第四章 研究結果
第一節 權能感量表之信效度分析
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第四章 研究結果
本章根據調查研究所得之資料，針對研究問題與假設進行描述、分析與討論。
第一節為權能感量表之信效度分析，因本研究將權能感量表運用於青少年群體，
為檢視本量表之品質，在正式進入分析前先針對權能感量表先進行因素分析與信 度分析。第二節針對基本資料與研究變項進行描述性統計分析，首先針對樣本人 口背景變項進行描述，其二將說明青少年權能感與相關因素之現況。第三節將針 對研究變項進行雙變項分析，以探究權能感與相關因素之關聯性。第四節則針對 各自變項與權能感進行多元迴歸分析。
第一節 權能感量表之信效度分析
本研究採用宋麗玉（2006）所發展的權能感量表作為探究青少年權能感之工 具，然因量表發展時之樣本為社工系所教師及家防中心社工與案主，為了檢視本 量表運用於青少年群體之品質及量表之因素結構，本部分先以 1319 位青少年樣 本進行信度和效度分析。
一、效度分析
在效度分析的部分，本研究以 1319 位樣本進行因素分析，採主成分分析法
（Principle Component Analysis），假定各因素間獨立，使用最大變異法做直交轉 軸，整體 KMO 值為.92，Bartlett 球形檢定達顯著（p=.000），顯示適於進行因素 分析（邱皓政，2011）。
在判斷各題項所屬之構面上，筆者以盡量維持原量表發展時之構面為目標，
當題項同時在多個因素有交叉負荷（cross loading）時，若原屬之構面的因素負荷
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量也在.30 以上，或在不同構面之因素負荷量差異不大，仍將該題項保留於原構 面中。
根據探索性因素分析結果，以特徵值大於 1 的原則下共萃取出八個因子，可 解釋 61%變異量，各題項因素負荷情形如表 4-1-1 所示。萃取之八個因子大致與 原量表「自我效能與內控」、「外在掌控力」、「人際溝通與技巧、「人際自我 肯定」、「社會自我肯定」、「社會政治資源與影響」、「社會政治權能」與「社 會政治行動」相符。然分析結果顯示有六個題項與原量表所屬之構面不符；其中，
第 8 題在本研究中屬於「人際自我肯定」構面（factor loading=.551），但在「自 我效能與內控」之因素負荷量也有.404，故仍維持於原構面「自我效能與內控」
中。第 23 題在「自我效能與內控」（factor loading=.390）及「社會政治資源與 影響」（factor loading=.292）之因素負荷量較接近，故仍維持於原量表所屬之「社 會政治資源與影響」構面。第 27 題在「社會政治權能」（factor loading=.493）
與「外在掌控力」（factor loading=.394）之因素負荷量接近，故維持於原量表所 屬之「外在掌控力」構面。
第 17 題在原量表屬於「人際自我肯定」構面，第 20 題與第 22 題則原屬「社 會政治資源與影響」，在本研究中三題皆屬「人際溝通與技巧」，因素負荷量分 別為.523、.649、.594 ，且與其他構面無交叉負荷之情形，故在本研究中將三個 題項改於「人際溝通與技巧」構面中。經因素分析調整權能感各構面所包含之題 項整理於表 4-1-2。
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二、信度分析
根據因素分析之結果調整題項所屬之構面後，針對整體權能感量表與各分量 表進行信度分析，採用內部一致性進行檢驗，有關整體量表與各分量表之 Cronbach’s α 值，請見表 4-1-2。
整體量表之Cronbach’s α 值達.92，顯示本量表之內部一致性相當不錯。各分 量表之α 值介於.47 至.86 間，內部一致性信度尚可接受，其中「人際自我肯定」
因調整題項所屬構面後僅剩兩題，故α 值偏低。
表4-1-2：調整後權能感量表之各分量表與內部一致性
向度 構面 題號
宋麗玉
（2006）
研究之α 值
本研究之 α 值
個人層面
自我效能與內控 1、2、3、4、
5、6、7、8 .89 .85 外在掌控力 9、10、11、
12、21、27 .77 .74
人際層面
人際溝通與技巧 14、15、16、
17、20、22 .84 .82
人際自我肯定 13、19 .66 .47
社會自我肯定 18、28、32 .72 .68
社會政治 層面
社會政治資源與影響 23、33、34 .80 .68 社會政治權能 24、25、26 .83 .80 社會政治行動 29、30、31 .88 .86 整體量表 .95 .92
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