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黃瑞傑 王豫萱 胡昌亞 羅氏「工作成癮測驗」中文版心理計量特質之檢驗

羅氏「工作成癮測驗」中文版

心理計量特質之檢驗

黃瑞傑 1 王豫萱 2 胡昌亞 3

摘要

工時過長是台灣普遍的現象，其與工作狂行為有顯著相關，但目前並未有良好

的工具能協助國內研究的進行。本研究欲檢驗Robinson（1989）「工作成癮測驗」

（Work Addiction Risk Test, WART）中文版之心理計量特質與結構。本研究依 Bris-

lin（1980）的回覆翻譯策略將WART中文化，並以 1,235位全職員工作為樣本；由

於初步的驗證性因素分析結果未符合過往研究的因素結構，本研究進一步將整體樣

本隨機分成兩組，先對一組樣本（N = 618）進行探索性因素分析，結果顯示共可

萃取五個因子；而另一組樣本（N = 617）的驗證性因素分析結果顯示，五因子模

式配適度良好。同時 WART 各項因素與工作投入皆呈現顯著關聯性，且除了工作

滿意以外，五因子也與情緒耗竭、工作對家庭衝突、家庭對工作衝突，以及工作時

數等效標變項，皆呈現顯著關聯性，此顯示效標關聯效度獲得支持。最後則討論研

究結果對未來工作狂研究以及企業員工協助方案的助益。

關鍵詞：工作成癮測驗、工作狂、工作時數、情緒耗竭

1.黃瑞傑，國立臺北商業技術學院企業管理學系助理教授2.王豫萱，國立政治大學企業管理學系博士候選人3.胡昌亞，國立政治大學企業管理學系教授收件日期：2010.09.01；完成修改：2010.12.20；正式接受：2010.12.22通訊作者：王豫萱；Email：gpwang0510@gmail.com地址：臺北市指南路二段 64號 國立政治大學企業管理學系

第五十八輯第四期 年 月 ～ 頁

《測驗學刊》

測驗學刊，第 58 輯第 4 期

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Psychometric Properties of the Chinese Ver-sion of Robinson’s Work Addition Risk Test

It is common that the employees work quite long in Taiwan. Based on previous stu-dies, this phenomenon has positive correlation with workaholic behavior. To develop awell Chinese measurement to understand workaholism in Taiwan, the current studyaimed to investigate the psychometric properties of the Chinese version of the WorkAddition Risk Test (Robinson, 1989). Participants were a random sample of 1,235 full-time workers. As the result of primary confirmatory factor analysis failed to fit the fac-tor models of previous studies, the original sample was divided randomly into two gro-ups. Using one group (N = 618) to explore the factor structure, the result of exploratoryfactor analysis showed five factors model in this study. To test the factor model, the fitindex of another group (N = 617) suggested that the five factors model fit the data. Thesignificantly positive relationship between these five factors and job involvement pro-vided strong evidence for convergent validity. Furthermore, the significant correlationsbetween the five factors and criterion variables (emotional exhaustion, job satisfactionand working hours per week) also provided proof of criterion-related validity. In addi-tion, implications and limitations of these findings are discussed.

Keywords: emotional exhaustion, Work Addition Risk Test, workaholism, working hours

1. Jui-Chieh Huang, Assistant Professor, Department of Business Administration, NationalTaipei College of Business

2. Yu-Hsuan Wang, Ph.D. Candidate, Department of Business Administration, NationalChengchi University

3. Changya Hu, Professor, Department of Business Administration, National Chengchi Uni-versity

Received: 2010.09.01; Revised: 2010.12.20; Accepted: 2010.12.22Corresponding Author: Yu-Hsuan Wang; Email: gpwang0510@gmail.comAddress: 64, Section 2, Chi-Nan Road, Taipei, Taiwan

Department of Business Administration, National Chengchi University

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壹、緒論

隨著資訊科技的進步，許多企業員工不必再受限於固定的辦公場域及特

定的上班時段（Arthur & Rousseau, 1996; Cooper, 1998; Harpaz & Snir, 2003），

此種工作地點與時間的轉變，不僅使工作與私人時間的界線變得較為模糊，

同時也造成員工的工時變相地增加，並可能進一步導致員工產生「工作狂」

的行為（Kanai, Wakabayashi, & Fling, 1996; McMillan, Brady, O'Driscoll, & Ma-

rsh, 2002; Spence & Robbins, 1992; Sullivan, 1999）。由於過往的研究曾指出，

工作狂行為會使員工難以區隔工作與個人生活，進而降低個體的工作表現與

組織整體績效（Fletcher & Bailyn, 1996），因此工作狂行為已日益受到研究

者與企業界的重視（Harpaz & Snir, 2003）。根據瑞士洛桑管理學院（Interna-

tional Institute for Management Development, IMD）的《世界競爭力報告》

（The World Competitiveness Yearbook）指出，近年來台灣員工的平均工作時

數皆高居全球前五名，在 2002年的平均工時為 2,282小時，高居全球排名第

一，2003～2006年間平均為 2,327小時，而 2007～2009年間平均為 2,256小

時（IMD, 2001-2009），此顯示台灣員工普遍有超時工作的現象。因此，在

台灣探討工作狂的議題確實具有其必要性與適切性，但目前國內卻少有研究

致力於此相關議題。

所謂「工作狂」（workaholism）是指，個人過份沉溺於工作中，且強迫

自己持續地過度工作的一種行為，而此種工作行為通常會對個體帶來許多負

面的影響（Harpaz & Snir, 2003; McMillan et al., 2002; Ng, Sorensen, & Feldman,

2007; Oates, 1968, 1971; Taris, Schaufeli, & Verhoeven, 2005）。雖然部分研究者

對工作狂行為持較正向的看法，認為工作狂行為代表個體願意勤奮且奉獻於

工作（Cantarow, 1979; Machlowitz, 1980; Ng et al., 2007），但大多數研究仍著

重於工作狂的負面意涵，認為個體會因此產生工作成癮的現象而無法自我控

制（Cherrington, 1980; Killinger, 1991; Oates, 1971; Porter, 1996; Robinson, 1989;

Schaef & Fassel, 1988; Sprankle & Ebel, 1987）。過去的相關研究也均指出，工

作狂行為對員工個人的身心健康、生活滿足，以及家庭功能皆有負向的關聯

性（Bonebright, 2001; Burke, 1999a; Kanai et al., 1996; McMillan, O'Driscoll, Ma-

rsh, & Brady, 2001; Spence & Robbins, 1992），同時也會讓員工產生抱怨及壓

力（Burke, 2000; Kanai et al., 1996; McMillan et al., 2001; McMillan et al., 2002;

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Spence & Robbins, 1992）。此外，工作狂常會忽略工作以外其它個人生活範

疇的此項特性，也較容易產生工作與生活的衝突（Bonebright, Clay, & An-

kenmann, 2000; Flowers & Robinson, 2002; Naughton, 1987; Piotrowski & Vodan-

ovich, 2006），例如：過去的研究曾指出，具工作狂傾向的員工因為較難有

效地處理與面對家庭問題，而較常出現與家人溝通障礙的問題，或較少給予

家人情感性的回應（Robinson & Post, 1997），並進一步造成其子女較容易感

受到沮喪或不安（Robinson & Kelley, 1998）。這些相關的研究結果皆指出，

當個體有工作狂的傾向時，不僅會影響自身的健康，同樣也會影響共同生活

的家庭成員，因此該行為所帶來的影響實在不容忽視。

個體的工作狂傾向除了對自身與家庭會造成負面影響外，對個人與組織

的績效也會有不良的影響。雖然部分研究者認為，工作狂能夠持續且高度的

投入工作，應會對組織有正向的效用（Korn, Pratt, & Lambrou, 1987; Ma-

chlowitz, 1980; Peiperl & Jones, 2001; Sprankle & Ebel, 1987）。但也有研究者認

為，工作狂可能會有完美主義的傾向，並較不願意授權他人，因此反而在工

作表現上會缺乏效率，所以並非一定對組織有利（Bonebright, 2001; Naugh-

ton, 1987; Porter, 1996; Spence & Robbins, 1992）。基於這些對工作狂雙歧的觀

點，顯示出工作狂行為對組織與工作績效是否有利的議題，在工作狂研究中

仍是一項缺口。尤其台灣員工普遍展現過高的工作時數，因此這樣的社會情

境脈絡更值得研究者深入探討。然而，目前台灣關於工作狂的實證研究較

少，其中一項可能的原因應是缺乏適當的中文化測量工具（Huang, Hu, &

Wu, 2010）；有鑑於此，本研究認為可以從檢驗既有的工作狂測量工具開

始，以協助後續相關研究的進行。

目前在工作狂的相關研究中，主要有三種較常被使用的工作狂量表

（McMillan et al., 2002），分別為「不適應人格工作狂量表」（The Schedule

for Nonadaptive Personality Workaholism Scale，以下簡稱 SNAP-Work）、「工

作狂量表」（The Workaholism Battery，以下簡稱WorkBAT），以及「工作成

癮測驗」（Work Addiction Risk Test，以下簡稱 WART）。SNAP-Work 是由

Clark（1993）所提出，其中包含 18 組強迫選擇題；由於此量表以臨床心理

的取向發展而成，並認為工作狂與強迫型人格疾患（obsessive-compulsive

personality）特質的失調概念有所重疊，因此部分研究者認為，SNAP-Work

可能較不適用於一般大眾，而造成此量表在工作狂的研究中並未被廣泛地使

用（McMillan et al., 2001）。WorkBAT 是由 Spence 與 Robbins（1992）所發

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展，共以25個自陳式題項來測量三個向度，包含：內在趨迫（drive）、工作

樂趣（work enjoyment），以及活動投入（work involvement）；由於 Work-

BAT 的因素結構較少獲得實證研究的支持，除挪威研究者 Andreassen、Ursin

與 Eriksen（2007）的研究外，多數研究的因素分析結果都支持工作樂趣及內

在趨迫此兩個向度（Burke, 1999b; Elder, 1991; Kanai et al., 1996; McMillan et al.,

2002; Spence & Robbins, 1992）。雖然 Huang等人（2010）曾試圖進行中文版

WorkBAT因素結構的檢驗，並提出符合原本 Spence與 Robbins（1992）三因

子模式的 15題縮減版，然而，Spence與 Robbins認為，工作狂是一種人格特

質（trait），而不是一種特定行為或傾向；也由於人格特質難以輕易改變，

因此在管理實務的應用上有其侷限性。

而WART則是由Robinson（1989）所發展，同樣包含 25個自陳式題項，

主要參考 A 型人格特質（Type-A）的一般生活反應所編製，例如：吃飯速

度、肢體語言動作等，而非特殊工作行為（Harpaz & Snir, 2003; McMillan et

al., 2001; McMillan et al., 2002; Robinson, 1989; Spence & Robbins, 1992）。根據

Flowers與 Robinson（2002）的相關研究結果指出，WART具有以下五個因素

向度：強迫傾向（Compulsive Tendency）、克制心情（Control）、溝通障礙

／自我專注（Impaired Communication/Self-Absorption）、無法授權（Inability

to Delegate），以及自我價值（Self-Worth）。此顯示 WART之內容同時包含

個人的行為傾向與價值觀，因此在管理上應較容易根據WART的衡量結果，

來進一步對個體進行工作上的介入或改善，故具有實務應用上的價值。然

而，目前並未有研究針對WART進行構念效度（construct validity）的檢驗，

故本研究為了使工作狂概念以及測量工具能有更完整的發展，因此將對 Ro-

binson（1989）的「工作成癮測驗」（WART）中文化，並且檢驗中文版

WART之心理計量特質（psychometric properties）。

由於工作狂行為是職場中的一種工作行為，為增進研究結果之類推性，

本研究採用台灣的全職員工作為受試者，以了解WART在台灣的適用性。在

分析程序方面，本研究首先會依據過去 WART 相關研究所提出的因素模式

（Robinson, Flowers, & Carroll, 2001; Robinson & Post, 1994），來進行驗證性

因素分析（confirmatory factor analysis），以比較WART中文版之構念組成是

否與過往研究相符，同時也會檢驗各因素向度的內部一致性信度指標。在確

認中文版WART因素結構之後，將進一步檢驗WART各因素向度與工作投入

的相關，以進行收斂效度（convergent validity）的確認。最後，再根據

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WART 各因素向度與過去工作狂研究中較常用之效標來進行相關分析（包

含：情緒耗竭、工作滿意、工作對家庭衝突、家庭對工作衝突，以及工作時

數），以檢驗WART中文版之效標關聯效度（criterion-related validity）。

貳、研究方法

一、研究程序與樣本

本研究主要是以台灣企業組織中的全職工作者為研究對象，採用立意抽

樣（purposive sampling）的方式來選取受試者。同時，問卷施測過程完全匿

名，以保護受試者之隱私權。在資料蒐集過程中，盡可能地包含不同性別、

年齡、婚姻狀況、教育程度、工作年資、服務年資、工作職級、產業及部門

的受試者，以期能夠提高本研究結果的類推性（generalization）。而為提高

回收的有效問卷品質及數量，本研究利用團體施測與委託施測的方式蒐集資

料，其中團體施測主要是由研究者親自進行施測程序，受訪者包含三所大學

共十個班級的在職專班學生（共十人，占整體樣本約 81%）；委託施測則由

研究者委託大學進修部與 EMBA班的在職生擔任施測者的角色，協助本研究

尋找符合條件之受試者，並負責問卷的發放與回收。總計發出 1,300 份問

卷，且所有問卷皆全數回收，刪除漏答過多或明顯亂答之廢卷共65份後，整

體可分析之有效問卷為 1,235份，累計有效問卷的比率為 95%。

在研究樣本組成部分，共包含男性 571 位（46.23%），女性 664 位

（53.77%）；年齡分布於 19至 59歲之間（M = 33.36，SD = 7.09）；未婚者

占 55.63%，已婚者占 43.89%，離婚者占.49%；教育程度方面，高中職以下

占 5.18%，專科占 28.91%，大學占 53.60%，研究所以上占 12.31%；產業類別

方面，金融保險占 21.38%，電子資訊占 39.51%，服務相關占 13.77%，醫療

生技占 6.56%，傳統產業占 17.25%，其他占 1.54%；職位類型方面，非主管

職占 74.90%，基層主管占 14.41%，中高階主管占 10.69%；平均工作總年資

126.87月（SD = 81.88）；平均在目前公司服務年資 71.66月（SD = 71.00）；

平均每週工作時數 46.19小時（SD = 8.66）。

二、研究工具

本研究根據 Brislin（1980）的回覆翻譯（back translation）策略，先由一

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位研究者將WART之原始英文題目翻譯成中文，然後再由另一位具備流利中

英雙語能力的研究者，將中文回譯為英文；兩位研究者經由比對原文與譯文

之差異後，並進一步修飾與調整語意，使中文版題目與原文在語意上具有對

等性。

在測量量尺方面，除了工作時數外，本研究各變項皆以自陳式題項進行

測量，且主要採用李克特氏（Likert’s）七點量尺，請受試者從「1 = 非常不

同意」到「7 =非常同意」對各題項內容進行評估。

（一）「工作成癮測驗」（WART）

本研究採 Robinson（1989）的「工作成癮測驗」（WART），來測量受

試者之工作狂行為。該量表共包含 25題，根據Robinson與Post（1994）之探

索性因素分析結果，WART 主要可分為五個因素向度。其中，克制心情─完

美主義共 11題（例如：「大部分的事情我寧可自己來而不求助他人」），過

度工作共 5 題（例如：「我似乎常在匆忙中，而且和時間賽跑」），自我價

值共 5 題（例如：「當我沒在工作時，我會感到有罪惡感」），思考未來／

精神專注共 2 題（例如：「有時當別人已經回答我問題時，我還是會不經意

地再問同樣的問題」），疏離親友共 2 題（例如：「比起朋友及家人，我花

更多的心思、時間與精力在工作上」）。本研究將以此版本進行WART中文

化心理計量特質之檢驗。

（二）工作投入（Job involvement）

本研究採 Kanungo（1982）的「工作投入量表」，來衡量受試者關心與

重視目前工作的程度。該量表為單一向度，共有10題（例如：「對我而言最

重要的事情，通常與我目前的工作有關」），在本研究的內部一致性信度係

數（Cronbach’s ）為 .86。

（三）效標變項

情緒耗竭（Emotional exhaustion）：本研究採 Schaufeli、Leiter、Maslach

與 Jackson（1996）的「工作倦怠量表」（Maslach Burnout Inventory, MBI）之

「情緒耗竭分量表」，來衡量受試者工作情緒被耗盡之程度。「情緒耗竭分

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量表」為單一向度，共有 5 個題項（例如：「我的工作讓我感到情緒枯

竭」），在本研究的內部一致性信度係數（Cronbach’s ）為 .90。

工作滿意（Job satisfaction）：本研究以 Cammann、Fichman、Jenkins與

Klesh（1983）的「工作滿意量表」，來衡量個人對自己目前的工作感到滿意

的程度。該量表為單一向度，共 3個題項（例如：「整體而言，我對我的工作

感到滿意」），在本研究的內部一致性信度係數（Cronbach’s ）為 .86。

工作家庭衝突（Work-Family conflict）：本研究採用 Gutek 、Searle 與

Klepa（1991）所發展的「工作對家庭衝突量表」，以衡量受試者感受到工

作對自身家庭生活的干擾程度。該量表為單一向度，共 4 題（例如：「我的

工作占去了我與家人或朋友相處的時間」），在本研究的內部一致性信度係

數（Cronbach’s ）為 .76。

家庭工作衝突（Family-Work conflict）：本研究同樣採用 Gutek 等人

（1991）的「家庭對工作衝突量表」，來衡量受試者感受到家庭對其工作的

干擾程度。該量表同樣為單一向度，共 4 題（例如：「我經常因家裡的事情

而導致工作時顯得疲憊」），在本研究的內部一致性信度係數（Cronbach’s

）為 .68。

工作時數（Working Hours）：工作時數的測量題項為 1 題，題目為：

「您平均一週的工作總時數約為多少小時」。

參、研究結果

一、整體樣本的驗證性因素分析

本研究先以 1,235 筆之整體有效樣本進行驗證性因素分析，所驗證之因

素模式主要是根據相關研究所提出的兩項因素模式來進行，共包含：五因子

模式（Robinson & Post, 1994）與四因子模式（Robinson et al., 2001）。

五因子模式是 Robinson與 Post（1994）依據 Robinson（1989）的概念發

展而來，認為工作成癮共包含五項行為特徵：過度工作（Overdoing）、自我

價值（Self-Worth）、克制心情─完美主義（Control-Perfectionism）、疏離親

友（Intimacy），以及思考未來／精神專注（Future Reference/Mental Preoccu-

pation）。雖然在本研究樣本中，五個因素的因素負荷量皆達 .01 的顯著水

準，且因素相關係數之信賴區間並未包含 1，但在契合度指標（fit index）方

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面並未符合過往研究者的建議（ 2（265） = 2063.31，p < .01，NNFI = .89，CFI =

.89，RMSEA = .08）（Hu & Bentler, 1998），結果顯示在本研究中，五因素模

式並非可接受之模式。

而在四因子模式方面，主要是採用 Robinson 等人（2001）所提出之模

式，此四個因素向度主要包含：強迫傾向、克制心情、溝通障礙／自我專

注，以及自我價值。雖然所有題目的因素負荷量同樣皆達 .01 顯著水準，且

因素相關係數之信賴區間並未包含 1，但在模式契合度指標顯示，本研究結

果仍然不支持此四因子模式（ 2（224） = 1903.30，p < .01，NNFI = .89，CFI =

.89，RMSEA = .08）。由於 Robinson等人也將WART視為可反應四因子的高

層次之單一潛在構念，因此本研究也試圖針對WART進行階層驗證性因素分

析（Hierarchical CFA, HCFA）。將 WART 視為一個單因子的二階因素（sec-

ond-order factor），同時此二階因素共包含原始的四個一階因素（first-order

factor），但二階因素模式的分析結果同樣也未獲得支持（ 2（226） = 1950.83，

p < .01，NNFI = .88，CFI = .88，RMSEA = .08）。

由於以上的驗證性因素分析結果，在各項契合度指標均未達理想情形，

此顯示前述的三種因素模式結構並無法有效地描述本研究之樣本特性（Hu &

Bentler, 1998），因此本研究認為，台灣的受試者對工作狂之構念可能與其

他國家的員工有所不同，故有必要重新進行探索性因素分析（exploratory

factor analysis），以了解WART在中文化情境的因素結構（Floyd & Widaman,

1995）。首先，研究者將原有的整體樣本隨機分成兩組，先針對發展樣本

（Development sample, N = 618）進行探索性因素分析，以得出本研究的因素

模式；接著，再以測試樣本（Hold-out sample, N = 617）進行驗證性因素分

析，以確認前述探索性因素分析的結果。

同時，在本研究進行WART之效標關聯效度分析前，也先針對工作投入

與四個效標變項（情緒耗竭、工作滿意、工作對家庭衝突，以及家庭對工作

衝突）進行驗證性因素分析，以檢視各構念之構念效度。由於工作時數的測

量題項僅有一個，在驗證性因素分析模式中無法考驗其因素負荷量（Bollen,

1989），因而並未將其納入驗證模式中。驗證性因素分析結果顯示，工作投

入與四個效標變項的因素模式為可接受之模式（ 2（289） = 2385.39，p < .01，

NNFI = .92，CFI = .93，RMSEA = .08）（Hu & Bentler, 1998）。此外，所有因

素負荷量的 t檢定結果皆達 .01的顯著水準（本研究之結果：t值介於 7.54至

38.47 之間），此顯示同一因素下的測量題項，皆能夠有效的反映出該構念

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（Anderson & Gerbing, 1988），故本研究之收斂效度獲得支持。同時，根據

Anderson與Gerbing（1988）的標準，兩兩構念間共十個相關係數，在 95%信

賴水準的信賴區間估計值皆不包含 1 或 -1（本研究之結果：-.59 ≦ CI ≦

.72），此顯示五個構念彼此是不同的，因此提供了本研究區別效度（dis-

criminant validity）上的證據。

二、發展樣本的探索性因素分析

由於前述整體樣本之驗證性因素分析結果，並無法支持過去相關研究所

提出之因素模式，因此研究者將以探索性因素分析，以了解WART中文版之

構念組成（Floyd & Widaman, 1995; Hurley et al., 1997）。在進行因素分析前，

資料顯示 KMO 之值為 .85，Bartlett 球形檢定之統計值達顯著水準（p <

.01），故本研究之資料適合進行因素分析（Kaiser, 1974）。而因素萃取方

面，本研究利用主成分分析法抽取因素負荷量，考量這些因素都反應工作狂

此特性，因此可能因素間會彼此相關（Robinson et al., 2001），故同時以斜交

法進行因素轉軸，並運用平行分析（parallel analysis）決定萃取之因素數目

（Horn, 1965），共得出五個因子。但由於第 1與第 8題因素的因素負荷量小

於 .30，本研究認為此二題項無法完整回應該向度的內容，應予以刪除，其

刪除準則參照 Floyd與Widaman（1995）之建議（factor loading < .30，cross-

loading < .30），最後共剩下 23題，整體量表的內部一致性信度為 .84，其因

素分析結果共有五個因子，如表 1所示。

根據探索性因素分析結果顯示，五個因素向度之特徵值皆大於 1，且整

體解釋變異量達 52.03%。而與 Robinson 與 Post（1994）的五因子模式對照

後，顯示出此五因子分別為：

1.因素一（克制心情，CON-6）：包含原克制心情向度 6 個題項，如

「當我必須等待他人或某些事情花費太多時間時，我會不耐煩」，解釋變異

量達 22.96%，其內部一致性信度為 .79。

2.因素二（專注工作，CT-IC）：包含原強迫傾向向度 3個題項及原溝通

障礙／自我專注向度 2 個題項，如「當我的同事已經下班後，我還持續地在

工作」，解釋變異量達 10.24%，其內部一致性信度為 .76。

3.因素三（保持忙碌，CT-4）：包含原強迫傾向向度 4 個題項，如「我

會儘量讓自己保持忙碌」，解釋變異量達 7.35%，其內部一致性信度為 .68。

4.因素四（重視成果，SW-IC）：包含原自我價值向度 2 個題項、強迫

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傾向向度 1 個題項、克制心情向度 1 個題項，以及溝通障礙／自我專注向度

1 個題項，如「看到我所做的事情達成具體成果，對我來說是重要的」，解

釋變異量達 6.14%，其內部一致性信度為 .59。

5.因素五（自我專注，IC-3）：包含原溝通障礙／自我專注向度 2 個題

項，如「有時當別人已經回答我問題時，我還是會不經意地再問同樣的問

題」，解釋變異量達 5.34%，其內部一致性信度為 .56。

表 1 為本研究之因素構念與過去研究的四因子和五因子模式比較後之結

果（Robinson et al., 2001; Robinson & Post, 1994）。

表 1 「工作成癮測驗」之因素分析結果（發展樣本 N = 618）

題目因素 RnP1994 R2001

CON-6 CT-IC CT-4 SW-IC IC-3 五因子 四因子

1. 大部分的事情我寧可自己來而不求助他人

C —

2.當我必須等待他人或某些事情花費太多時間時，我會不耐煩

.54 C CON

3.我似乎常在匆忙中，而且和時間賽跑

.42 O CT

4.當我事情做到一半時被人打斷，我會感到煩躁

.56 C CON

5.我會儘量讓自己保持忙碌 .31 O CT

6.我常同時做好幾件事，如一邊打電話一邊吃飯和寫備忘錄

.70 O CT

7.我會承接過多的工作，超過我實際上所能負擔

.77 O CT

8.當我沒在工作時，我會感到有罪惡感

S CT

9.看到我所做的事情達成具體成果，對我來說是重要的

.51 S SW

10.我在意工作的最後成果勝於其過程

.41 S SW

11.對我而言，事情似乎進展得不夠快

.36 C CON

12.當事情不順我意時，我會感到生氣

.84 C CON

13.有時當別人已經回答我問題時，我還是會不經意地再問同

樣的問題

.52 F IC

測驗學刊，第 58 輯第 4 期

－ －

表 1 「工作成癮測驗」之因素分析結果（發展樣本 N = 618）（續）

題目因素 RnP1994 R2001

CON-6 CT-IC CT-4 SW-IC IC-3 五因子 四因子

14.我會花很多時間思考及規劃未來的事，而忽略當下的事情

.59 F —

15.當我的同事已經下班後，我還持續地在工作

.42 O CT

16.當別人沒達到我所要求的完美標準時，我會感到生氣

.72 C CON

17.當我無法掌控情勢時，我會感到心煩

.76 C CON

18.工作時，我會用自我設定的期限給自己壓力

.41 C CT

19.當我沒工作時，我還是很難放鬆自己

.40 S CT

20.我花在工作上的時間，多過於我花在與朋友互動或休閒活動

上

.79 S CT

21.我會提早投入計畫好搶得先機 .58 C IC

22.就連犯個小錯我也會生自己的氣

.39 C CON

23.比起朋友及家人，我花更多的心思、時間與精力在工作上

.78 I IC

24.我會忘記、忽略或減少些與他人聚會的日子（如：同學會

等）

.66 I IC

25.在還沒蒐集且消化所有資訊之前，我就會做出重大決定

.45 C IC

特徵值 5.28 2.35 1.69 1.41 1.23

解釋變異量（%） 22.96 10.24 7.35 6.14 5.34

Cronbach’s .79 .76 .68 .59 .56

註：O（Overdoing） = 過度工作；S（Self-Worth） = 自我價值；C（Control-Perfectio-nism） =克制心情─完美主義；I（Intimacy） =疏離親友；F（Future Reference/Men-tal Preoccupation） =思考未來／精神專注；CT（Compulsive Tendency） =強迫傾向；CON（Control） =克制心情；IC（Impaired Communication/Self-Absorption） = 溝通障礙／自我專注；SW（Self-Worth） = 自我價值；RnP1994 = Robinson 與 Post（1994）；R2001 = Robinson等人（2001）。

－ －

黃瑞傑 王豫萱 胡昌亞 羅氏「工作成癮測驗」中文版心理計量特質之檢驗

三、測試樣本的驗證性因素分析

根據前述探索性因素分析的結果，本研究再以測試樣本（N = 617）來驗

證發展樣本所得出之五因子模式。驗證性因素分析結果顯示，該五因子模式

適配度可接受（ 2（220） = 764.73，p < .01，NNFI = .92，CFI = .93，RMSEA =

.07）。此外，所有題項因素負荷量的 t檢定結果皆達 .01的顯著水準（t值介

於 7.95 至 21.79 之間），且各向度之相關係數其 95%信賴水準的信賴區間估

計值並未包含 1或 -1（本研究之結果：.21≦ CI≦ .93），因此，顯示WART

中文版之五因子模式具有構念效度之證據。

本研究接著進行二階因素分析，將 WART 視為五個一階因素所共同測量

之二階因素，分析結果發現，此二階因素模式的適配度同樣為可接受（ 2（225）

= 802.43，p < .01，NNFI = .91，CFI = .92，RMSEA = .07），此顯示WART亦

可被視為二階單因子模式，且將五因素視為一個整體的潛在構念具有意義，

本研究結果之標準化參數估計結果與路徑，分別列於表 2及圖 1中。

表 2 測量模式之參數估計結果

測量變項標準化因

素負荷量標準誤 t值

觀察變項的

信度係數

潛在變項

組合信度

平均變異

抽取量

一階因素

克制心情 .79 .39

wm02 .62 － － .38

wm04 .66 .09 12.70 .44

wm12 .69 .09 12.98 .47

wm16 .61 .09 11.91 .37

wm17 .69 .08 13.03 .48

wm22 .43 .09 8.94 .18

專注工作 .77 .41

wm15 .56 － － .32

wm19 .50 .09 9.72 .25

wm20 .75 .11 12.66 .56

wm23 .81 .11 13.02 .66

wm24 .53 .09 10.20 .28

保持忙碌 .65 .32

wm03 .67 － － .45

wm05 .51 .07 10.25 .26

測驗學刊，第 58 輯第 4 期

－ －

表 2 測量模式之參數估計結果（續）

測量變項標準化因

素負荷量標準誤 t值

觀察變項的

信度係數

潛在變項

組合信度

平均變異

抽取量

wm06 .46 .09 9.41 .21

wm07 .59 .08 11.55 .35

重視成果 .56 .21

wm09 .46 － － .22

wm10 .38 .19 6.80 .14

wm11 .50 .18 8.14 .25

wm18 .53 .18 8.42 .28

wm21 .37 .16 6.74 .14

自我專注 .58 .32

wm13 .62 － － .39

wm14 .65 .13 7.48 .42

wm25 .40 .08 6.68 .16

二階因素 .85 .56

克制心情 .64 .05 10.99 .41

專注工作 .64 .06 10.30 .41

保持忙碌 .92 .06 14.63 .84

重視成果 .96 .04 10.13 .91

自我專注 .45 .06 6.81 .20

四、驗證樣本的信效度分析

本研究相關之描述統計分析結果如表 3 所示，包含各變項之平均數、標

準差與相關係數矩陣，各項信效度分析分述如下。

（一）信度分析

一般研究要求 Cronbach’s 信度係數至少要大於 .70（Hinkin, 1998）。本

研究中各變項之 Cronbach’s 值，除「工作成癮測驗」（WART）之「保持

忙碌」為 .66，「重視成果」為 .55，「自我專注」為 .57，「家庭對工作衝

突」為 .68外，其餘均達 .70水準，結果如表 3所示。

－ －

黃瑞傑 王豫萱 胡昌亞 羅氏「工作成癮測驗」中文版心理計量特質之檢驗

圖 1 「工作成癮測驗」二階單因子模式圖（標準化解）

克制心情

專注工作

保持忙錄

重視成果

自我專注

測驗學刊，第

58輯第

4期

－－

表 3 研究變項之平均數、標準差及相關分析表（測試樣本 N = 617）

變項 平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

1.克制心情（CON-6） 4.70 0.91 （.78）

2.專注工作（CT-IC） 3.92 1.14 .29** （.76）

3.保持忙碌（CT-4） 4.21 1.03 .38** .48** （.66）

4.重視成果（SW-IC） 4.97 0.72 .49** .40** .48** （.55）

5.自我專注（IC-3） 3.50 1.00 .29** .27** .26** .21** （.57）

6.WART 4.35 0.67 .73** .74** .74** .72** .51** （.85）

7.工作投入 4.24 0.94 .13** .53** .35** .39** .08 .44** （.85）

8.情緒耗竭 3.85 1.27 .36** .31** .26** .14** .28** .40** -.06 （.90）

9.工作滿意 5.01 1.20 -.17** .01 -.02 -.01 -.12** -.09* .34** -.49** （.87）

10.工作對家庭衝突 3.93 1.28 .25** .48** .33** .21** .17** .43** .21** .54** -.26** （.76）

11.家庭對工作衝突 2.63 0.97 .21** .17** .12** .11** .33** .26** .01 .27** -.23** .36** （.68）

12.工作時數 45.82 8.15 .09* .33** .22** .17** .01 .25** .22** .19** -.03 .38** .06 －

註：N = 614～617；括弧內為內部一致性信度係數（Cronbach’s ）；WART：一階五因子之平均數。

* p < .05; ** p < .01

－ －

黃瑞傑 王豫萱 胡昌亞 羅氏「工作成癮測驗」中文版心理計量特質之檢驗

（二）收斂效度

本研究以一階因素的五因子、二階因素WART（23個題項的總量表之平

均值），以及工作投入變項之間的相關係數，來檢驗本研究之收斂效度。在

工作投入方面，除與「自我專注」（r = .08，p > .05）向度未具有顯著關聯性

以外，其餘四個一階因子及二階的 WART 均與「工作投入」達顯著正相關

（r = .13～.53，p < .01），結果如表 3所示。

（三）效標關聯效度

本研究以一階因素的五因子、二階因素WART與各變項（情緒耗竭、工

作滿意、工作對家庭衝突、家庭對工作衝突、工作時數）之間的相關係數，

來檢驗效標關聯效度。在情緒耗竭方面，與五個因子及WART皆為顯著正相

關（r = .14～.40，p < .01）。在工作滿意方面，除與專注工作、保持忙碌及

重視成果未達顯著關係（r = -.02～.01，p > .05）外，其餘二個因子及WART

皆為顯著負相關（r = -.17～-.09，p < .05）。在工作對家庭衝突方面，與五個

因子及WART皆為顯著正相關（r = .17～.48，p < .01）。在家庭對工作衝突

方面，與五個因子及WART皆為顯著正相關（r = .11～.33，p < .01）。在工

作時數上，除與自我專注未達顯著關係（r = .01，p > .05）外，其餘四個因子

及WART均與工作時數達顯著正相關（r = .09～.33，p < .05）。從上述相關

分析結果顯示，一階的五因子、二階的WART與各效標變項間大多具有顯著

的關聯性，亦說明「工作成癮測驗」應具有合宜的效標關聯效度，結果同樣

如表 3所示。

肆、討論

本研究欲探討羅氏「工作成癮測驗」中文版的心理計量特質，結果顯

示，在台灣樣本中的工作狂構念共包含五個因子，且這五個因子也皆能共同

反應一個二階因素。由於WART中文版與過去實證研究所提之因素模式有所

不同（Robinson et al., 2001; Robinson & Post, 1994），因此，以下針對研究結

果進行討論，並針對研究限制與未來研究方向提出建議，同時也說明本研究

之實務意涵。

測驗學刊，第 58 輯第 4 期

－ －

一、研究結果討論

首先在WART整體因素結構方面，由初步的驗證性因素分析結果發現，

WART 中文版並不符合之前相關研究所提出的研究模式（Robinson et al.,

2001; Robinson & Post, 1994）。本研究發現，台灣工作者對工作狂之概念，

應區分為五個因素向度，包括：「克制心情」（CON-6）、「專注工作」

（CT-IC）、「保持忙碌」（CT-4）、「重視成果」（SW-IC），以及「自我

專注」（IC-3）。其中在「克制心情」（CON-6）向度中，其題項內涵與過

去的實證研究結果相當接近，相較於 Robinson等人（2001）之原始四因子模

式，只少了一個題項（「對我而言，事情似乎進展得不夠快」），而此向度

主要反映個體完美主義之焦慮情感特質，當事情沒達到標準時，會感到生氣

與煩躁。此顯示，在本研究之樣本與過往研究的受試者皆將「克制心情」此

向度視為工作狂的重要因素。而原先 Robinson等人之「強迫傾向」向度，在

本研究中則被區分為「專注工作」（CT-IC）與「保持忙碌」（CT-4）兩個

不同的因素，其中「保持忙碌」（CT-4）與原「強迫傾向」的概念較為相

似，其反映行為傾向與知覺，讓自我毫無原因地保持忙碌於工作及活動中，

同時承接過多的工作，而且和時間賽跑，因此顯示出在台灣的工作者，會將

此類行為也歸因成工作狂的重要表現因素。而「專注工作」（CT-IC）向度

則說明個體會有責任感並且很努力，花費時間持續地工作，難以放鬆自己，

顯示出在本研究中，台灣的工作者會認為花費許多時間在工作中，也是工作

狂的重要因素。另外，也區分出「重視成果」（SW-IC）與「自我專注」

（IC-3）兩個向度，其中「重視成果」（SW-IC）與個人會提早規劃並且投

入工作計畫有關，也就是個人會給自己壓力，要求自我留意事情的進展，並

重視工作具體成果，這個向度的意涵與國外研究較為不同，此顯示出台灣的

工作者會認為做事有規劃與不斷地確認成果也是工作狂的重要因素，可能意

謂著成果對於台灣工作者而言相當重要。而最後在「自我專注」（IC-3）向

度中，則與 Robinson 等人之「溝通障礙／自我專注」（IC/SA）的概念較相

似，其內容主要強調個體溝通不良及過分自我專注之程度，此顯示出台灣與

國外的工作者也都會將此向度視為工作狂的重要因素。整體而言，WART 的

主要向度內涵在台灣與國外受試者的反應大致相近，然而主要的差異在於台

灣的工作者會較注重花費許多時間工作，且較重視成果。雖然本研究之因素

結構並未與過往的研究完全一致，其中差異可能在於受試者的不同，由於

－ －

黃瑞傑 王豫萱 胡昌亞 羅氏「工作成癮測驗」中文版心理計量特質之檢驗

WART的相關研究是以 Robinson及其研究團隊為主，然而其主要研究的樣本

多為便利取樣之學生受試者，且樣本數較小（Flowers & Robinson, 2002; Ro-

binson et al., 2001; Robinson & Post, 1994），但本研究的受試者為實際於職場

工作之員工，且樣本數明顯大於過往的研究，因此針對本研究所建立之因素

結構，對於實際工作職場應更有利用價值。此外，這五個因素向度之相關性

介於中到高度（.21～.49），這也與過去的研究指出，工作狂因子間有正相

關的發現相符（Robinson et al., 2001）。

其次，在效標關聯效度方面，「克制心情」（CON-6）與工作投入、情

緒耗竭、工作對家庭衝突、家庭對工作衝突、工作時數等，皆有顯著正向關

聯，而與工作滿意同樣為顯著負向關聯，此顯示個體若具有完美主義之焦慮

情感特質時，對於個人身心健康與家庭皆有負向的影響。而「專注工作」

（CT-IC）、「保持忙碌」（CT-4）和「重視成果」（SW-IC）等項目，皆與

工作投入、情緒耗竭、工作對家庭衝突、家庭對工作衝突、工作時數有顯著

正向關聯，但卻與工作滿意無關，此顯示出個體這三個向度的行為主要是影

響個人與家庭的關係，但卻不一定會使個體對工作不滿意，這可能是由於有

些個體展現出這三種行為時，反而會獲得較好的績效，故此類行為對於工作

滿意度並非有必然的關聯性。最後，自我專注（IC-3）與情緒耗竭、工作對

家庭衝突、家庭對工作衝突有著正相關，與工作滿意呈現負相關，但卻與工

作投入、工作時數無關。上述差異或許意謂著，自我專注（IC-3）反映個體

溝通障礙及過份專注之傾向與知覺，因此個體可能只是全心投入工作，但未

必需要較長的工作時間，然而，「專注工作」（CT-IC）和「重視成果」

（SW-IC）卻掌握工作投入與承諾，且花費時間持續地工作，重視工作具體

成果，因此與工作時數有較強的關聯性。最後，在工作時數部分，過去許多

研究都以工作時數作為工作狂行為的反映指標，例如：Mosier（1983）定義

工作狂為每週至少工作 50小時以上；Bonebright 等人（2000）指出，工作時

數較長是工作狂的主要特徵；Taris 等人（2005）之研究亦發現，工作狂有較

長的工作時間。與過去的研究結果相似，本研究僅自我專注（IC-3）與工作

時數未達顯著關係（r = .01，p > .05），其餘四個因子均與工作時數達顯著正

相關（r = .09～.33，p < .05），因此，支持工作狂仍與工時過長有顯著的正

向關聯（Schaufeli, Taris, & Rhenen, 2008）。

測驗學刊，第 58 輯第 4 期

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二、研究限制與未來研究方向

本研究對於WART的中文化向度內涵與相關效標之間的關係，雖已獲得

初步的成果，然而本研究仍有部分的研究限制，故在此提出，以作為未來相

關研究之參考。首先，雖然本研究的樣本為立意抽樣程序所得，但仍可能有

受試者選擇偏誤的問題，使得本研究結果之外在效度（external validity）受

到威脅，因而降低研究結果之類推性，然而研究者根據以下幾點說明，認為

立意抽樣應該不致於對本研究之外在效度有太大的影響。

第一，立意抽樣此方法常使用於「工作成癮測驗」（WART）之研究上

（Flowers & Robinson, 2002; Robinson, 1999），且本研究已經儘量選取來自不

同組織或產業之全職員工，以避免產業可能對此研究結果造成的影響。

第二，Highhouse與Gillespie（2008）也指出，樣本本身應該不會對研究

結果之外在效度產生過大的威脅。

第三，如果本研究樣本因為非隨機抽樣（non-random sampling）而造成

樣本同質特性較高，則本研究結果應該會受到侷限效果（restriction of ran-

ge）的影響，反而會造成研究變項之間關係不顯著。然而，根據相關分析顯

示，本研究主要變項之間的相關皆達顯著，因此本研究應較不致於受到侷限

效果的威脅。雖然本研究之抽樣程序選擇受限於實際與邏輯的考量，但我們

建議未來研究者若能運用隨機抽樣程序，將可以減低研究結果外在效度之威

脅。

其次，由於本研究使用單一受試者、單一時間點的自陳式問卷來蒐集資

料，因此研究結果可能會受到共同方法變異（common method variance）的影

響（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。然而，目前工作狂相關

議題之研究大多使用自陳式問卷蒐集資料（Andreassen et al., 2007; Flowers &

Robinson, 2002），且WART的題目內涵大多與個人主觀感受、知覺及態度有

關，因此在測量上使用主觀自評方法仍然有其適用性與必要性。故在此建議

未來研究，可試著進一步比較自評結果與他評結果之異同，以了解資料來源

是否會影響 WART 的因素構造。而本研究使用橫斷性研究（cross-sectional

study）的設計，使得所有變項都在單一時點施測，同樣也可能產生共同方法

變異的問題，且相關研究可能無法完全確認因果關係，也無法分析工作狂對

於員工工作績效或身心健康之長期影響，例如：工作狂的行為或可導致短期

利益（加薪及升遷），但對於長期來說，卻會影響個人的健康安適與工作績

－ －

黃瑞傑 王豫萱 胡昌亞 羅氏「工作成癮測驗」中文版心理計量特質之檢驗

效。因此建議未來研究應可採取縱貫性研究（longitudinal study）的策略，在

不同的時間點蒐集資料，並根據動態與長期之影響，提供更深入的解釋。

再者，本研究的結果顯示，台灣WART的研究結果與國外的研究模式有

所差異，但礙於研究資源之限制，本研究僅針對WART的中文化模式結構與

效標關聯效度進行檢驗，故建議後續研究可將華人文化觀點納入考量，因不

同文化下的個體，可能會對工作狂的認知有所不同，而造成模式上的差異，

例如：華人之集體主義性格是否會與本研究所區分之工作狂向度有較強的關

聯性，由於集體主義性格可能會因為不願特立獨行，因此，即便不想加班也

必須留下來工作；若能針對跨文化之影響進一步探討，將可增加此類相關研

究的本土意涵。

最後，雖然本研究確立了WART在台灣樣本之因素結構，但仍有部分的

因素信度係數偏低，例如：在WART中文版的五個向度中，與「自我價值」

（Self-Worth）有關的向度之信度較低，這樣的研究結果與過去國外的相關

研究結果很相近（Robinson et al., 2001; Taris et al., 2005）。雖然在驗證性因素

分析結果中，本向度的構念效度獲得支持，但此較低之信度仍顯示出，此向

度可能在題項內涵上需要進一步進行檢驗，因此建議未來研究可重新確認此

題項的內容效度。此外，由於本向度的題數也相對較少，尤其自我專注僅 3

題，因此未來研究若能試圖增加此向度的題目數量與內容，方能以更完整的

題目來衡量此向度。

三、管理實務意涵

本研究也在此針對研究結果提出相關的管理實務意涵。首先，本研究發

現，整體的「工作成癮測驗」（WART）與個體正向的工作態度（例如：工

作滿意）具有負向關聯，且與負向的工作知覺（例如：情緒耗竭、工作對家

庭衝突、家庭對工作衝突）具有正向關聯，此顯示出工作成癮的行為對於員

工而言具有不良的影響。由於WART主要著重檢驗個體工作時的行為傾向與

價值觀，因此當組織發現員工有對工作不滿或情緒耗竭的現象時，也許可以

利用本研究中已進行中文化之 WART，來協助組織檢視員工是否有工作成癮

的現象，以進一步確認應從何處著手來協助員工。然而，在此須注意的是，

本研究旨為檢驗「工作成癮測驗」的中文化心理計量特質，其中所包含的因

素向度主要是用以解釋個體在工作中的沉溺行為，因此在測驗的使用與解釋

上，使用者需注意個別向度所代表的意義與內涵，以避免有誤導或誤解測驗

測驗學刊，第 58 輯第 4 期

－ －

分數之虞。

此外，WART 也可協助企業進行招募徵選。由於富士康員工跳樓事件

後，目前企業招募時會更為注重員工的抗壓特質，而偏向 A型性格的個體可

能會因為較工作狂熱與注重完美，因此過分投入工作而難以解除壓力。若能

藉由參考A型人格特質所編製的WART進行甄選，應可協助企業了解新進員

工的抗壓性，同時也能對未來員工可能產生的一些現象提早預防，例如：其

中自我專注（IC-3）較會與工作滿意有顯著的負相關，且與情緒耗竭、工作

對家庭衝突、家庭對工作衝突有顯著正相關，因此企業的人力資源部門可在

甄選過程中，試圖找出具有低度自我專注（IC-3）行為的員工，對於組織管

理而言將會有正面意涵，但在此也必須注意，儘管可藉由「工作成癮量表」

初步判斷員工的行為傾向，也應該搭配其他適當的甄選策略，而不能由一項

測驗的結果就以偏概全，以避免造成甄選過程中可能的歧視現象。

最後，企業組織也可依據 WART 的測驗結果，適時提供「員工協助方

案」（Employee Assistance Program, EAP）。由於 EAP 的主要目的是以心理

諮商的角度來協助員工適應工作與組織，同時解決員工在家庭與健康方面的

問題，以提升員工的工作效率與滿意度，因此，藉由WART可幫助員工釐清

其工作的行為傾向與價值觀，並針對工作成癮問題加強輔導，以平衡員工身

心健康之發展，進而提升組織效能。此外，透過WART的評估，組織亦可了

解何時應導入相關人力資源活動與制度（如訓練計畫、情緒管理、壓力管理

等），讓員工減輕工作壓力，以降低職業倦怠感，並使得工作投入之程度增

加，進而提升工作績效，使組織運作更具效率。

－ －

黃瑞傑 王豫萱 胡昌亞 羅氏「工作成癮測驗」中文版心理計量特質之檢驗

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