工作塑造與工作績效之關係：工作要求資源模型下

探討自我效能之干擾中介效果

The link between JD-R Mode, Job Crafting, Job Performance: Conditional Indirect Effects of Self-

efficacy in a Moderated Mediation Model

摘要

組織中的個體為使自身工作內容更有意義及認同，會主動調整自身工作內容；而有

關員工對工作內容之工作塑造(job crafting)行為，相對於傳統工作設計作法，其被視為一種工作再設計作法，其行為結果讓員工在工作設計上，有更多的影響力。

本研究在工作要求資源模型(JD-R model)的研究架構之下，從 339 份配對問卷樣本中發現：(1)組織的工作要求會透過減弱個體的工作塑造(減少要求)行為，進而降低工作績效(角色內)；(2)組織的工作資源會透過增強個體的工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)行為，進而提昇工作績效(角色外)；(3)自我效能信念愈高者，愈能增強工作資源透過工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)行為，提昇工作績效(角色外)的中介效果。

工作塑造行為對員工及組織而言，可謂之一項雙嬴策略，其中，員工能更認同工作

內容，而組織也能從良性的勞資互動中，獲得正向組織結果。

關鍵字：工作塑造、自我效能、工作要求資源模型、干擾中介

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壹、緒論

"They are able who think they are able."~ Virgil (Roman poet, 70 BC ~ 19 BC)

當我們相信自己的能力時，個人的信念，是不是可以讓任何事情都有可能實現？說

的更明確一點，Bandura (1986)所言之自我效能信念，是否能影響個體在組織內個體的工作塑造(job crafting)行為呢？

個體在組織內活動，如何從即有的工作要求與工作資源中，調整及改變自己的工作

行為，並產出工作績效，且在各階段行為歷程中，會如何被自我信念所左右，進而影響

工作績效，這其中的轉化歷程，正是本研究探討的重點。

在資訊網路科技爆炸性發展的時代，物聯網、大數據、人工智慧以及零工經濟的興

起，組織運營面臨一種不穩定 (volatile)、不確定 (uncertain)、複雜 (complex)和模糊(ambiguous)的 VUCA氛圍之中，傳統的工作設計(job design)方式己顯露出其本質上的不足(Grant & Parker, 2009; Humphrey, Nahrgang, & Morgeson, 2007)，而員工的工作型態也在持續的在變化之中(Tang, 2017)；因應此環境的變化，員工的工作屬性及條件，也須相應作調整；傳統的工作設計作法，大都由組織依據策略策目標，分層轉化至部門及個人

工作職務內容，此種由上而下主導的工作設計模式 (Campion & McClelland, 1993; Hackman & Oldman, 1980)，在快速變化的環境中，顯示出某種程度局限住員工的創造力及應變力，也讓企業想持續保有核心競爭力的期望，蒙上不確定的潛在因子。

早期的「工作設計」概念指的是：工作、任務和角色如何被建構、扮演及修改，以

及這些工作的建構、扮演及修改，對個體、團隊及組織產出所產生的影響作用(Grant & Parker, 2009)；工作設計通常指的是一種「由上而下」的設計歷程，而接續早期的工作設計概念，興起研究「工作再設計」(job redesign)的概念，其內涵通常被視為，組織或管理者改變某些個體的工作、任務或條件的歷程(Tims & Bakker, 2010)，此種工作再設計的作法，主要是在增加個體和團隊在工作產出歷程中的自主權，進而影響員工的工作投入、

績效及幸福感(Demerouti & Bakker, 2014)。

近十幾年來，興起「工作塑造」(job crafting)概念，是一種員工自主改變工作內容的行為，其被視為「工作再設計」的一種型式(Demerouti & Bakker, 2014)，而工作塑造的初始概念，由美國二位學者Wrzesniewski and Dutton (2001)首先提出，其主要概念是：員工會依其個人的能力及需求，平衡其所面臨的工作要求及工作資源(Tims, Bakker, & Derks, 2012)；另外 Demerouti and Bakker (2014)也有同樣的看法，其指出，工作塑造可以被視為一種特定的個體主動行為，員工藉由自主改變工作要求與工作資源的水準，使

自己的工作更有意義、更投入及更有工作滿意感受。

在現今的工作環境中，工作本質會隨著現代化組織在改變(Rousseau, 1997)，而員工漸漸的被以「自由代理人」對待，並認同讓員工去形塑他們自己的工作歷程及生涯軌跡

(Bridges, 1995)。傳統工作設計，有其「由上而下」的工作設計本質(Oldham & Hackman, 2010)，其著重在激勵工作動機，並促進有利於工作產出的態度和行為，此種設計「一件

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衣服給所有人穿」的模式，漸漸被認為是不夠完備的(Grant & Parker, 2009)；在環境變動快速的時代，若能輔以採用「工作塑造」這種「由下而上」工作設計概念，將員工視為

一個主動形塑自己的工作內容及並改變自己的工作特性的行動者，將能補足完備傳統工

作設計的模式(Fried, Grant, Levi, Hadani, & Slowik, 2007; Grant & Parker, 2009)。

為何個體會主動進行工作塑造呢？依Wrzesniewski and Dutton (2001)工作塑造模型假定，工作塑造之個人前因動機，主要由三項個人的需求所喚起，其包括：(1)個體對工作控制及工作意義的需求，(2)個體對正面形象的需求，(3)個體與其它人的人際關係需求；當個人動機需求結合工作特性的組織情境因素後，個體為平衡整體的工作要求與資

源，便會自主進行工作塑造的行為，以尋求個體在工作上的意義(Tims et al., 2012)。

社會認知理論認為，人類行為的具體表現，主要是由個人因素(person)、行為(behavior)及環境因素(environment)等三項因子動態互動影響的結果(Bandura, 1986)，而這也是社會認知理論中三元互惠決定(reciprocal determinism)概念的本質，也就是說，個體在組織內的行為表現，乃肇因於工作環境、個人因素及個人行為三者動態互動影響的

結果。

社會認知理論的自我調節機制(self-regulatory mechanisms)指出，人類行為被不間斷的自我影響作用所刺激及調節，個體自我調節機制，提供個體自我導引改變行為的潛能；

在自我調節的過程中，個體依據自我觀察及自我監控的準確性和一致性狀況，據以調節

行為的方法及程度(Bandura, 1991)，而這也暗示個體進行工作塑造時的背景因素。

綜整上述，就個體而言，藉由知覺組織所給予的資源及要求，會主動塑造個人工作

內容，使得實質工作內容，能符合自已的工作能力並促進工作滿度，進而延伸至工作績

效產出(Leana, Appelbaum, & Shevchuk, 2009)；而就組織管理層級而言，依循工作設計的目標，並合理預期個體的工作績效，但實務上的景況是，組織提供相同的工作資源及工

作要求，但個體之間的績效卻有明顯的差異；此外，依 Bandura社會認知理論的三元互惠決定概念，人類行為的具體表現，會受個人因素、行為及環境因素等三項因子的動態

互動而影響，由此脈絡推測，除上述工作塑造行為會中介組織工作環境與工作績效之關

係外，個體自我效能信念因素，推論會是另一個影響個體行為及績效的決定因子。

本研究釐清個體在既有的組織脈絡之下，如何主動進行工作塑造行為，並接續影響

工作績效產生的機制，並指出個體的自我效能如何扮演干擾中介角色，影響整個中介過

程及結果，此等發現，對人力資源管理的實作，具有很好的實務規劃參考價值。

貳、文獻探討

一、工作要求-資源模型 工作資源-要求模型(job demands-resources model, JD-R)的概念，最先由 Demerouti,

Bakker, Nachreiner, and Schaufeli (2001)提出，JD-R的核心本質在於假設：每個職務都會有本身特有關係到工作壓力的風險要素，可將其概括分類成二種要素類別，即工作要求

和工作資源，其將工作要求定義為：與工作相關之生理、社會或組織的面向，其要求持

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續生理和精神上的付出，並與某些心理和生理成本相關，例如：工作壓力、人際衝突等；

而工作資源則是指：與工作相關之生理、社會或組織的面向，其可以(a)促進達成工作目標，(b)減少工作要求相關的心理和生理成本，(c)激勵個人的成長和發展。

Schaufeli and Bakker (2004)針對原始 JD-R模型的假定，只偏向在探討負向職業健康心理(例如：壓力)研究方向，將其擴展至對正向心理動機的影響效果，提出修改版的 JD-R，期能完備整個 JD-R模型；其修改後之模型內容，如圖 2-1，其主要是假定了二個不同的潛在心理歷程，亦即能量耗損歷程 (Energetic impairment process)及動機歷程(Motivational process)，具體而言就是，工作要求與工作資源二項要素，會個別透過各自不同的心理作用歷程，影響工作結果產出；其中，能量耗損歷程指的是：工作倦怠

(Burnout)會中介工作要求與健康問題之間的影響關係；而動機歷程指的是：工作投入(job engagement)會中介工作資源與組織結果(例如：工作績效、離職傾向)之關係。

圖 2-1 工作要求-資源模型(JD-R Model)

JD-R 模型不像早期一些研究工作壓力和工作設計的重要理論，例如：Karasek Jr (1979)的工作要求控制模型(job demands control, JD-C)，Siegrist (1996)的付出回報失衡模型(effort reward imbalance, ERI)，大都侷限在特定的工作要求或工作資源，以及相關依變數的研究範疇，而 JD-R 模型不同之處，在於其模型的核心假設項每一個別工作或職業都可能會有本身特別的關聯於壓力或工作倦怠的風險因子，而這些工作特性因子可以被

概化成二項種類，即工作要求與工作資源。

二、工作塑造 工作塑造一詞，首次由二位美國學者提出(Wrzesniewski & Dutton, 2001)，並將其定

義為，「個體在工作任務(包含實體和認知)或是工作關係範圍上，所作的生理上和認知上的改變」；依過往文獻的研究看法，有一點概念必須釐清，工作塑造不是對工作內容的

全面再設計，而僅是在特別的工作任務彊界裡，改變某些工作任務的面向(Berg & Dutton, 2008)；例如：員工可能只塑造更多的工作自主權，使自己對工作績效有更多的責任，進而激勵自己投注更多的心力在工作任務上(S. K. Parker & Ohly, 2008)。

+

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過去幾十年來，不少學者們用以工作設計為起始的模型，去檢視員工在組織內的工

作歷程，早期的工作設計理論和研究，其主要聚焦在管理者由上而下為員工設計工作流

程(Campion & McClelland, 1993; Hackman & Oldman, 1980)，而工作設計概念指的是：工作、任務和角色如何被建構、扮演及修改，以及這些工作的建構、扮演及修改，對個體、

團隊及組織產出所產生的影響作用(Grant & Parker, 2009)；此種「由上而下」的設計歷程及思維，乃指組織設定其工作要求內容，再由員工執行，並預期產出組織結果。

接續早期的工作設計概念，「工作再設計」的概念，其設計內涵通常被視為，組織或

管理者改變某些個體的工作、任務或條件的歷程(Tims & Bakker, 2010)，此種工作再設計的作法，主要目的是要增加個體和團隊在工作產出歷程中的自主權，進而影響個體的工

作投入及工作績效(Demerouti & Bakker, 2014)。

雖然工作再設計的實證研究結果，皆實證出激勵工作特性與工作態度(例如：內在工作動機)之間有正向關係，但是，也有一些研究指出，這些正向關係相對是微弱的(Demerouti & Bakker, 2006; Demerouti & Cropanzano, 2010)，而且，一些研究也指出，核心的工作特性與工作態度之間的關係，會被某些干擾變項影響很大(Fried, 1991; Sharon K Parker & Collins, 2010)，由此推斷，可能是某些情境機會和限制的變數，影響了個體的工作態度和行為(Fried et al., 2007; Johns, 2006)。

由上研究結果推斷，對於員工在組織內的工作歷程設計，除了傳統以組織策略因素

為前題的設計方式之外，個體因素在工作設計的作業中，似乎也應扮演重要的考量因素

(Black & Ashford, 1995; Miner, 1987)，尤其是有關個體自主塑造工作的動機與行為(Grant & Ashford, 2008)。在組織「由上而下」試圖干預改善工作動機和組織績效結果，但卻又顯示出一定程度上的效能不足(Muurlink, 2013)時，Wrzesniewski and Dutton (2001)提出之工作塑造概念，隱含「由下而上」工作設計作法，可將其視為一種工作設計的型式，期

能補足傳統工作設計概念上的缺陷。

Petrou, Demerouti, Peeters, Schaufeli, and Hetland (2012)採用相類似於Wrzesniewski and Dutton (2001)的工作場域社會建構者觀點的立場，將工作塑造定義成：一種主動的員工行為，並且由尋求資源、尋求挑戰及減少要求等三項要素所構成，並發展出可供作

的量表，茲說明此三項工作塑造的構面如下。

（一）尋求資源(seeking resources) 意指個體在工作時尋求協助的行為；尋求資源的行為可能包括：尋求社會主持、尋

求工作績效回饋、或是尋求工作自主權等；而當員工面臨高度的工作要求時，尋求資源

的行為可以緩衝工作要求帶來的負向效果，並正向影響工作投入及工作滿意(Bakker & Demerouti, 2007)。

（二）尋求挑戰(seeking challenges) Lazarus and Folkman (1984)，認為個體若採取正向解讀工作壓力的因子，便能導致

挑戰的知覺(Van den Broeck, Vansteenkiste, De Witte, & Lens, 2008)；同樣的概念，積極的工作者會尋求挑戰可促進掌控工作的工作情境(Karasek & Theorell, 1990)，此外，尋求挑

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戰的行為，能引導個體發展知識和技能，接續幫助個體達成困難目標，並導致個人成長

及工作滿意(Tims et al., 2012)。

（三）減少要求(reducing demands) 減少工作需求的行為可以包括：極小化在工作面方的情緒、精神和生理上的要求，

或者是減少工作負載及時間壓力(Petrou et al., 2012)。

綜合上述文獻探討，個體為塑造其工作意義及工作認同，會審酌組織的脈絡，例行

調整其工作內容；而此種「持續動態」的工作形塑或再創造的行為，有別於傳統工作設

計作法，著重在工作事件要素之「靜態」工作設計模式；在工作塑造「動態」調適觀點

之下，個體會改變其工作要素和與其它人的互動關係，去修改個體在工作上之社會環境

和工作意義(Hackman & Oldman, 1980)，進而影響個體工作績效的產出。

三、工作塑造與工作要求資源模型之關係 當個人動機需求結合工作特性的情境因素後，個體為平衡整體工作要求與資源，便

會自主進行工作塑造行為(Tims et al., 2012)；而 Tims and Bakker (2010)也指出，當個體在工作要求與工作資源適配失衡(person-job misfit)時，也會進行工作塑造的行為。

依 Bakker and Demerouti (2007)對 JD-R模型的假定，亦即，個體面臨所屬組織的工作特性條件時，可將其分成工作要求及工作資源二個面向，而不同的工作面向，會在工

作場域中各別觸發二個不同的潛在心理歷程，並引發個體產生不同的工作態度；此兩項

歷程分別是健康耗損歷程及動機歷程。

「工作要求」依其定義，工作要求面向會增加個體某些心理和生理成本，而這些心

理因素會觸發健康耗損歷程，並導致壓力知覺、健康損害及工作倦怠；而當個體處於這

類能量耗損(Schaufeli & Bakker, 2004)的情狀況下，依據 Hockey (1997)補償控制模型(compensatory control model)的假定，當個體為解決有關增加工作要求與高度努力付出之間的不相符情況時，其會有二種可能調節作法，其一是盡力應對作法(strain coping mode)，此時，個體會儘可能付出最大努力去符合新的工作要求水平，並維持工作績效要求標準；

其二是被動應對作法(passive coping mode)，此時，個體為回應過多的工作要求，會試圖向下調整績效目標，而此二種應對作法結果是，個體會依現有的能力水準，試著符合組

織要求，而進行負向的工作塑造行為。

「工作資源」依定義，其心理因素會觸發動機歷程，並導致高度工作投入及高工作

績效；而當個體處於這類動機激勵(Schaufeli & Bakker, 2004)的情狀況下，依據資源保存理論基本主張(Hobfoll, 2001)：個體會努力去獲取、保存、保護及培養本身所重視的資源；換句話說，個體會主動尋找工作資源、尋找工作挑戰，進行實質工作塑造行為。

依據上述文獻探討，本研究提出假設一如下：

H1-1：工作要求與工作塑造(減少要求)有負向關係

H1-2：工作資源會與工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)有正向關係

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四、工作塑造與工作績效之關係 Campbell, McHenry, and Wise (1990)將工作績效精簡的定義為，員工個體執行與完

成組織目標相關且可觀察到的事情。

Williams and Anderson (1991)將也工作績效行為，在其發展的量表中區分描述為：「角色內行為」(in-role) 與「角色外行為」(extra-role)，其中角色內行為被描述為：支持日常的組織機能，通常是符合組織的目標及可被視為是工作說明書內工作的行為；而角

色外行為則被描述為：自願的、無私的及內在驅動的行為，其能幫助組織維持一個健康

良好的工作氛圍。

Bakker, Tims, and Derks (2012) 研究發現，工作塑造是個體工作投入的前測因子，工作塑造行為對工作績效有顯著的影響，諸如：工作塑造是角色內績效(in-role)的前測因子(Bakker et al., 2012)，集體工作塑造與工作績效正向相關(Leana et al., 2009)。

Bakker, Demerouti, and Verbeke (2004)使用 JD-R模型，檢驗工作特性(工作要求與工作資源)、工作倦怠與工作績效之間的關係，依其研究結果發現(a)工作要求是工作耗損最重要的前因變數，並會接續影響角色內工作績效(in-role)，及(b)工作資源是工作疏離(disengagement)最重要的前因變數，並會接續影響角色外工作績效(extra-role)。

依據上述文獻探討，本研究提出假設二如下：

H2-1：工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)與工作績效(角色外)有正向關係。

H2-2：工作塑造(減少要求)與工作績效(角色內)有正向關係。

五、工作塑造中介工作要求資源與工作績效之關係 員工的行為是否能如組織預期的結果，在一般工作績效模型認為：一個人的工作績

效，有賴於個人動機需求、個人知識技能與組織環境等三個構面，進行有效的交互影響

作用，方能產生預期的工作績效(Blanchard & Thacker, 2008)。

員工在即有的工作條件之下，審酌適配工作特性與個人知識技能及能力水平，配合

自己的需求動機，主動調整改變工作要求及工作資源水準(亦即工作特性)(Tims & Bakker, 2010)；而這樣的由個體主動發起的工作形塑行為(工作塑造)，推測會對其工作績效產生影響作用(Bakker, Demerouti, & Sanz-Vergel, 2014; Demerouti, 2014)。

Bakker and Demerouti (2007)指出：工作要求會透過健康耗損歷程，引發壓力知覺，並接續負向影響組織成果，由此可以推測，當個體處於知覺壓力狀態下，依據補償控制

模型(Hockey, 1997)的假定，個體為維持個人心理負擔水平，會主動調節工作付出的水平(類似於本研究中介變項工作塑造的減少要求構面)；並接續會影響其個人工作績效。

此外，Bakker and Demerouti (2007)的研究亦發現：工作資源會透過動機歷程，引發激勵動機知覺，而主動進行工作內容調整(類似於本研究中介變項工作塑造的尋求資源與尋求挑戰構面)，並接續正向影響組織成果。

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依據上述文獻探討，本研究提出假設三如下：

H3-1：工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)對工作資源與工作績效(角色外)之間的正向關係具有中介效果

H3-2：工作塑造(減少要求)對工作要求與工作績效(角色內)之間的負向關係具有中介效果

六、自我效能 社會認知理論根源於一種人類動因(Human agency)的觀點，其指出個體是一個代理

行動者(agent)，其主動投入於自己的發展並且可以藉由自己的行動使事情發生；上述動因的主要意涵在於，個人擁有自我信念，這信念使其能行使對於自身想法、感覺及行動

的某種程度控制力，而這種人類的想法、信念及感受會影響他們如何作出行為表現

(Bandura, 1986)；於此，Bandura提出對於人類行為的看法，其指出個體所擁有的「自我信念」，是在行使自我控制及個人動因時的關鍵要素，因此，個體不只是他們所處在的

環境及社會系統互動下的產物，更是扮演一個主動製造者的角色。

社會認知理論認為，人類行為廣泛的被不間斷的自我影響作用所刺激及調節，而主

要的自我調節機制作用，是透過三個首要的子流程來完成，其一是，個體的行為、行為

決定因子及行為效果的自我監控，其二是，個體行為與個人標準及環境狀況關聯的評斷，

其三是，情感的自我反應(Bandura, 1991)；個體的自我調節機制，提供個體自我導引改變行為的潛能；在自我調節的過程中，個體依據自我觀察及自我監控的準確性和一致性

狀況，憑以調節活動和行為的方法及程度，以及，對他們所作的行動、選擇及歸因作出

判斷，最後，對他們的行為作出評價及實際回應。

自我效能的信念，提供人類動機、幸福感及個人成就的基礎根據，因為，除非人們

相信他們的行為能產出預期的結果，否則他們便沒有太大動機去執行，或者是在面對困

難情況下堅持作下去；而且自我效能也是上文提到「自我調節機制」的關鍵決定因子

(Bandura, 1986)。

七、自我效能對工作塑造及工作績效之間關係的干擾中介效果 社會認知理論中的自我調節機制，提供個體自我導引改變行為的潛能；在自我調節

的過程中，個體依據自我觀察及自我監控的準確性和一致性狀況，憑以調節行為的方法

及程度，接續對他們的行為作出評價及實際回應(Bandura, 1986)；高自我效能者，愈相信自己能完成指定的工作任務，所以，在面臨困難任務時，會自主形塑工作內容，達成

工作績效要求，而低自我效能者則否(Bandura, 1997)；此外，若個體從之前工作塑造行為中，獲得了正向產出結果，也會更投入在之後的工作再塑造行動中(Bandura, 1997)，繼之產生一個正向的增強循環；由此，本研究推論，個體在進行工作塑造「之後」，自我

效能信念會干預個體自我調節機制的歷程，接續影響工作塑造的動態調整，並會調節工

作塑造與工作績效之間的關係；其動態調整與本研究架構之關聯圖，如圖 2-2。

依社會認知理論理論的中的三元互惠概念，個體的行為會依個人、行為及環境等三

項因子的實況，動態互動影響並調整個體的行為(Bandura, 1986)，由此推論，個體在所

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處的 JD-R 條件下(環境)，對工作績效的間接(中介)效果，會隨著自我效能(個人)對工作塑造(行為)與工作績效關係所產生的干擾效果，而相應發生調節影響。

圖 2-2 自我效能之干擾型中介效果推論模型

茲依 Edwards and Lambert (2007)對干擾中介作用觀點，本研究提出假設四如下：

H4-1：自我效能會干擾工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)中介工作資源與工作績效之間的正向關係；當自我效能越高時，工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)中介工作資源與工作績效之間的正向關係越高，反之，則越低。

H4-2：自我效能會干擾工作塑造(減少要求)中介工作要求與工作績效之間的負向關係；當自我效能越高時，工作塑造(減少要求)中介工作資源與工作績效之間的負向關係越高，反之，則越低。

參、研究方法

一、研究架構 本研究之研究架構與對應之研究假設如圖 3-1。

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A0�@�Bandura(2009) Cultivate self-efficacy for personal and organizational effectiveness. Handbook of principles of organization behavior, p.180.

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JD-R Model

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圖 3-1 研究架構圖

二、研究對象 個體會依其個人的能力及需求，平衡其所面臨的工作要求及工作資源(Tims et al.,

2012)；另外 Demerouti and Bakker (2014)也有同樣的看法，其指出，工作塑造可以被視為一種特定的個體主動行為，員工藉由自主改變工作要求與工作資源的水準，使自己的

工作更有意義、更投入及更有工作滿意；由此推論，任何組織內的每個員工都可自主形

塑自己的工作內容(Tims et al., 2012; Wrzesniewski & Dutton, 2001)，因此，本研究之研究對象不限制產業類別及職務屬性。

三、研究工具 本研究以問卷調查法作為研究資料蒐集之工具，問卷包含工作要求、工作資源、工

作塑造、工作績效、自我效能以及受測者基本資料；所使用之量表依國外文獻內容，由

研究者翻譯成初稿後，再請領域專家提供修改建議，以確保問卷的信度及效度。

（一）工作資源量表 本研究使用 JD-R模型並設定工作屬性為通用型的工作環境特性因素，並依 JD-R模

型下之工作資源定義，將工作資源的構念指標，指定為：績效回饋(performance feedback)、社會支持(social support)及工作控制(job control)；其中，績效回饋指標，採用(Van der Vegt, De Jong, Bunderson, & Molleman, 2010)所發展之量表，另外，社會支持及工作控制兩項指標，則採用 Van Yperen and Hagedoorn (2003)所發展之量表，此外，本研究參照 Van Yperen and Hagedoorn (2003)的作法，將與工作要求有關之題項加總平均計分，以代表整體工作資源之構念指標。

（二）工作要求量表 本研究使用 JD-R模型並設定工作屬性為通用型的工作環境特性因素，並依 JD-R模

型下之工作要求定義，將工作要求的構念指標，指定為：工作負載(workload)、工作壓力(work pressure)，並採用 Van Yperen and Hagedoorn (2003)研究工作要求、內在動機及工作情緒之間關係所發展之量表，其中第六題為反向題；此外，本研究參照 Van Yperen and Hagedoorn (2003)的作法，將題項加總平均計分，以代表整體工作要求構念。

（三）工作塑造量表

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本研究採用 Petrou et al. (2012)所發展之量表，其將工作塑造構念，概化成三項操作化指標，分別為(1)尋求資源，(2)尋求挑戰，(3)減少要求。

（四）工作績效量表 本研究採用Williams and Anderson (1991)所發展之量表，其將工作績效行為，區分

為「角色內行為」(in-role) 與「角色外行為」(extra-role)。

（五）自我效能量表 採用 Sherer et al. (1982)「一般性自我效能量表」題項內容，共有十七個題項，此外，

題項中設有反向題，分別是第 1、3、5、6、7、10、11、12、14、16、17題。

四、調查實施 本研究採立意抽樣法蒐集問卷資料，此外，為減少共同方法變異(common method

variance, CMV)問題，採用彭台光、高月慈與林鉦棽(2006)之建議二種方式，其一，部分題項設計成反向題，期能減少填答者不經心或潛在一致性動機，其二，使用來源隔離方

法，以減少動機一致性偏差，作法是將變項資料區分成主管與部屬二種不同的蒐集來源，

並於回收之後將不同問卷配對成為一份完整的問卷；其中主管填答部屬之工作績效變

項，部屬填答工作要求、工作資源、工作塑造及自我效能等四個變項。

五、資料分析 研究問卷於回收後，首先進行問卷檢核並剔除無效問卷，完成資料預處理之後，依

研究假設內容，輔以相應適當之 SPSS 25、AMOS 24、及 PROCESS 3.3 等統計分析工具，進行研究假設驗證，其統計分析作法說明如下。

（一）相關分析 本研究所有的變項皆為連續變項，故採用皮爾森相關係數(Pearson correlation

coefficient)，衡量研究變數間之線性關係程度大小與方向。

（二）驗證性因素分析(confirmatory factor analysis, CFA) 本研究根據即有理論及先驗知識作出假設，並採納即有量表作為變項之量測，故以

驗證性因素分析作法，檢驗研究構念之建構效度(包含收斂效度及區辨效度)。

（三）迴歸分析 根據研究假設內容，以迴歸分析作法，分析研究變項間之數量關係及解釋能力，據

以檢定假設 H1-1、H1-2、H2-1及 H2-2。

（四）干擾型中介分析 根據 Hayes (2017)建議之條件式程序模型(conditional process model)作法，及其提供

之 PROCESS Model 14分析模組，進行條件式程序分析，以檢驗干擾中介效果。

肆、研究結果

一、相關分析

11

研究變項之 Pearson 相關分析結果，如表 4-1，由表中統計結果發現：工作塑造(減少要求)與工作要求(r= -.124，p=.023)有顯著負關，工作塑造(尋求資源、尋求挑戰)與工作資源(r= .408，p<.001)有顯著正相關，此部分的相關分析與本研究假設 H1-1 H1-2的推論

相符；其次，工作塑造(減少要求)與工作績效(角色內)(r= .153，p=.005)有顯著正相關，工作塑造(尋求資源、尋求挑戰)與工作績效(角色外)(r= .150，p=.006)有顯著正相關，與本研究假設 H2-1 H2-2的推論相符；再者，工作要求與工作績效(角色內)(r= -.111，p=.042)有顯著負相關，工作資源與工作績效(角色外)(r= .128，p=.018)有顯著正相關，與本研究假設 H3-1 H3-2的推論相符；最後，自我效能與其它所有研究變項皆有顯著相關，與本研

究假設 H4-1 H4-2的推論相符。

表 4-1相關係數表 1 2 3 4 5 6

1. 工作要求 －

2. 工作資源 .015 －

3. 工作塑造 (尋求資源、尋求挑戰) .063 .408** －

4. 工作塑造 (減少要求) -.124* .188** .201** －

5. 工作績效 (角色內) -.111* .203** .070 .153** －

6. 工作績效 (角色外) .030 .128* .150** .036 .424** －

7. 自我效能 -.123* .303** .393** .308** .204** .090＋

註：N=339； ＋p<.1, *p<.05, **p<.01

二、驗證性因素分析 根據 Anderson and Gerbing (1988)的建議，在進行結構方程式模型分析前，先針對各

研究構面及其衡量題項進行 Cronbach’s α 值分析及驗證性因素分析，以瞭解各構面題項之信度、收斂效度與區別效度。

（一）測量模型配適 本研究之整測量模型由工作要求、工作資源、工作塑造、工作績效及自我效能等潛

在變項所構成，為評鑑因素結構的配適程度，以驗證性分析得出之配適指標如表 4-2；由表中得知，整體測量模型之𝜒# ∕ df 值符合建議比值最好是小於 3 的建議標準；其它配適指標如：RMR、RMSEA、PNFI、PCFI等指標，也都符合學者建議值，表示測量模型之外在品質良好，符合學術研究要求。

（二）收斂效度 測量模型驗證性因素分析所得資料，如表 4-3；由表中得知，Cronbach’s α 值全部

皆大於.8，符合(DeVellis, 2016)的建議值；組成信度全部皆大於.80，符合檢定水準(Fornell & Larcker, 1981)；平均變異抽取量雖有部分未達.50 檢定水準，但 Fornell and Larcker

12

(1981)認為，在組成信度達到一定標準的條件之下，仍可推論量表具有一定的收斂效度；由上述三檢定標準，本研究量表符合收斂效度之要求，測量模型的內在品質良好。

表 4-2整體測量模型配適度指標檢核表

統計檢定量 指標值 建議標準值

𝜒# 5485 越小越好

𝜒# ∕ df 2.175 < 3 (Bagozzi & Yi, 1988)

RMR .044 <.08 (Hu & Bentler, 1999)

RMSEA .059 <.08 (Hu & Bentler, 1999)

PNFI .597 >.50 (Breivik & Olsson, 2001)

PCFI .721 >.50 (Breivik & Olsson, 2001)

表 4-3測量模型之驗證性因素分析表

測量變數 題數 平均數 標準差 因素負荷量 α值 組成信度 變異抽取量

工作要求 11 3.09 0.59 .40~.74 .86 .86 .37

工作資源 18 3.44 0.47 .48~.92 .87 .96 .56

工作塑造 (尋求資源) (尋求挑戰)

9 3.03 0.56 .33~.74 .82 .82 .35

工作塑造 (減少要求)

4 3.42 0.74 .58~.86 .81 .82 .53

工作績效 (角色內)

7 3.80 0.53 .47~.78 .83 .84 .45

工作績效 (角色外)

7 3.59 0.63 .58~.85 .87 .87 .50

自我效能 17 3.92 0.43 .25~.78 .87 .88 .32

（三）區別效度 依 Anderson and Gerbing (1988)所言，若變項間經相關分析後，其相關程度很低，則

表示此兩構面具有區別效度；Hair, Anderson, Tatham, and Black (1998)建議的判斷準則為，每一個構面的平均變異抽取量平方根大於各構面的相關係數個數，至少須佔總比較

個數的 75%以上；基於此準則，茲彙整各構面相關係數及平均變異抽取量平方根於表 4-4，因此判斷本研究量表具有區別效度，測量模型的內在品質良好。

13

表 4-4區別效度檢定表

構面 相關係數

1 2 3 4 5 6 7

1. 工作要求 .61

2. 工作資源 .015 .75

3. 工作塑造 (尋求資源) (尋求挑戰)

.063 .408* .59

4. 工作塑造 (減少要求)

-.124* .188* .201* .73

5. 工作績效 (角色內)

-.111* .203* .070 .153* .67

6. 工作績效 (角色外)

.030 .128* .150* .036 .424* .71

7. 自我效能 -.123* .303* .393* .308* .204* .090＋ .57

註：對角線之值為該變數之平均變異抽取量的平方根。 ＋p<.1 *p<.05

四、假設檢定

（一）工作要求資源與工作塑造之迴歸分析 針對工作要求與工作塑造 (減少要求 )之關係作線性迴歸分析，其 F 值為

6.064(p<.001)，可知自變項與依變項間具有顯著的線性關係；此外，工作要求對工作塑造(減少要求)之迴歸係數為-.130(p=.017)，表示兩個變項間，呈現顯著的負向關係，由此推論研究假設 H1-1：工作要求與工作塑造(減少要求)有負向關係之假設成立；針對工作資源與工作塑造(尋求資源、尋求挑戰)作線性迴歸分析，其 F值為 23.987(p<.001)，可知自變項與依變項間具有顯著的線性關係；此外，工作資源對工作塑造(尋求資源、尋求挑戰)之迴歸係數為.403(p<.001)，表示兩個變項間，呈現顯著的正向關係，由此推論研究假設 H1-2：工作資源會與工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)有正向關係之假設成立。

（二）工作塑造與工作績效之迴歸分析 針對工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)與工作績效(角色外)之關係作線性迴歸分析，

其 F值為 3.865(p=.010)，可知自變項與依變項間具有顯著的線性關係；此外，工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)與工作績效(角色外)之迴歸係數為.136(p=.014)，表示兩個變項間，呈現顯著的正向關係，由此推論研究假設 H2-1：工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)與工作績效(角色外)有正向關係之假設成立；接續，針對工作塑造(減少要求)與工作績效(角色內)之關係作線性迴歸分析，其 F 值為 4.235(p=.006)，可知自變項與依變項間具有顯著的線性關係；此外，工作塑造(減少要求)與工作績效(角色內)之迴歸係數為.143(p=.010)，表示兩個變項間，呈現顯著的正向關係，由此推論研究假設 H2-2：工作塑造(減少要求)與工作績效(角色內)有正向關係之假設成立。

（三）工作塑造之中介效果分析

14

本研究以拔靴法方式，取得實際樣本分配及計算間接效果的數值及信賴區間，並以

PROCESS model 4(Hayes, 2017)，進行間接(中介)效果檢定；其結果計算顯示，工作塑造(尋求資源及尋求挑戰 )對工作資源與工作績效 (角色外 )之間接效果信賴區間為[.002, .111]，不包含零，因此，假設 H3-1成立。若以 Baron與 Kenny的因果步驟推論作法，此項假設之間接效果屬於完全中介類型。另外，工作塑造(減少要求)對工作要求與工作績效(角色內)之間接效果信賴區間為[-.028, -.001]，不包含零，因此，假設 H3-2成立。

若以 Baron與 Kenny因果步驟推論，此間接效果屬完全中介類型。

（四）自我效能之干擾型中介效果分析 本研究假設 H4-1：自我效能會干擾工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)的中介效果，在

執行 PORCESS Model 14之計算結果如表 4-5，其結果顯示，當自我效能低時(-1SD)，間接效果之信賴區間為[.040, .192]，不包含零，而在自我效能高時(+1SD)，間接效果之信賴區間為[-.050, .090]，包含零，由此得知，自我效能高低對中介效果有強弱不同的顯著影響，另外，自我效能的干擾中介間接效果之信賴區間為[-.219, -.003]，不包含零，由此推論研究假設 H4-1成立；另外，干擾中介交互作用圖，請參閱圖 4-1。

假設 H4-2：自我效能會干擾工作塑造(減少要求)中介效果，在執行 PORCESS Model 14 之計算結果如表 4-6，其結果顯示，當自我效能低時(-1SD)，間接效果之信賴區間為[-.018, .017]，包含零，而在自我效能高時(+1SD)，間接效果之信賴區間為[-.033, .001]，也包含零，由此得知，自我效能的高低，對中介效果沒有強弱不同的影響，另外，自我

效能干擾中介間接效果之信賴區間為[-.047, .010]，包含零，故研究假設 H4-2不成立。

表 4-5自我效能對工作塑造(尋求資源及尋求挑戰)之干擾型中介效果分析表 條件式間接效果：工作資源對工作績效(角色外)

間接(中介)效果：工作資源 → 工作塑造(尋求資源及尋求挑戰) → 工作績效(角色外)

干擾變項 條件式間接效果 拔靴標準誤 拔靴信賴區間

下限 上限

自我效能

-1SD .113 .047 .040 .192

Mean .068 .034 .011 .124

+1SD .022 .042 -.050 .090

干擾中介指標

干擾變項 干擾中介指標 拔靴標準誤 拔靴信賴區間

上限 下限 自我效能 -.105 .066 -.219 -.003

N=339, CI=90%, Bootstrap Number: 10000

15

圖 4-1自我效能干擾中介效果交互作用圖

表 4-6自我效能對工作塑造(減少要求)之干擾型中介效果分析表 條件式間接效果：工作要求對工作績效(角色內)

間接(中介)效果：工作要求 → 工作塑造(減少要求) → 工作績效(角色內)

干擾變項 條件式間接效果 拔靴標準誤 拔靴信賴區間

下限 上限

自我效能

-1SD .000 .011 -.018 .017

Mean -.007 .007 -.020 .003

+1SD -.014 .011 -.033 .001

干擾中介指標

干擾變項 干擾中介指標 拔靴標準誤 拔靴信賴區間

上限 下限 自我效能 -.016 .018 -.047 .010

N=339, CI=90%, Bootstrap Number: 10000

伍、結論與建議

本研究採討工作要求資源模型、工作塑造、工作績效與自我效能之間的關係，本章

彙整出實證研究結果，並討論管理實務意涵及後續研究建議。

一、理論貢獻 個體在組織內的工作塑造行為，如何就組織所給予的工作資源及工作要求條件，主

動形塑個人工作內容，進而延伸至工作績效產出，同時，社會認知理論中的自我效能如

何扮演過程中的調節機制，也在本研究中獲得實證支持；更確切的說，本研究檢測到個

體的工作塑造行為，會中介 JD-R 與工作績效之間關係，以及在這種中介效果傳遞過程中，個體的自我效能信念的條件式干擾效果，潛在調節個體在動態組織環境下之工作形

塑行為及工作績效產出；這種結合個體「每日動態性」的工作塑造行為與自我調節機制

之研究架構，期能作為後續研究設計之參考。

Pick-a-Point Approach(±1SD)(Bauer & Curran, 2005)

Johnson-Neyman(JN) Technique(Hayes, 2017)

16

二、管理意涵 工作塑造行為是個體主動發起的行為，其產生的正向組織結果，對個體和組織都是

一個值得鼓勵的行為，讓員工的工作塑造行為，成為一個雙贏的互動模式(Wrzesniewski, LoBuglio, Dutton, & Berg, 2013)；藉由本研究可以認知到，個體形塑工作內容的動機來源，組織若想要藉由員工工作塑造行為來改變員工績效，只要在管理過程中，營造出員

工願意進行工作塑造的環境及誘因，並實施目的性引導作法，此時，員工便有可能朝著

公司想要引導的方向，調整自己的工作行為表現。

自我效能在工作塑造對工作績效的中介作用過程中，有顯著的干擾影響效果，在實

務運作上，如何讓一個「積極主動的工作塑造者」(Petrou et al., 2012)，在「每日的」工作塑造行為中，真正的發生效果，有賴於個體本身所擁有的自我效能特質的發揮；

Bandura (1997)指出，高自我效能者，愈相信自己能完成指定的工作任務，所以，在面臨困難任務時，會自主形塑工作內容，達成工作績效要求，而低自我效能者則否，因此，

組織若要借助工作塑造這項工具，來發展組織人才，應從員工的自我效能的存量下手，

針對組織內的關鍵人才，有目的性的培育自我效能特質，將有助於人才發展效果。

三、研究限制 為精簡研究架構目的，個體所屬主管角色，在研究架構中被有意的簡化處理，且假

定主管在工作塑造的前因及結果效用中，並未涉入影響過程，而這假定可能與實況有些

許落差；在組織的運作中，個體的任務活動，往往需要主管的指派與規範，而這些工作

要求指派作為，便可能會影響個體的工作塑造的前因，再者，個體在執行任務的進程中，

主管對工作資源的提供及互動，在個體每日的例行的工作塑造行為促發中，也扮演關鍵

影響作用；此外，有關自我效能干擾變項，主管也有可能扮演促進者的角色，例如，在

工作歷程中，提供掌握經驗學習的機會，讓員工經由行動經驗，發展自我效能信念，進

而影響工作塑造的結果產出；在往後的相關研究，或可適當的加入研究架構中。

四、研究建議 依工作塑造的定義觀點：員工依其個人的能力及需求，並平衡其所面臨的工作要求

及工作資源現況，而在工作上所作的改變，由此可得知，當組織遭逢重大變革時，員工

更易於主動調整工作內容及認同，為此，若能針對在組織變革的情境下，實證研究個體

的工作塑造行為的作法及程度，將有助於工作塑造研究主題，更加完備。

工作塑造是一持續性動態性調適的行為過程，其行為結果的轉變，對依變項所產生

的影響效果，需要一段時間的累積來展現結果，不容易僅以橫斷面研究(cross-sectional study)所獲得之資訊而能完全概化出來，因此，若能以縱貫性研究(longitudinal study)的方式，透過時間序的樣本資料累積，將能使工作塑造的因果推論，更有信效度。

17

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