 快步調的工作型態 .294 .123 .736 .644 .528 .937 2 多樣變化性的工作內容 .359 .221 .679 .638 .611 .935 特徵值 5.090 4.378 2.793 解釋變異量 29.942 25.750 16.429 累積解釋變異量 29.942 55.692 72.121 各構面Cronbach’s α值 .937 .923 .838 總量表Cronbach’s α值 .938 註：因素負荷量 > .400，以粗體顯示。 之題項（第6題）。最後，分析結果共刪除7題，保留 17題全部符合因素萃取之條件，產生三個因素構面 與英文版原始量表之構面數相同 ，唯因驗證中刪除 部份不符合標準的題項 ，因而中文版量表並未依英 文版量表之因素命名直接翻譯。 ㈤ 因素命名 經過因素分析後 ，保留題項的因素負荷量均大於 0.6，工作愉悅量表的三個因素構面分別為被命名為 「專業運用與發揮」、「知識學習與成長」，以及「工作 挑戰與變化」。解釋變異量分別為29.94%（α = .93）、 25.75%（α = .92）以及16.42%（α = .83），累積解釋 變異量為72.121%。工作挫折量表保留題項的因素負 荷量均大於0.5，產生三個因素構面分別為「人際互 動」、「資源運用」、以及「工作安排」。解釋變異量分 別 為29.03%（α = .91）、19.54%（α = .86）及16.69% （α = .81），累積解釋變異量為65.27%，詳見表四及表 五。
討 論
一 、中文版量表並無法將英文版問卷的題項全數納入 使用 雖然中英文版本之量表均提供可靠的信 、效度 結果 ，然中文版工作愉悅及工作挫折量表分別有5及 7個題項無法通過驗證標準而刪除。從刪除的題項所 見 ， 例 如：「技 術 的 層 面（如： 電 腦 的 使 用 ）」、「與 『人』而不是與『機器』一起工作」、「工作時段不理想」 等 ，可能因東西方國家之護理人力比與照護模式差異 而有不同（Simms et al., 1990）。此外，中文版量表驗 證係依何（2006）之項目分析及因素分析之各項檢驗 標準而產生 ，而原量表發展學者並未交代相關之項目 分析及因素分析驗證標準 ，因此無法就中英文版本量 表之驗證過程進行比較。雖此 ，中文版工作愉悅與工 作挫折量表之解釋總變異量仍達到72.12%及65.27% 的水準。表五 工作挫折感因素分析及信度分析表（N = 887） 題 號 測量題項 因素負荷 共同性 信度分析 因素一 因素二 因素三 項總 相關 刪除本題後 α值 人際互動 資源運用 工作安排 10 護理人員彼此不相互支持 .846 .191 .124 .767 .705 .930 11 工作單位的士氣低落 .819 .188 .147 .727 .695 .930 9 護理技能運用不適當 .782 .229 .167 .692 .702 .930 8 護理主管的支持不適當 .736 .247 .289 .685 .740 .929 5 缺乏溝通：在護理人員彼此之間 .717 .151 .131 .555 .593 .933 13 缺乏共識（對事情的看法） .670 .322 .270 .626 .726 .930 7 對於該完成的工作卻無法完成 .655 .247 .264 .560 .666 .931 12 缺乏來自病患及醫師的尊重 .587 .263 .341 .530 .665 .931 19 物品器材的缺乏（供應品不足） .246 .829 .196 .786 .666 .931 18 使用有瑕疵的設備 .244 .829 .174 .776 .654 .931 17 延長工作的時間（如：加班） .125 .683 .379 .626 .587 .933 20 工作時段不理想 .344 .641 .246 .589 .657 .931 23 非護理性的工作 .360 .576 .247 .522 .631 .932 2 護理人力不足 .163 .234 .847 .799 .594 .933 1 不適當的護理人事安排 .223 .225 .816 .766 .616 .932 3 沒有足夠的時間去完成我的護理工作 .367 .244 .603 .558 .625 .932 15 不合理的預算緊縮 .258 .365 .577 .532 .601 .932 特徵值 4.935 3.323 2.837 解釋變異量 29.032 19.548 16.691 累積解釋變異量 29.032 48.579 65.270 各構面Cronbach’s α值 .917 .860 .819 總量表Cronbach’s α值 .935 註：因素負荷量 > .400，以粗體顯示。 二 、中文版與英文版問卷因素命名有所不同 本研究雖然以原始量表的構面作為命名依據 ，但 經未達驗證之題項刪除之後發現 ，所保留的題項與原 始構面所含括之題項及數目不同因而命名有所差異。 例如：工作愉悅原始量表命名為「成長與發展」、「轉 變」及「學識增長」，本研究則命名為「專業運用與發 揮」、「知識學習與成長」，以及「工作挑戰與變化」。 在中文版因素構面的命名係依所保留題項之意涵及 原工作愉悅專題研究概念作為中文版工作愉悅 及工 作挫折因素構面之命名（Sadovich, 2005; Simms et al., 1990）。另工作挫折量表中「不適當的資源運用」及 「工作士氣」兩因素命名於本研究中分別調整為「資源 運用」與「人際互動」。因為工作挫折為負向工作情感 之測量量表 ，作者認為在命名部份不宜再以方向性 （如：不適當）用詞作為因素名稱。此外 ，工作士氣 係團體互動過程所致的氛圍 ，故中文版工作挫折之因 素直接修訂為「人際互動」（Sadovich, 2005），因而與 英文版之命名有所不同。 三 、 兩份中文版問卷構面累積解釋變異量無法與英文 版進行比較 本研究透過探索性因素分析 ，以主成分法及正交 轉軸並採取變異數最大法 ，選取特徵質大於1的因素 做為判斷依據 ，所獲得的累積解釋變異量工作愉悅為 72.12%與工作挫折為65.27%，但由於原始研究並未 提供因素分析決策與相關條件 ，又因本研究通過驗證 的題項數與英文版有所差異 ，故無法確切比較兩份量 表的各因素構面與解釋變異量及內在一致信度。 結論與建議 有效的透過測量量表了解員工工作感受是學術 界與實務界一直努力的方向。工作愉悅與工作挫折問 卷在歐美國家已經被廣泛運用於軍護 、重症護理人 員 、與護理主管之相關研究中 ，獲得相當好且顯著 的測量結果（Hentemann et al., 1992; Savage, Simms, Williams, & Erbin-Roesemann, 1993; Zavodsky & Simms, 1996）。本研究主要目的在於驗證工作愉悅與
工作挫折中文化量表 ，藉以運用於對護理人員正負 向情感之測量 ，此有助於改善護理臨床工作條件與 模式的依據。當然 ，本研究仍存在不足之處與重要 議題值得未來研究者繼續探討。首先 ，工作愉悅與 工作挫折提供較多正負向情感因素解釋員工對工作之 感受 ，未來研究需要取得更多元之不同機構的樣本 進行交叉效度以驗證相互關係。另外 ，雖然工作愉 悅本質上有別於工作滿意 ，但是本研究並未同時將 工作滿意量表與工作愉悅量表進行比較 ，因此並無 法確認此量表在理論上有顯著不同於工作滿意量表。 其次 ，工作愉悅及工作挫折分別代表工作上的正負 向情感 ，未來研究需要進一步驗證其對於後果變項 的解釋差異。本研究並未針對與後果變項進行關聯性 研究 ，因此也無法解釋工作愉悅或工作挫折與其他 研究變項之間的關係 ，所以目前透過工作愉悅及工 作挫折量表對於員工工作情感或行為所作的研究有需 要進一步延伸 ，建議未來研究者能與專業承諾 、離 職意圖與組織公民行為等變項共同運用於模式建構之 研究中 ，這將有助於增加工作愉悅及工作挫折對其 他重要的工作態度與行為預測效果的驗證。最後 ， 期望此臨床護理人員對於正負向工作情感之測量工 具 ，經研究者嚴謹之驗證後能分享予關注相關議題 之護理管理者以增加更多相關之近期研究 ，共同致 力於改善護理臨床工作條件與模式 ，以共創優質的 護理專業職場及提升專業人才素質。
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Accepted for publication: August 6, 2012
*Address correspondence to: Hsiu-Hung Wang, No. 100, Shih-Chuan 1st Rd., San Ming District, Kaohsiung City 80708, Taiwan, ROC.
Tel: +886 (7) 312-1101 ext. 2624; E-mail: [email protected]
Testing the Reliability and Validity of Chinese-Version
Work Excitement and Work Frustration Questionnaires
Yuan-Ping Chang1 • Lai-Yin Tsai2 • Ruei-Yuan Liao3 • Huang-I Wang4 Hsiu-Hung Wang5* 1MSN, RN, Doctoral Student, College of Nursing, Kaohsiung Medical University; 2MS, RN, Director,
Department of Nurse, Kaohsiung Chang Gung Memorial Hospital; 3MS, Doctoral Student, Institute of Human Resource, National Sun Yat-Sen University; 4Student of Biology and
Psychology at University of Toronto; 5PhD, RN, FAAN, Professor, College of Nursing, Kaohsiung Medical University.
Background: Several different questionnaires have been used to assess employee work attitudes and performance, with job satisfaction the most commonly used indicator. Chinese-version questionnaires able to assess work at-titudes and performance in nursing still await development. This study evaluated the validity and reliability of Chi-nese versions of, respectively, work excitement (WE) and work frustration (WF) questionnaires originally developed by Erbin-Roesemann and Simms. The authors hope the Chinese-version WE and WF may be broadly applied in Taiwan as valid nursing and management research tools.
Purpose: This study examined the reliability and validity of work excitement and work frustration in measuring factors that positively / negatively influence the work attitudes of nursing professionals in Taiwan.
Methods: Chinese-version WE and WF questionnaires were back translated into English to assess validity. The authors recruited 887 nursing professionals from a hospital in southern Taiwan as participants. Factor analysis assessed in-ternal reliability and construct validity.
Results: In the Chinese version of the WE questionnaire, factor analysis identified the 3 factors of (1) usage and de-velopment of professional skills, (2) acquisition and dede-velopment of knowledge, and (3) challenge and variation of the job. These three explained 72.12% of total variance; the Cronbach’s α value was .93. Factor analysis of the Chinese version of the WF questionnaire identified the 3 factors of (1) interpersonal relationships, (2) resource ap-plication, and (3) work management. These three explained 65.27% of total variance; the Cronbach’s α was .93. Conclusion: Examination of Chinese-version WE and WF questionnaires demonstrated high reliability and validity.
These two questionnaires are valid for use in measuring positive and negative influences in clinical practice and appear applicable to all nursing staff levels. This result may be referenced in the future design of clinical nursing care models.
