信度分析

所謂信度(reliability)，是指量表測量的結果具備一致性或穩定性的程度，亦可說是 量表的可靠性，量表信度的檢驗方法為Cronbach’s α 係數(Cronbach,1951)，Cronbach’s α 係數為反映各題目之分數與總分之相關程度，若相關程度愈高，代表愈具備內部信度，

一般而言，α > 0.7 代表高信度；0.7 > α > 0.35 為尚可接受；α < 0.35 必須予以拒絕（俞 洪亮、蔡義青、莊懿妃，2012）。本研究量表之信度分析結果如表 4-9，主構面部分信度 均高於 0.8 以上，代表信度良好；因素構面除了「行政服務」、「校園規範」信度維持在 0.6 以上屬尚可接受外，其餘也在高信度，證明本研究之信度均足以採信。

表 4-9 Cronbach’s α 值信度分析表

主構面(題數) 主構面信度(α) 子構面(題數) 子構面信度(α)

教官功能(9) 0.814

國防教育(4) 0.807 行政服務(3) 0.643 校園規範(2) 0.675 學生生活輔導(11) 0.958 生活輔導(11) 0.958 校園安全維護(7) 0.922 校安維護(7) 0.922

軍訓教官續留態度(10) 0.866

續留態度(8) 0.920 被取代態度(2) 0.886

37

38

第六節 迴歸分析

迴歸分析的目的在瞭解自變數與依變數的關係及影響方向與程度，並利用自變數與 估計的迴歸方程式對依變數做預測（吳明隆、凃金堂，2016）。在前一節完成相關分析 後，本節將進一步操作迴歸分析，以軍訓教官續留態度之「續留態度」、「被取代態度」

兩個因素構面為依變數，運用多元迴歸分析(Multiple Regression Analysis)的方式來實施 檢測，藉以瞭解各因素構面對軍訓教官續留態度的解釋及預測能力，最後再以徑路分析 (Path analysis)讓所有的預測變項進入迴歸模式當中，關注變數彼此間的因果關係。

壹、「續留態度」之迴歸分析

以國防教育、行政服務、校園規範、生活輔導、校安維護為自變數，續留態度為依 變數，進行多元迴歸分析，所得之結果如表 4-11 至 4-13。五個自變數與依變數的多元 關係係數為 0.844(R)，共可解釋 70.9%的變異量（調整後的 R 平方），F 值為 175.022，p 值等於 0.000，達到顯著水準，顯示自變數對依變數 70.9%的解釋變異量具有統計意義；

再觀察到迴歸係數的 t 值，達顯著的因素構面計有國防教育、生活輔導、校安維護三項，

最後檢驗共線性統計量，允差(Tolerance)均在 0 與 1 之間，且變異數膨脹因素(VIF)小於 10，代表自變數之間沒有線性重合的問題。因此本節可以說明國防教育、生活輔導、校 安維護三項因素構面，可以解釋及預測軍訓教官續留態度之「續留態度」變項，標準化 係數以「校安維護」0.360 最具預測力，其次是「國防教育」0.325，第三為「生活輔導」

0.220。分析後的徑路圖及徑路係數如圖 4-2 所列。

39 表 4-11 「續留態度」之模式摘要表

R R 平方 調過後的 R 平方 估計的標準誤 Durbin-Watson 檢定 0.844 0.713 0.709 0.29374 1.813

表 4-12 「續留態度」之變異數分析表

模式 平方和 df 平均平方和 F p 值

迴歸 75.505 5 15.101 175.022 0.000 殘差 30.371 352 0.086

總數 105.876 357

表 4-13 「續留態度」之迴歸係數表 模式

係數之估計值 標準化

係數 t 值 p 值 允差 VIF B 之估計值 標準誤差

(常數) 1.100 0.122 9.033 0.000

國防教育 0.291 0.045 0.325 6.449 0.000 0.322 3.107 行政服務 -0.014 0.027 -0.018 -0.511 0.610 0.659 1.516 校園規範 0.032 0.023 0.046 1.389 0.166 0.732 1.366 生活輔導 0.186 0.051 0.220 3.683 0.000 0.227 4.397 校安維護 0.300 0.041 0.360 7.240 0.000 0.329 3.041

40

圖 4-2 各因素構面預測續留態度徑路分析圖

41

貳、「被取代態度」之多元迴歸分析

以國防教育、行政服務、校園規範、生活輔導、校安維護為自變數，被取代態度為 依變數，進行多元迴歸分析，所得之結果如表 4-14 至 4-16。五個自變數與依變數的多 元關係係數為 0.302(R)，共可解釋 7.8%的變異量（調整後的 R 平方），F 值為 7.061，p 值等於 0.000，達到顯著水準，顯示自變數對依變數 7.8%的解釋變異量具有統計意義；

再觀察到迴歸係數的 t 值，達顯著的因素構面僅有校園規範一項；共線性統計量檢驗，

允差及變異數膨脹因素數值均沒有線性重合的問題。因此本節說明校園規範此一因素構 面，可以解釋及預測軍訓教官續留態度之「被取代態度」變項，標準化係數為 0.219。

分析後的徑路圖及徑路係數如圖 4-3 所列。

表 4-14 「被取代態度」之模式摘要表

R R 平方 調過後的 R 平方 估計的標準誤 Durbin-Watson 檢定 0.302 0.091 0.078 1.04899 1.744

表 4-15 「被取代態度」之變異數分析表

模式 平方和 df 平均平方和 F p 值

迴歸 38.848 5 7.770 7.061 .000 殘差 387.332 352 1.100

總數 426.179 357

42 表 4-16 「被取代態度」之迴歸係數表

模式

係數之估計值 標準化

係數 t 值 p 值 允差 VIF B 之估計值 標準誤差

(常數) 1.102 0.435 2.535 0.012

國防教育 0.210 0.161 0.117 1.303 0.193 0.322 3.107 行政服務 0.053 0.097 0.034 0.549 0.583 0.659 1.516 校園規範 0.303 0.082 0.219 3.695 0.000 0.732 1.366 生活輔導 -0.140 0.181 -0.082 -0.774 0.439 0.227 4.397 校安維護 0.120 0.148 0.072 0.808 0.419 0.329 3.041

圖 4-3 各因素構面預測被取代態度徑路分析圖

43

本研究經分析、檢定後，軍訓教官功能、學生生活輔導及校園安全維護影響高中職 學生對教官續留校園之態度，結果如表 4-17 所示。

表 4-17 研究假設檢定結果摘要表（因素構面）

假設 構面 檢定結果

H1 高中(職)學生對於軍訓教官功能的認知，會影響其對教官續留的態度 部分成立 H1-1-1 軍訓教官功能中的國防教育會影響高中(職)學生對教官續留的態度 成立 H1-1-2 軍訓教官功能中的國防教育會影響高中(職)學生對教官被取代的態

度 不成立

H1-2-1 軍訓教官功能中的行政服務會影響高中(職)學生對教官續留的態度 不成立 H1-2-2 軍訓教官功能中的行政服務會影響高中(職)學生對教官被取代的態

度 不成立

H1-3-1 軍訓教官功能中的校園規範會影響高中(職)學生對教官續留的態度 不成立 H1-3-2 軍訓教官功能中的校園規範會影響高中(職)學生對教官被取代的態

度 成立

H2 高中(職)學生對於軍訓教官學生生活輔導的認知，會影響其對教官續

留的態度 部分成立

H2-1 軍訓教官學生生活輔導會影響高中(職)學生對教官續留的態度 成立 H2-2 軍訓教官學生生活輔導會影響高中(職)學生對教官被取代的態度 不成立

H3 高中(職)學生對於軍訓教官校園安全維護的認知，會影響其對教官續

留的態度。 部分成立

H3-1 軍訓教官校園安全維護會影響高中(職)學生對教官續留的態度 成立 H3-2 軍訓教官校園安全維護會影響高中(職)學生對教官被取代的態度 不成立

44

第七節 平均數比較

本節以 t 檢定及單因子變異數分析(One-Way ANOVA)來探討不同背景的學生統計變 項，對於國防教育、行政服務、校園規範、生活輔導、校安維護、續留態度及被取代態 Scheffé

事後檢定 2>3

45

貳、不同「性別」對各構面之平均數比較

由表 4-19 所示，僅有在「校園規範」此一構面中，女性的認同度顯著較男性為高，

其他均無顯著差異存在，參考 Hollin、Marsh and Bloxsom(2011) 發表的文章，認為男性 比女性較易憤怒，也容易產生偏差或犯罪行為，這部分可能是造成男性不喜愛校規規範

46 Scheffé

事後檢定 1>3 1>2 1>3 1>3 1>2,3

47 Scheffé

事後檢定

48 Scheffé

事後檢定 不顯著

49 Scheffé

事後檢定 不顯著 不顯著 不顯著

50

4,3,1>0 高中職(2) 4.2066 4.2066

4,1,3,2>0 高中職(2) 4.0714

3,4,2,1>0 國中(含)以下(1) 4.4288

高中職(2) 4.4851 研究所(含)以上(4) 4.5586 大學或大專(3) 4.5625

51 Scheffé

事後檢定

備註 *表示 p<0.05、**表示 p<0.01、***表示 p<0.001

52 Scheffé

事後檢定

53

第五章 結論與建議

本研究藉由軍訓教官功能、學生生活輔導及校園安全維護這三個構面，來瞭解高中 職學生對軍訓教官續留校園的態度，本章擬針對分析結果與討論做成結論，並進一步提 出建議，作為教育主管機關、學校及軍訓教官後續政策規劃及個人發展之參考。本章分 為二節，第一節為本研究的結論，第二節為研究建議。

第一節 研究結論

綜合本研究各項結果的分析與討論，本節做出以下結論：

壹、軍訓教官功能對續留態度之影響

此構面發展出國防教育、行政服務及校園規範等三個因素構面，其中國防教育與學 生對教官續留態度有顯著相關，即軍訓教官在全民國防教育的功能愈強，則學生對教官 續留校園的態度愈高；張憶中(2009)的研究結論也表示在教官角色功能的構面中，以軍 訓教學最為顯著，顯見全民國防教育確實是軍訓教官能夠續留校園的核心工作之一。

另外，校園規範對於教官被取代的態度有顯著相關，代表在校園規範此一功能無法 由其他角色來取代，這應與軍訓教官大多經過嚴格軍事訓練，對於規定的貫徹與執行較 為嚴謹，且教官穿起軍服較有威嚴，對於行為偏差學生較有嚇阻作用（陳鐵虎，2016）。

不過，這樣的既定印象也容易使得教師及行政人員認為軍訓教官的工作就是負責懲處學 生，只要有問題的學生就帶到教官室記過、訓誡，殊不知輔導與管教學生是每位師長都 要負起的責任，也在此提醒教官在輔導管教學生時應要注意這樣的迷思。

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貳、學生生活輔導對續留態度之影響

研究結果顯示，學生生活輔導與學生對教官續留校園的態度顯著相關，學生生活輔 導的功能愈佳，對於教官續留校園的態度也愈高，且學生普遍認同軍訓教官在生活輔導 上所提供的服務，因此，學生認為教官應該續留校園從事學生生活輔導的工作。雖然教 官在從事學生輔導上的專業素養，一直是反對團體攻訐教官的口實，但在黃坤山(2009) 的研究中可以發現，無論是行政主任或是導師，均能肯定軍訓教官在日常生活上對學生 的輔導，而軍訓教官轉任後必須參加教育及輔導知能學分班，以強化軍訓教官從事學生 輔導工作的知識與技巧。

參、校園安全維護對續留態度之影響

由迴歸分析得知，校園安全維護與學生對教官續留校園的態度顯著相關，校園安全 維護的功能愈佳，對於教官續留校園的態度也愈高，且學生普遍認同軍訓教官在校園安 全維護上的貢獻，這是由於軍訓教官大多受過軍事訓練的洗禮，通常具備勇敢負責、沉 穩冷靜的人格特質，面對各種校園突發狀況均可採取果決明快的應變處置，這樣的能力 在現行師資養成的訓練中是較少著墨的，但卻是學校與學生特別需要的部分（邱富山，

2007），因此，學生認為教官應該續留校園從事校園安全維護的工作。

肆、不同背景變項學生對因素構面之影響

經由單因子變異數分析及 t 檢定得知，高中(職)學生學校類別在「行政服務」產生 顯著性差異；高中職學生性別在「校園規範」產生顯著性差異；而不同年級的高中職學 生，對於「行政服務」、「校園規範」、「生活輔導」、「校安維護」及「續留態度」等因素 構面均有顯著差異；不同教育程度的高中職學生父親，對於「國防教育」有顯著差異，

而母親則是在「國防教育」、「校安維護」及「續留態度」等因素構面均有顯著差異；最 後，學業成績、父母親的從事行業，對於各因素構面均無顯著差異。