第三章 研究方法
第三節 研究工具
根據本研究主題以及相關文獻，本研究以「高中生學習經驗問卷」作為本研 究之研究工具。本問卷除填答說明、填答者基本資料(就讀學校、學號、年級、性 別)外，共分兩大部分，第一部分為「青少年學習態度量表」，旨在了解台北市高中 學生「倦怠感」、「復原力」之現況；第二部分為「精健量表」，旨在了解台北市高 中學生「心理健康」之現況。茲將兩份量表分別介紹如後：
一、青少年學習態度量表 (一) 內容分析
青少年學習態度量表由陳李綢所編製，包括兩個主要量表，一為倦怠感量表，
二為復原力量表。倦怠感量表共有 18 題，其中包括學習動機低落 9 題(1-9 題)、情 緒低落 9 題(10-18 題)；復原力量表共有 18 題，其中包括責任感 6 題(19-24 題)、
正向積極態度 6 題(25-30 題)、助人利他 6 題(31-36 題)，量表之全部題目皆為正向 題。
(二) 計分方式
在計分方式上，青少年學習態度量表採用 Likert 四點量表，填答者依據每一 題之描述，就量尺上的四個選項：「完全符合」、「大部分符合」、「不符合」、「完全 不符合」，圈選出一項符合的程度。計分方式從「完全符合」到「完全不符合」四 個評點連續量，分別給予 4 分到 1 分。
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表 3-3-1 青少年學習態度量表各層面題數一覽表
青少 年學 習態 度量 表
分量表 面向 題數 題號
倦怠感
學習動機低落 9 1、2、3、4、5、6、7、8、9
情緒低落 9 10、11、12、13、14、15、16、17、18 復原力 責任感 6 19、20、21、22、23、24
正向積極態度 6 25、26、27、28、29、30 助人利他 6 31、32、33、34、35、36
(三) 項目分析
在回收並彙整預試問卷後，為檢核各題項之適切程度，首先針對各題進行項 目分析。本研究以極端值比較與同質性檢驗法進行檢核，檢核標準如表 3-3-2 所示。
表 3-3-2 項目分析之各項檢核標準一覽表 檢核向度 檢核標準
極端組比較 決斷值 決斷值 ≧ 3.00
同質性檢驗
題項與總分相關 相關係數≧ 達所設定的標準 0.3 校正題項與總分相關 相關係數≧ 0.3
1. 倦怠感量表
根據統計資料顯示，在進行極端組(前 27%與後 27%)比較後，倦怠感量表各題 在高低分組間之差異皆達顯著水準 ( p ＜ .01 )，決斷值皆在 3 以上；同質性檢驗 方面，「題項與與總分相關」部分，各題與總分皆呈現顯著之相關 ( p ＜ .01 )，且 相關係數皆達 .3 以上；在「校正題項與總分相關」方面，各題之相關係數亦皆達 .3
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(四) 因素分析
青少年學習態度量表經過項目分析後，繼之進行因素分析，以檢驗預試問卷 之建構效度。茲將倦怠感、復原力量表的因素分析過程及結果分述如下。
1. 倦怠感量表
採用主成分分析法，根據倦怠感相關理論以及青少年學習態度量表編製理 念，萃取兩個因素，並以直交轉軸法中的最大變異法加以轉軸。
根據分析結果，倦怠感量表之 KMO 值為 .903，Bartlett 球型檢驗的 χ2值為 1871.046 ( df= 153)，p < .01，考驗結果達顯著，顯示本量表適合進行因素分析。
倦怠感量表進行因素分析後，1 至 9 題屬於第一個因素，10 至 18 題屬於第二 個因素，符合本量表編製時所依據的理論基礎。所萃取的兩個因素，特徵值分別 為 7.053 和 3.051，可解釋之總變異量為 56.138%，兩個分量表可解釋的變異量為：
因素一(學習動機低落) 30.823%，因素二(情緒低落) 25.315%。
在因素內的各題項方面，因素一(學習動機低落) 內各題的因素負荷量介 於 .538 至 .825 之間，因素二(情緒低落)內各題則介於 .357 至 .870 之間，皆大 於 .3。在共同性方面，各題皆在 .3 以上。
根據因素分析結果，所萃取的兩個因素皆與倦怠感有關，皆是根據所倦怠感 相關理論所建構，顯示倦怠感量表具有良好的建構效度。故正式定題時，本量表 的 18 題全部保留，並分為兩個分量表，1 至 9 題為「學習動機低落」，10 至 18 題 為「情緒低落」。
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表 3-3-5 倦怠感量表之因素分析構面表
題號 題目 因素一 因素二 共同性
7. 我對學校課業感到厭倦。 .825 .681
6. 我想到要上課就覺得缺乏動力。 .778 .607
3. 我覺得自己無法從學習中獲得滿足。 .770 .611
1. 我覺得學校生活缺乏努力目標。 .768 .625
2. 我懷疑學習的意義與價值。 .728 .536
9. 我有不想上課的念頭。 .728 .534
5. 我覺得學校生活十分乏味。 .701 .554
8. 我覺得自己都在應付學校功課。 .660 .467
4. 我覺得自己的學習態度不夠積極。 .538 .296
11. 我覺得自己失去與人相處的熱情。 .870 .772
13. 我覺得上高中以來，自己變得比較冷漠無趣。 .816 .672
12. 學校生活使我對朋友的情感漸趨冷淡。 .800 .660
15. 我覺得自己缺乏他人的關心。 .789 .633
16. 我感到心灰意冷，無精打采。 .708 .671
17. 我覺得情緒低落，悶悶不樂。 .705 .624
10. 我不關心同學所發生的事情。 .656 .435
18. 我覺得自己的心力的付出沒有得到適當的回
饋。 .383 .347
14. 我對學校生活感到失望。 .357 .380
初始特徵值 7.053 3.051
轉軸後變異百分比% 30.823 25.315
轉軸後累積百分比% 30.823 56.138
KMO 值 .903
χ2 1871.046
Bartlett 球型檢定 自由度 153
顯著性 .000
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有相關，詳見表 3-3-7。
表 3-3-7 正向積極態度分量表因素分析構面表
題號 題目 因素
負荷量 共同性 26 我會用正面的語言來鼓勵自己與周圍的人去面對問
題。 .758 .575
25 我覺得事情是有希望，問題是可以解決的。 .754 .569 28 我遇到問題時，會先往好處想。 .729 .532 27 我在不如意的外在環境下，依然可以保持心情的平靜。 .721 .519 29 我會為自己的理想，勇敢冒險。 .671 .451 30 我相信問題發生時，有人會幫助我。 .557 .310
KMO 值 .801 Bartlett 球型檢定
χ2 299.035 自由度 15 顯著性 .000
(3) 助人利他
助人利他分量表之 KMO 值為 .786，Bartlett 球型檢驗的 χ2值為 411.046 ( df=
15)，p < .01，考驗結果達顯著，顯示本分量表適合進行因素分析。
助人利他分量表共抽取出一個因素，特徵值為 3.209，6 題之因素負荷量介 於 .588 至 .817 之間，共同性皆達 .3 以上，顯示該 6 題皆與「助人利他」有相關，
詳見表 3-3-8。
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表 3-3-8 助人利他分量表因素分析構面表 題
號 題目 因素
負荷量 共同性 34. 我會感謝周圍支持和幫助我的人。 .817 .668 33. 我覺得很多人常給我很好的建議與機會。 .774 .598 32. 我認為讓別人快樂，自己也會快樂。 .744 .554 31. 我可以感受到生活週遭友人對我的關心與支持。 .735 .529 36. 我感激生命中別人為我做的事。 .717 .515 35. 我會為了達到自己的目標而去學習各種能力或技能。 .588 .346
KMO 值 .786 Bartlett 球型檢定
χ2 411.046 自由度 15 顯著性 .000
根據因素分析的結果，復原力量表當中的三個面向皆與復原力有關，皆是根據
復原力的理論所建構，三個分量表內各題的因素附和量皆大於 .5，共同性皆大 於 .3，顯示復原力量表具有良好的效度。故正式定題時，本量表的 18 題全數保留，
並分為三個分量表，19 至 24 題為「責任感」，25 至 30 題為「正向積極態度」，31 至 36 題為「助人利他」。
(五) 信度分析 1. 量表的內部相關
本研究以皮爾森積差相關分析考驗「青少年學習態度量表」中，各分量表間 之內部相關情形，茲就「倦怠感」及「復原力」兩量表分述如下。
(1) 倦怠感量表
倦怠感量表兩分量表間的相關為 .455，達顯著相關 ( p< .01)；而兩分量表與 量表總分的相關上，學習動機低落為 .860，情緒低落為 .846，皆達顯著相關 ( p
< .01 )。顯示各分量表與總量表的相關高，詳見表 3-3-9。
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表 3-3-9 倦怠感各分量表的內部相關 ( n=184 )
學習動機低落 情緒低落 倦怠感總分
學習動機低落 —
情緒低落 .455** —
倦怠感總分 .860** .846** —
**p < .01
(2) 復原力量表
復原力量表各分量表的內部相關從 .469 到 .611 不等 ( p < .01 )，皆達顯著相 關；而各分量表與量表總分相關從 .814 至 .866，亦皆達顯著相關 ( p < .01 )。顯 示各分量表與總量表的相關程度高，詳見表 3-3-10。
表 3-3-10 復原力各分量表的內部相關 ( n=184 )
責任感 正向積極態度 助人利他 復原力總分
責任感 —
正向積極態度 .611** —
助人利他 .469** .573** —
復原力總分 .831** .866** .814** —
**p < .01
2. 內部一致性係數
本研究採用 Cronbach’s α 係數考驗「青少年學習態度量表」之信度，分析結 果顯示：倦怠感量表中，「學習動機低落」、「情緒低落」兩分量表的內部一致性係 數各為 .897 及 .884，總量表的內部一致性係數則為 .907；復原力量表中，「責任 感」、「正向積極態度」、「助人利他」分量表的內部一致性係數分別
為 .879、 .787、.823，總量表的內部一致性係數則為 .904。各量表的內部一致性 分析結果詳見表 3-3-11。
根據統計結果顯示，青少年學習態度量表具有良好的內部一致性。
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表 3-3-11 倦怠感及復原力量表之內部一致性分析摘要表 ( n=184 )
倦怠感各分量表之 Cronbach's α 值 復原力各分量表之 Cronbach's α 值 1. 學習動機低落 .897 1. 責任感 .879 2. 情緒低落 .884 2. 正向積極態度 .787 3. 助人利他 .823 倦怠感總量表 .907 復原力總量表 .904
3. 再測信度
研究者自預試問卷對象中，選取一班共 36 名學生，在預試問卷填寫完畢四週 後，再次填答「青少年學習態度量表」，以進行再測信度的檢驗。統計結果顯示：
倦怠感量表中，「學習動機低落」、「情緒低落」之再測係數分別為 .923、 .885，
倦怠感總量表之再測係數則為 .931，皆達顯著水準( p < .01)；復原力量表中，「責 任感」、「正向積極態度」、「助人利他」之再測係數分別為 .811、 .858、 .808，復 原力總量表之再測係數則為 .911，亦皆達顯著水準
( p < .01)，詳見表 3-3-12。
表 3-3-12 青少年學習態度量表再測信度檢驗摘要表 ( n=36 )
倦怠感量表 復原力量表
學習動機低落 .923** 責任感 .889**
情緒耗竭 .885** 正向積極態度 .851**
助人利他 .876**
倦怠感總分 .931** 復原力總分 .911**
**p < .01
二、精健量表 (一) 內容分析
本量表為陳李綢所編製，由五個分量表所構成，全量表共有25題，其中「自 我悅納」3題，「人際關係」5題，「家庭和諧」6題，「情緒平衡」4題，「樂觀
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進取」7題。除「情緒平衡」4題為反向題外，其餘21題皆為正向題，精健量表各 分量表及題數分配詳見表3-3-13。
表3-3-13 精健量表心理健康各分量表題數、題號分布表
分量表 題數 題號 備註
自我悅納 3 1、2、3
人際關係 5 4、5、6、15、25 家庭和諧 6 7、8、9、10、16、24
情緒平衡 4 11、12、13、14 反向題
樂觀進取 7 17、18、19、20、21、22、23 總量表 25
(二) 計分方式
精健量表採用Likert五點量表，填答者依據每一題之描述，就量尺上的五個選 項：「非常同意」、「同意」、「有點同意」、「不同意」、「非常不同意」，圈選出一項 符合的程度。若該題為正向題，從「非常同意」到「非常不同意」五個評點連續 量，分別給予5分到1分，反向題則反之。將各題得分累加後，即可得到該受試者 之量表總分。
(一) 項目分析
為檢核各題項之適切程度，首先針對各題進行項目分析。本研究以極端值比 較與同質性檢驗法進行檢核，檢核標準詳見表3-3-2。
根據統計資料顯示，在進行極端組(前 27%與後 27%)比較後，精健量表各題在 高低分組間之差異皆達顯著水準 ( p ＜ .01 )，決斷值皆在 3 以上；同質性檢驗方
根據統計資料顯示，在進行極端組(前 27%與後 27%)比較後，精健量表各題在 高低分組間之差異皆達顯著水準 ( p ＜ .01 )，決斷值皆在 3 以上；同質性檢驗方