Page 23 - 臺大管理論叢第32卷第2期

NTU Management Review Vol. 32 No. 2 Aug. 2022

表 1 模型配適度比較表
因素結構 χ 2 df ∆χ 2 ∆df CFI TLI RMSEA
五因子模式 a 195.14 93 - - .97 .96 .06
四因子模式 b 378.68 94 183.54*** 1 .91 .88 .10

三因子模式 c 852.11 96 656.97*** 3 .76 .69 .16
二因子模式 d 1153.48 97 958.34*** 4 .66 .58 .19
單因子模式 e 1906.00 103 1710.86*** 10 .42 .32 .24
註：樣本數 n = 309。
a. 五因子模式包含工作狂、工作敬業、健康促進、心理資本與工作倦怠（比較基準模式）。
b. 四因子模式將五因子模式之「工作狂、工作敬業」合併。
c. 三因子模式將五因子模式之「工作敬業、心理資本、工作倦怠」合併。
d. 二因子模式將五因子模式之「工作狂、工作敬業」合併，「健康促進、心理資本、工作倦怠」
合併。
e. 單因子模式將五因子模式之「工作狂、工作敬業、健康促進、心理資本、工作倦怠」合併。
*** p < .001。

三、假說檢驗
本研究以迴歸分析進行假說檢驗，結果如表 3 所示。在模式 1 中先行放入控制
變數，包含性別、職位年資、每週工時與產業別，同時加入工作狂及工作敬業作為
自變數；模式二中則加入健康促進、心理資本兩個調節變數，並進一步放入工作狂
與健康促進、工作敬業與健康促進、工作狂與心理資本、工作敬業與心理資本等交

互作用項，以檢驗健康促進及心理資本的調節效果。相關結果如表 3 所示。
（一）重度工作投資對工作倦怠之影響
本研究假說 1 預測工作狂與工作倦怠有正向關連。表 3 中的模型 1 顯示，工作
狂對工作倦怠具有顯著正向影響 (β = .35, p < .001)，因此本研究假說 1 獲得支持。
假說 2 預測工作敬業與工作倦怠有負向關連。經由表 3 中的模型 1 獲知，工作敬業
對工作倦怠則有負向影響 (β = -.34, p < .001)，因此本研究假說 2 獲得支持。
（二）健康促進對重度工作投資與工作倦怠間關係之調節影響

進一步檢驗假說 3：健康促進會調節工作狂與工作倦怠之間的正向關係，結果
如表 3 中之模型 2 所示。研究結果顯示「工作狂與健康促進」對工作倦怠有顯著的
交互作用影響 (β = -.15, p < .05)。後續依 Aiken and West (1991) 畫出各變數間的交互
作用圖，並以 Mplus 8 軟體檢驗高低組的斜率顯著性（健康促進的 +1 標準差為高分
組，-1 標準差為低分組）。從圖 2 可知，高健康促進的情況下，工作狂對工作倦怠
並無顯著正向關係 (β = .17, n.s.)，但是低健康促進的情況下，工作狂與工作倦怠之
間的正向關係較強 (β = .54, p < .001)。此顯示高程度工作狂員工且缺乏健康促進活

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