（一）修訂緣由
在進行研究之初，乃依據研究目的選用了賴怡君（民 90）所編製的
「國小學童情緒智力量表」，然而在審閱量表的適用性時，發覺原量表的 題數過多，且題目的敘述句較長，為了提高實用性與便利性，使這份量 表更合乎研究所需，在徵得原編製者的同意後，便著手修訂該量表。原 編製者的修訂同意函如附錄十所示。
（二）原量表的內涵介紹
「國小學童情緒智力量表」分為「自我情緒智力」與「人際情緒智 力」兩個層面，前者包含「認識自己的情緒」、「表達自己的情緒」、「管 理自己的情緒」、「自我激勵」等四個分量表；後者包含「認識他人的情 緒」、「回應他人的情緒」、「人際關係的處理」等三個分量表，共計七個 分量表，每個分量表各有六個題目，全部共有 42 題，且皆為正向題。計 分方式採用 Likert 五點量尺，各題均有「從來沒有這樣」、「很少這樣」、
「有時候這樣」、「常常這樣」、「都是這樣」，依序給予 1、2、3、4、5 分，
得分越高表示受試者在該分量表的表現越佳（賴怡君，民 90）。
此外，在信度考驗上，原編製者以台北縣介壽國小、光榮國小的四、
五、六年級學童做為重測信度的受試樣本，得到總量表的重測信度為 0.818，各分量表的重測信度為 0.633~0.741，以上均達 0.05 顯著水準。
此外，總量表的折半信度為 0.928，各分量表的折半信度為 0.649~0.818。
至於在Cronbachα信度係數方面，總量表之係數為 0.950，各分量表的係數為 0.749~0.843。整體而言，原量表的信度頗佳（賴怡君，民 90）。
至於在效度考驗上，原編製者從情緒智力內涵中，挑選出「管理自
第三章 研究方法
己的情緒」與「人際關係的處理」兩個可觀察的向度，自編而成「國小 學童情緒適應檢核表」，以此作為效標，請級任導師評分，與學生的自評 求相關，所得效標關連效度分別為 0.182、0.25，皆達 0.05 顯著水準。
至於建構效度則以 LISREL8.53 版統計軟體驗證之，所得各分量表的 t 值 亦皆達 0.05 顯著水準，由此可知該量表具有建構效度（賴怡君，民 90）。
（三）編擬修訂後的預試量表
研究者從原量表逐一審閱每個試題，之後在七個分量表各挑選出五 題，並將敘述語句較長的題目略做修正，儘量使新語句的題意與原來的 意涵相吻合。此外，由於本次修訂的目的著重於縮減題數、縮短試題的 語句，所以在計分方法上不做更改，仍採用原量表的 Likert 五點量尺來 計分，唯這五點量尺的表述方式有略做調整。
編擬好修訂版的預試量表後，研究者請三位任教於國小四、五、六 年級的國小老師就新試題給予評析和建議，再請六位就讀於小學四、五、
六年級的學生試答問卷。最後綜合大家的意見、看法，與指導教授討論 後完成預試問卷。修訂後的「國小學童情緒智力量表」之內涵與計分方 法如表 3-3-10 所示。
第三章 研究方法
共五題，分別為第 45、52、59、66、
73 題。
共五題，分別為第 46、53、60、67、
74 題。
共五題，分別為第 47、54、61、68、
75 題。
第三章 研究方法
（四）實施預試
預試問卷確定後，研究者以台北縣自強國小與台北縣頂溪國小的 四、五、六年級學童做為預試樣本。所有的預試皆由研究者親自主持，
以便瞭解學生的對題目的反應，與實際作答的情形，作為接下來修訂量 表的參考。整個預試過程共發出 105 張問卷，回收 105 張問卷，回收率 為 100﹪。問卷回收後，研究者先逐一檢查學生的作答情形，凡是作答不 完整、有明顯反應心向者均視為廢卷；而遺漏題數不超過三題（包含三 題）、作答完整者皆列入有效問卷，總計有效問卷為 102 份。本研究預試 的有效樣本如表 3-3-11 所示。
表 3-3-11 修訂國小學童情緒智力量表預試之有效樣本 四年級 五年級 六年級
縣市別 學校名稱 男 女 男 女 男 女 小計 台北縣 頂溪國小
自強國小
17 17
17 16 18 17
34 68 小 計 17 17 17 16 18 17
總 計 34 33 35 102
（五）預試結果之項目分析
本次修訂量表的預試結果採用極端組比較法（CR 值）、同質性檢驗法
（項目與總分的相關）來進行項目分析。在 CR 值的計算方面，研究者採 用國立台灣師範大學林世華教授為「態度量表」所設計的項目分析電腦 程式─「IA2」來進行分析。在測驗編製的內涵中，CR（決斷值）是一種 適用於情意測驗的鑑別度指標，據此可判斷出各個試題能夠測到其所預 測量特質的程度。一般而言，在擇題標準上， CR 值大於 3.0 者就可被接 受（周文欽、歐滄和、許擇基、盧欽銘、金樹人、范德鑫，民 84）。至於 項目與總分的相關則以 SPSS for Windows 10.0 版來計算，它係指每一 個項目與總分的簡單積差相關係數，依據邱皓政（民 91）的觀點，其值
第三章 研究方法
達 0.3 以上者可被接受。
綜合上述的理由，研究者在篩選試題時，乃以「CR 值大於 3」且「項 目與總分的相關大於 0.3」作為決斷的準則。每個試題須合乎這兩個標準 始可被保留。項目分析的結果如附錄三所示。從附錄三得知，所有試題 同時皆臻於這些標準，故 35 個試題皆可被保留使用。
（六）修訂完成「國小學童情緒智力量表」
修訂完成的「國小學童情緒智力量表」共計 35 題，每個分量表有五 個題目，全部皆為正向題。計分上採用 Likert 五點量尺來計分，每個題 目有五個項，分別是「從未這樣」、「很少這樣」、「有時這樣」、「經常這 樣」、「總是這樣」，計分時依序給予 1、2、3、4、5 分，受試者在各分量 表的得分越高，表示其在該項能力的表現越好。茲將各分量表題目在正 式量表中的分佈情形詳列如表 3-3-12 所示。
表 3-3-12 修訂「國小學童情緒智力量表」之正式量表試題分佈
層 面 分量表名稱 題 號
一、自我情緒智力 認識自己的情緒 表達自己的情緒 管理自己的情緒
自我激勵
41、48、55、62、69 42、49、56、63、70 43、50、57、64、71 44、51、58、65、72 二、人際情緒智力 認識他人的情緒
回應他人的情緒 人際關係的處理
45、52、59、66、73 46、53、60、67、74 47、54、61、68、75
（七）信度分析
修訂後的量表以「重測信度」來驗證其穩定性，再以「Cronbach α 係數」、來驗證其內部一致性。信度分析的結果如下所述：
第三章 研究方法
1. 重測信度
研究者以台北縣頂溪國小與桃園縣林森國小之四、五、六年級學童 為受試者，進行間隔六週的重測信度檢定。重測信度之有效樣本如表 3-3-13 所示。結果顯示：總量表的重測信度為 0.835，達.001 顯著水準；
各分量表的重測信度為 0.633~0.796，亦皆達.001 顯著水準，顯示修訂 後的量表的穩定性尚佳。重測信度之檢定結果如表 3-3-14 所示。
表 3-3-13 重測信度檢定之有效樣本 四年級 五年級 六年級
縣市別 學校名稱 男 女 男 女 男 女 小計 台北縣 頂溪國小 14 15 17 15 18 16 95 桃園縣 林森國小 19 16 16 17 16 16 100
小計 總計
33 31 33 32 34 32
64 65 66 195
2. 內部一致性分析
修訂後的量表以 Cronbach α係數作為驗證量表內部一致性的依 據，結果顯示：總量表的 Cronbach α係數為 0. 954，各分量表的 Cronbach α係數為 0.726~0.833，顯示其內部一致性尚佳。Cronbach α係數之檢 定結果如表 3-3-15 所示。
綜合上述的重測信度、Cronbach α係數信度考驗結果，顯示本量表 修訂之後的穩定性與內部一致性尚佳，故其信度是可被接受的。
第三章 研究方法
第三章 研究方法
的相關，達 0.05 顯著水準；而在「人際關係」方面，學生自陳的得分與 導師的評分之間，有 0.319 的相關，達 0.001 顯著水準，由此可知本量 表具有不錯的效標關連效度。
2. 建構效度
【一】驗證性因素分析
研究者以 LISREL8.53 版，對修訂後的量表進行驗證性因素分析，並 以「整體模型適配度」來驗證量表的建構效度。根據驗證性因素分析的 結果，本量表的χ2 值為 2517.18（p＜.01），顯示量表的檢驗模型無法與 觀察指標適配。但χ2常受樣本人數大小影響；亦即樣本人數在一定規模 時，χ2值就容易達顯著，而模式也容易被拒絕（黃芳銘，民 91；引自邱 發忠、陳學志，民 92）。再者，依據根據 Bagozzi & Yi(1988)，以及 Hair Jr., Anderson, Tatham & Black(1998)的論點，整體模式適配度考驗可 用「絕對適配度」、「增值適配度」、「精簡適配度」等三個方面來評估。
其中「絕對適配度」是考驗理論模式可以預測觀察資料的共變數矩陣或 相關矩陣的程度；「增值適配度」是考驗理論模式與基準模式兩相比較的 結果；「精簡適配度」是評估模式的精簡程度（引自邱發忠、陳學志，民 92）。本研究乃依據這三種適配度來評估修訂後的「國小學童情緒智力量 表」的整體適配情形。其結果如表 3-3-15 所示。
表 3-3-15 修訂後的「國小學童情緒智力量表」整體模式適配度摘要表 檢驗
模型
絕對適配度 增值適配度 精簡適配度 GFI SRMR RMSEA NFI NNFI CFI PNFI PGFI 適配值 .98 .037 .054 .98 .98 .98 .88 .76
評鑑標準 ＞.90 ＜.08 ＜.60 ＞.95 ＞.95 ＞.95 ＞.50 ＞.50
評鑑結果 ○ ○ ○ ○ ○ ○ ○ ○ 附註：「○」表示評鑑結果臻於標準
第三章 研究方法
從表 3-3-15 可知，三種適配模式共有八個評鑑指標，茲將各指標的 意義說明如下（引自邱發忠、陳學志，民 92）：
（1）絕對適配度
使用絕對適配度的目的在於檢驗模式可以預測觀察的共變數矩陣或 相關矩陣的程度，其所包含的指標有 GFI、SRMR、RMSEA 等，茲分數如後：
i. GFI 指標：此乃是假定模式可以解釋觀察資料的變異數或共變數的 比 例 ， 須 達 到 .90 以 上 的 標 準 才 可 宣 稱 理 論 模 型 是 適 配 的 (Kline,1998)。本量表的 GFI 值為.98，故合乎此一標準。
ii. SRMR 指標：此為標準化假設模型的整體殘差 Hu & Benlter(1999) 建議，SRMR 應小於.08 才是適配標準。本量表的 SRMR 值為.037，故 合乎此一標準。
iii. RMSEA 指標：此為比較模式與飽和模式的差距，以小於.06 為適配標 準（Hu & Benlter,1999）。本量表的 RMSEA 值為.054，故合乎此一 標準。
（2）增值適配度
使用增值適配度的目的是檢視理論模式與基準模式互相比較的結 果，其所包含的指標有 NFI、NNFI、CFI 等，茲分數如後：
i. NFI 指標：是計算假設模型的卡方值與虛無模型的卡方值之變異量，
可作為假設模式與最差模式相較起來可改進的依據，以大於.95 為 可接受的標準（Hu & Benlter,1999）。本量表的 NFI 值為.98，故合 乎此一標準。
ii. NNFI 指標：可反映假設模型與一個觀察變項之間，沒有任何共變假
ii. NNFI 指標：可反映假設模型與一個觀察變項之間，沒有任何共變假