未來時間觀量表之中文化結果

本研究所使用的研究工具擬採用研究者所翻譯改編「未來時間觀」(FTP)，關於 本量表的編譯(中文化)過程、樣本選取、項目分析、信效度考驗，茲說明如下：

一、未來時間觀量表之中文化過程

（一）蒐集相關文獻與量表:

研究者分析歸納未來時間觀相關理論與文獻資料，找出適合改編的國外量表，並 參考相關文獻，檢視該量表的適切性，在多次與教授討論後，決定採用 Husman 與 Shell (2008)所發展的「未來時間觀」量表， 各分量表的意義分述如下:

1. 倉促性：指個體覺知時間流逝的速度。若覺知時間流逝速度較快，通常較匆忙，容 易被時間追著跑，其未來時間觀也較低。倉促性是一個反向的向度，未來 時間觀低的人，較少對時間做規劃，較少計畫準備，所以較易感受到時間 飛快的流逝，隨最後期限的臨近而有被壓倒的感覺。

2. 延伸性：指的是個體把想法延伸至未來的距離。一般而言，個體如果能將想法延伸 愈遠，未來目標愈明確，也更能了解其重要性，未來時間觀則愈高。

3. 價值性：指個體評估未來目標的重要性。特別突顯其願意犧牲現在以支持未來的概 念。故未來時間觀價值性愈高，代表個體對未來目標愈重視，更願意犧牲 現在以達成未來目標。

4. 連結性：連結性是未來時間觀的認知能力，包含對未來計畫的豐富性及連結當前活 動與未來目標的傾向，也就是一種對未來目標的關心。連結性愈高，代表 愈能了解現在行為對未來目標的影響，因此做決定時，較能思考未來的結 果，未來時間觀也較高。

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（二）翻譯並編修量表形成預試量表：

先徵求原作者 Husman 與 Shell 的同意翻譯使用，開始進行編修翻譯量表，以符 合國內小學生的中文理解程度。編修過程大致如下：先將原文的量表翻譯成中文初稿，

再請兩位英文老師在沒看過原文量表的情況下，翻譯成英文，研究者從兩份中選取較 貼近原意的寄回給原作者 Husman 與 Shell 審查，以確認再翻譯後的用語符合原作者 設計的意思，最後請同樣任教於國小的資深教師協助閱讀編修後的中文問卷，將量表 內容中較難理解文意的題目，再次進行細部修正，以調整問卷內容的是否符合小學生 的用語習慣後，終於定稿完成修訂，形成預試量表(詳見附錄一)。量表內容分為四個 分量表共有 27 個題目，其中包含 15 個反向題(向度內容詳見附錄二)，為自陳量表的 方式，透過陳述句表達對未來的感受。

（三）實施預試

研究者於民國 103 年 1 月 5 日至 2 月 5 日實施預試，採取立意取樣選取新北市秀 峰國小、新竹市豐田國小、高雄市崇蘭國小、屏東市楠陽國小作為預試抽樣的對象。

共計研究對象為國小四年級為二個班級，國小五年級為二個班級，國小六年級為二個 班級。

（四）填答及計分

本研究的未來時間觀量表，為測量未來時間觀的特質共分為四個分量表，採 Likert 五點量表，由受試者根據個體的主觀感受，在「非常不同意」、「不同意」、「普通」、

「同意」與「非常不同意」，五個選項中選擇一個最貼近自身狀況的答案，依序給予 1-5 分。在「倉促性」分量表中，3 題問題中有 3 題反向題；在「延伸性」分量表中，

5 題問題中有 2 題反向題；在「價值性」分量表中，7 題問題中有 1 題反向題；在「連 結性」分量表中，12 題問題中有 8 題反向題。

（五）進行試題分析決定正式量表題目

研究者針對施測後的預試量表，進行因素分析、項目分析及信、效度考驗，篩選 適切的題目進行修訂後，確定該量表題目的 27 題皆可使用，作為正式量表，各分量

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表題數分配。

（六）進行正式量表施測與重測

研究者於民國 103 年 3 月 3 日至 4 月 5 日內完成全國正式量表的施測。

二、未來時間觀量表之項目分析

量表回收後，進行項目分析與因素分析進行對本量表的選題工作，本研究採極端 值比較法(CR值)、同質性檢驗法(項目與總分之間的相關、因素負荷量)進行預試結果 之分析，選題標準為每個題目至少符合下列兩項標準：極端值t檢定p大於0.01，項目 與總分相關的係數大於0.3，因素負荷量大於0.3，未達標準者給予刪除，全部題目均 有過選題標準，故並未刪除任何題目，以此為基礎再進行因素分析做為選題的依據。

三、未來時間觀量表之信度分析

本量表以「重測信度」來驗證其穩定性，再以「Cronbach α 係數」來驗證內部一 致性，信度分析的結果如下所述:

（一）重測信度：

研究者以新北市大豐國小之四、五、六年級學生為受試者(男 52 人，女 593 人，

共 111 人)，間隔兩週後，進行重測信度的考驗，重測信度之有效樣本如表 3-7 所示，

結果顯示：各分量表的重測信度為.774~.947，皆達.001 顯著水準，顯示本量表的穩定 性佳，重測信度之檢定結果，如表 3-7 所示。

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表 3-7 重測信度考驗之有效樣本人數分配表

類別 有效樣本

年級 五年級 六年級 性別 男 女 男 女 人數 27 28 25 31 總計 男生 52 ，女生 59 人 ，共計 111 人

（二）內部一致性分析

本量表以 Cronbach α係數作為驗證量表內部一致性的依據，結果顯示：各分量表 的 Cronbach α係數為.740~.850，皆達 .01的顯著水準，Cronbach α係數之檢定結果，

如表3-8所示。另外，以Pearson相關來考驗各分量表之間的相關，以及各分量表與總 量表之間的相關，由表3-9所示可知，各分量表間及與總量表的相關皆達 .01的顯著水 準。由此顯示，本量表的內部一致性良好。

表 3-8 未來時間觀量表之信度檢定結果

分量表名稱 重測信度 Cronbach α 係數 (1) 倉促性 .774** .850***

(2) 延伸性 .781** .740***

(3) 價值性 .819** .758***

(4) 連結性 .947** .818***

(5)全量表 .833** .818***

** p＜.01，***p＜.001

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表 3-9 未來時間觀量表各分量表間的相關矩陣圖

分量表名稱 倉促性 延伸性 價值性 連結性 全量表 倉促性 1 .42*** .28*** .24*** .51***

延伸性 .42*** 1 .67*** .48*** .80***

價值性 .28*** .67*** 1 .50*** .81***

連結性 .24*** .48*** .50*** 1 .84***

全量表 .51*** .80*** .81*** .84*** 1

** p＜.01，*** p＜.001

四、未來時間觀量表之效度分析

（一）建構效度

根據「未來時間觀 (FTP)」的內容，包含了「倉促性」、「延伸性」、「價值性」、

「連結性」四個因素。為檢驗本量表的建構效度，茲以驗證性因素分析來進行考驗以 提供效度支持證據。

1. 整體模式適配度

根據Bagozzi 和Yi (1988)及Hair Jr、Anderson、Tatham 及Black(1998)的主張，整 體模式適配度考驗可區分為絕對適配度(measures of absolute fit)、增值適配度

(incremental fit measures)、精簡適配度(parsimonious fit measures)三方面來進行評估。

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之精簡程度。

以下就依據此三種適配度來評估本研究提出的未來時間觀整體適配度情形。本研究以 Joreskog 和Sorbom(2001)所發展的LISREL 8.71 版的電腦統計軟體的ULS 法來進行 模式的適配度檢驗及參數估計，得到的適配度指標如圖3-3、表3-10所示：

(1) 絕對適配度

在絕對適配度考驗方面，其目的在於檢驗模式可以預測觀察的共變數矩陣或相關

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矩陣的程度。由表4-4可知，本量表的χ² = 1081.82，表示未來時間觀量表模式可與觀 察指標適配。考量其它指標來檢視模式適配與否。經分析，GFI 為 .93(需符合 .90 以 上標準)，SRMR 為 .04(小於 .08 為適配)，RMSEA 為 .046(小於 .06 為適配)，而 AGFI為 .92(大於 .90 為不錯適配)。

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圖 3-3 未來時間觀量表之驗證性因素分析建構圖

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表 3-10 未來時間觀量表之模型整體適配度表現情形

模式 絕對適配度 簡效適配度

χ

²

GFI SRMR RMSEA AGFI PNFI PGFI 檢驗模型 1081.82 .93 .04 .046 .92 .87 .79 評鑑標準 P>.05 >.90 <.08 <.06 >.90 >.50 >.50

評鑑結果 ○ ○ ○ ○ ○ ○ ○

檢驗模型 增值適配度

NFI NNFI CFI RFI χ

²

/df 檢驗模型 .96 .97 .97 .95 3.4 評鑑標準 >.90 >.90 >.90 >.90 <3

評鑑結果 ○ ○ ○ ○ ×

註：○表示符合評鑑標準，△表示達到門檻，×表示不符合評鑑標準 (2) 簡效適配度

在簡效適配度檢驗方面表，目的在評估理論模式的精簡程度。由表4-4可知，本 研究所得的PNFI 為 .87(大於 .50 為通過標準)，PGFI 為 .79(大於 .50 為接受標 準)。

(3) 增值適配度

在增值適配度檢驗方面， 其目的在檢視理論模式與基準模式(baseline model)互相 比較的結果。由表4-4可知，本研究所得之NFI為 .96(大於 .90 為通過標準)，NNFI 為 .97(大於 .90 為通過標準)，CFI 為 .97（大於 .95 為通過標準），RFI 為 .95(大 於 .90 為通過標準)，而 χ2/df 之指標為3.4(＜3 為未通過標準)，此似乎顯示FTP模式 無法與觀察指標適配。但是，χ²常受樣本人數大小的影響，就是說，樣本人數在一定 規模時，χ² 值就容易顯著，模式就容易被拒絕(黃芳銘，2002)。因此，χ²/df的值檢驗 狀況在本研究裡可以予以忽略，而考量其他指標來檢視模式適配與否。

從上述列指標可知，各項整體適度指標均達到標準，顯示未來時間觀量表的整體

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模式的適配情形頗為理想。綜合整體適配度評鑑的結果，雖然 χ²/df 之值未達到顯著 水準，但是從絕對適配度、增值適配度、精簡適配度三方面的評鑑結果均顯示本量表 所提理論模式與觀察資料可以適配。因此，就整體適配度而言，未來時間觀量表符合 整體適配度。

2. 內在結構適配度

在模型的內在結構適配度方面， Hair Jr、Anderson、Tatham 及Black(1998)主張 應包括測量模式適配度(measurement model fit)及「結構模式適配度」(structural model fit)兩方面的評鑑。而因本模型只有單純的測量模式，而沒有結構模式(structure model)，

所以，只討論測量模式層面。各項評鑑標準評估內在結構適配度（見圖3-3），分別 為：

(1) 因素負荷量應達顯著水準(Hair Jr et al., 1998) (2) 個別指標信度應大於 .50 (Bagozzi & Yi, 1988)。

(3) 潛在變項的相關值應低於 .90 (Hair Jr et al., 1998)。

在因素負荷量每個估計值都達到統計顯著水準，其中t值介於12.53∼31.99之間 (1.96以上即達P＜.001 的顯著水準)，此符合「因素負荷應達顯著水準」的評鑑標準 (Bagozzi、Yi, 1988; Hair Jr, Anderson,Tatham,& Black, 1998)在個別指標信度方面，達 到 .50 以上的標準(Bagozzi & Yi,1988)。在潛在變項的相關值應低於 .90 上，潛在變 項間的相關值為 .28~ .88，符合小於 .90 的標準(Hair Jr et al., 1998)。由以上各項內部 結構適配度指標可知，各項指標均表現良好。整體而言，本量表的內部適配度相當不 錯。

綜合模型的「整體適配度」及「內部結構適配度」觀察之，各項適配度指標及參 數表現均表現良好，因此，未來時間觀量表具有有良好的建構效度表現。

五、不同未來時間觀量表之比較

有關國內所編制的未來時間觀量表，林麗芳(2009) 採用了 Husman 和 Shell(2008)

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的未來時間觀量表，自行編製了針對高中職學生的未來時間觀量表，用途在調查青少 年未來時間觀的狀況。因林麗芳(2009)的參考文獻與本研究相近，以下將針對「高中 職學生未來時間觀量表」與本研究所發展的「小學生未來時間觀量表」之異同比較，

分述如下：

本研究的目的在了解台灣小學生未來時間觀情況，並進一步瞭解其與學習動機、

學習成就之間的關係，所以發展一個良好信效度的量表來測量未來時間觀是很重要的。

而本研究透過文獻搜集找到由 Husman 與 Shell(2008)所編制的 FTP 測量工具，但是 基於國情、語言及對象的不同，因此在引進國內時，做了文字上的翻譯與確認，稱之 為「小學生未來時間觀量表」。為了考察文字是否符合小學生的理解程度，所以本研 究進行了未來時間觀量表的預試，與全國的正式施測。而本研究分層立意取樣方式來

而本研究透過文獻搜集找到由 Husman 與 Shell(2008)所編制的 FTP 測量工具，但是 基於國情、語言及對象的不同，因此在引進國內時，做了文字上的翻譯與確認，稱之 為「小學生未來時間觀量表」。為了考察文字是否符合小學生的理解程度，所以本研 究進行了未來時間觀量表的預試，與全國的正式施測。而本研究分層立意取樣方式來

在文檔中 小學生未來時間觀、學習動機及學習成就之相關研究 (頁 50-0)