貳 貳
貳、 、 、 、問卷題目分析 問卷題目分析 問卷題目分析 問卷題目分析
預試問卷回收後，隨即將有效問卷編碼並輸入電腦中，再以 SPSS15.0 版套裝 軟體依序進行項目分析、效度分析及信度分析。
項目分析部分，據吳明隆（2004）的說法，問卷的鑑別度會影響量表的信度 與效度。為了確定預試問卷之題目是否有鑑別度，乃利用統計學中的項目分析適 切性評估。本研究以遺漏值檢驗、決斷值（又稱臨界比 critical ratio, CR），以及同 質性檢驗（即校正後量表與總分之相關係數）等三方面，分別進行討論。
俟項目分析後，旋即進行因素分析，以考驗量表的建構效度(construct validity)
，而因素分析的主要目的是要找出量表潛在的概念結構（吳明隆，2004）。因素分 析前，先求得各分量表之取樣適切性量數(Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy, KMO)及 Bartlett 球形檢定，以確定所採用之量表適合進行因素分析。
KMO 值越大，表示變項間的共同因素越多，愈適合進行因素分析。依照 Kaiser(1974) 的觀點，KMO 值在.60~.90 之間者是可以進行因素分析（引自吳明隆，2004）。俟 KMO 的檢測後，凡 KMO 達.80 以上且 Bartlett 球形檢定達 p＜.001 顯著水準時，
則進一步以主成份分析(principal component analysis)抽取共同因素，並依照原定之 構面數設計個分量表欲抽取之因子個數，再以最大斜交法(promax)進行斜交轉軸，
以求取轉軸後因素成分矩陣的因素負荷量與可解釋變異量。因素分析結果，若題 項之共同性低於.50 或因素負荷量低於.40 者，均予以刪除；若個別因素所含題項 低於 3 個或題意與所屬因素差距甚大之題項，亦全數予以刪除。
俟遺漏值檢驗、項目分析與因素分析後，刪除不適合題項，確定正式問卷之 新題項後，隨即進行信度分析，以考驗量表各構面與總量表的可靠性與穩定性。
本研究之信度分析係以 Cronbach 所創之α 係數來表示。依照 Devellis(1991)建議，
α 係數在.60~.65 之間者最好不要，在.65~.70 之間者尚可接受，在.70~.80 之間者屬 佳，.80 以上者屬極佳。
以下就預試問卷中教師自我概念、教學信念、教學成功歸因、教學失敗歸因 及教學自我效能等五部分題目的項目分析、效度分析及信度分析，詳細說明之。
一、自我概念分量表
（一）項目分析
首先，為檢測受試者對於本研究量表題目是否抗拒或難以回答，遂利用遺漏 值檢驗評估是否出現過多的遺漏值。本研究採取如果題目超過 3 個遺漏值者，表 示該題目對受試者而言不適合回答，不適宜採用該題目，因此予以刪除。檢測結 果，本分量表未見遺漏值超過 3 者，故所有題項均予以保留。
進一步求取本分量表個別題目的決斷值（CR 值），以決斷值作為問卷題目採 用的依據（吳明隆，2004）。依照周文欽、歐滄和、許擇基、盧欽銘、金樹人和范 德鑫（1999）建議，決斷值大於 3 即可被接受；此外，李金泉（1993）所提當決 斷值愈大且達顯著水準 ( p ＜.05) 時，表示該題項能鑑別不同受試者的反應程度；
是以，本研究即以此諸觀點為檢驗各題項採用與否之基礎。其作法，係將問卷量 表的每一題項依照得分高低排序後，取得分前 27%為高分組，得分後 27%為低分 組，再將兩組的得分進行平均數差異顯著性考驗（ t 考驗），若高分組之平均數顯 著高低分組( p ＜.05)，即表示該題目具有鑑別度（吳明隆，2004），應予保留，否 則應予刪除。本分量表檢測結果，各題項決斷值（CR 值）介於 12.84 至 21.07 之 安，均高於 3 且達 p ＜.05 顯著水準，表示所有題項均符合標準，應予保留。
除了以決斷值來挑選題項外，另外求出題項與總分之間的積差相關，從兩者 相關係數作為另一判別依據（吳明隆，2004）。凡題項與總分的相關係數大於.30 且達 p ＜.05 的顯著水準者，即表示該題項佳（吳明隆、涂金堂，2006），應予保 留。本分量表檢測結果，各題項與總分的之相關值皆大於.30，無刪除必要。項目 方析結果如表 3-5-3 所示。
表 3-5-3 自我概念分量表之項目分析結果 於.50（詳見附錄三之一），刪題後之總解釋變異量為 66.13%。合計抽取五個因素
，各題項所屬因素均與其題意相符，無刪除必要，依序命名為「道德自我」、「社
會自我」、「理想自我」、「生理自我」及「心理自我」，其因素負荷量如表 3-5-4 所 示。在因素間相關情形方面，各因素間的相關值介於.31~.62 之間，顯示自我概念 的五個因素彼此間具有中度相關，如表 3-5-5 所示。此外，在信度方面，本分量表 刪除部分題項後之整體 Cronbachs’α 值為.95，五個因素個別的 Cronbachs’α 值介於 .76~.90 之間，各因素所含題項間普遍具有極佳的信度。整體而言，自我概念分量
表 3-5-5 自我概念分量表因素相關矩陣
因素項目 生理自我 心理自我 社會自我 道德自我 理想自我 生理自我 -- .62 .32 .50 .44 心理自我 -- .44 .59 .56
社會自我 -- .52 .39
道德自我 -- .51
理想自我 --
二、教學信念分量表
（一）項目分析
首先，遺漏值檢驗結果，未見遺漏值超過 3 者，顯示所有題項對受試者而言 無填答困難疑慮，均暫予保留。其次，進行決斷值檢驗，結果發現，包括「B14 我覺得處罰不是促使學習活動正常進行的好方法(CR=1.41)」、「B24 我覺得教師應 隨時進修，以提升專業知能(CR=1.57)」以及「B28 我覺得教師的行為會影響學生 的學習(CR=1.76)」等三題項之決斷值(CR 值)低於 3，且均未達 p＜.05 的顯著水準
，故予以刪除；其餘題項之 CR 值均超過 3 且達顯著水準，予以保留。最後，就各 題項與分量表之相關而言，各題與排除該題項後分量表總分之間均具有 p＜.05 的 顯著相關，且相關值皆達.30 以上，因此，保留二十四個題項進行後續之信效度分 析。本分量表之項目分析結果如表 3-5-6。
（二）信效度分析
在效度部分，本分量表在未刪除任一題項時之取樣適切性量數(KMO)為.94 且 Bartlett 球形檢定達 p＜.001 顯著水準，表示本分量表有共同因素存在且適合進行 因素分析，其總解釋變異量為 55.57%。
表 3-5-6 教學信念分量表之項目分析結果 KMO 為.92，Bartlett 球形檢定仍達 p＜.001 顯著水準，可抽取出共同因素，且各題 項之共同性均高於.50（詳見附錄三之二），刪題後之總解釋變異量提高為 59.32%
。計抽取四個因素，各題項所屬因素均與其題意相符，無刪除必要，依序命名為
「學生差異」、「師生互動」、「知識與課程」和「教師角色」等，其因素負荷量如 表 3-5-7 所示。此外，各因素間的相關值介於.35~.64 之間，顯示各因素彼此間具 有中度相關，如表 3-5-8 所示。在信度方面，本分量表刪除部分題項後之整體
Cronbachs’α 值為.89，四個因素個別的 Cronbachs’α 值均高於.70。整體而言，教學
三、教學成功歸因分量表
（一）項目分析
首先，遺漏值檢驗結果，未見遺漏值超過 3 者，顯示所有題項對受試者而言 無填答困難疑慮，均予保留。其次，決斷值檢驗結果，各題項 CR 值介於 5.50~17.16 之間，均超過 3 且達顯著水準，顯示各題項具極佳之鑑別力。最後，就各題項與 分量表之相關而言，各題項與排除該題項後分量表總分之間均具有 p＜.05 的顯著 相關，且相關值皆達.30 以上，故保留原十五個題項進行後續之信效度分析。教學 成功歸因分量表之項目分析結果，如表 3-5-9 所示。
表 3-5-9 教學成功歸因分量表之項目分析結果
題號 決斷值 (CR)
與分量表 相關值
處理
結果 題號 決斷值 (CR)
與分量表 相關值
處理 結果 1 12.17* .61* 保留 9 17.16* .69* 保留 2 14.86* .63* 保留 10 15.43* .62* 保留 3 14.38* .62* 保留 11 16.34* .63* 保留 4 13.68* .58* 保留 12 5.50* .31* 保留 5 15.32* .58* 保留 13 8.26* .41* 保留 6 14.70* .58* 保留 14 11.39* .50* 保留 7 13.62* .63* 保留 15 10.80* .56* 保留 8 16.33* .68* 保留
*
p＜.05
（二）信效度分析
首先，在效度部分，本分量表在未刪除任一題項時之取樣適切性量數(KMO) 為.86 且 Bartlett 球形檢定達 p＜.001 顯著水準，表示本分量表有共同因素存在且適 合進行因素分析，其總解釋變異量為 58.09%。進一步檢視各題項共同性，結果發
現，「C5 體育教師具備術科專長」題項之共同性為.431，不及.50，故予以刪除。刪 除該題項後之 KMO 為.84，Bartlett 球形檢定仍達 p＜.001 顯著水準，且各題項之 共同性均高於.50（詳見附錄三之三），刪題後之總解釋變異量提高為 59.65%。合 計抽取三個因素，各題項所屬因素大致與其題意相符，惟「C12 教師的運氣好」一 項與本研究原設定構面不符，經考量教師運氣好壞與學生多有關連，故認同其歸 為「學生因素」。是以，所有題項無刪除必要，並依序命名為「外在因素」、「內在 因素」和「學生因素」等，其因素負荷量如表 3-5-10 所示。在因素間相關情形方 面，除內在因素與學生因素具低度相關(r=.18)外，其他包括內在因素與外在因素 (r=.50)，以及外在因素與學生因素(r=.42)之間均具有中度相關，如表 3-5-11 所示。
此外，在信度方面，本分量表刪除部分題項後之整體 Cronbachs’α 值為.84，三個因 素個別的 Cronbachs’α 值分別為.86、.82 和.77，各因素所含題項間之信度佳。整體 而言，教學成功歸因分量表在刪除部分題項後，具有良好的效度與可接受之信度
表 3-5-11 教學成功歸因分量表因素相關矩陣
（二）信效度分析
在效度分析部分，本分量表在未刪除任一題項時之取樣適切性量數(KMO)為 .88 且 Bartlett 球形檢定達 p＜.001 顯著水準，其總解釋變異量為 62.60%。進一步 檢視各題項共同性，結果發現，「D5 體育教師不具備術科教學能力」題項之共同 性為.474，不及.50，故予以刪除。刪除該題項後之 KMO 為.87，Bartlett 球形檢定 仍達 p＜.001 顯著水準，且各題項之共同性均高於.50（詳見附錄三之四），刪題後
在因素間相關情形方面，各因素兩兩之間均具有中度相關，如表 3-5-14 所示
。此外，在信度方面，本分量表刪除部分題項後之整體 Cronbachs’α 值為.89，三個 因素個別的 Cronbachs’α 值分別為.87、.84 和.78，各因素所含題項間之內部一致性 佳。整體而言，教學失敗歸因分量表在刪除部分題項後，具有良好的效度及可接 受之信度水準。
表 3-5-14 教學失敗歸因分量表因素相關矩陣
因素項目 內在因素 外在因素 學生因素
內在因素 -- .53 .38
外在因素 -- .55
學生因素 --
五、教學自我效能分量表
（一）項目分析
首先，遺漏值檢驗結果，未見遺漏值超過 3 者，顯示所有題項對受試者而言 無填答困難疑慮，均予保留。其次，決斷值檢驗結果，各題項 CR 值介於 9.86~17.49
首先，遺漏值檢驗結果，未見遺漏值超過 3 者，顯示所有題項對受試者而言 無填答困難疑慮，均予保留。其次，決斷值檢驗結果，各題項 CR 值介於 9.86~17.49