研究工具

本研究採用的工具除部分自行編製修訂量表外，也結合已有的可用測量工 具以及自編的題目組成一份問卷型態 （Lopez & Snyder, 2003）。問卷除個人背 景基本資料外，分成六部份設計，分別設計測量學校逆境量表、正向情感量表、

負向情感量表、自我監控量表、自我統合量表和教育復原力量表。為區別起見，

這六種量表合稱為國中生教育復原力量表（以下均同）。本節分別說明量表內容。

一、量表的編製與內容

（一）學校逆境量表 1.量表的編製

由於教育復原力實徵研究中，對於學校教室環境的影響復原力觀點眾多，

各種內在與外在保護因子都可能成為學校逆境的危機因素，如社經不利，學校 環境、資源；個人資產的學習能力，學習情感、學習動機 （ Pintrich, 2003）

等，其中有些研究結論不一致，如自我效能，有些研究認為能預測學業復原力

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（ Martin , & Marsh, 2006），但有研究認為沒有差異 （Kanevsky, Corke, &

Frangkiser, 2008），而曾文志 （2006 ） 從統合研究發現效果量小。而從中輟 觀點研究，認為「知覺學校氣氛」因素是扮演了學生決定是否留校的變項

（Worrel & Hale, 2001）。除了國中生生活適應行為探討外，並無系統探討影響 國中生教育復原力的逆境因素有那些，因此本研究從理論與實徵研究歸納影響 教育復原力的學校逆境因素，並參考Martin and Marsh（2008）學業復原力量表

（Academic Buoyancy Scale），青少年自我覺知表 （ Self-Perception Profile for Adolescents ） 與學校教學氣氛量表 （ The Instructional Climate Inventory ）

（Worrel & Hale, 2001），自行修訂編製「學校逆境量表」，內含焦慮分心六題，

關懷接納四題，自我效能三題，合計13 題。題目分別如「我容易感到焦慮煩躁 而容易分心」、「我常覺得不被肯定尊重」、「面對一個難題時，我通常無法 找到其他的解決方法」。

2.量表填答與計分

本量表填答方式為更貼近學生的實際狀況，採取發生次數頻率與嚴重程度 兩因素計分，發生頻率採 Likert 李克特式四點評量，從「從未發生」、「極少發 生」、「有時發生」、「時常發生」和「極頻繁」五個選項，除「從未發生」為 0 分外，於依序給予1 分、2 分、3 分、4 分；而嚴重程度選項有「極輕微」、「輕 度」、「中度」、「重度」，依序為1 到 4 分計分。計分時將頻率次數與嚴重程度相 乘，得0 分者表示從自覺未遭遇學校逆境，反之，得分越高者表示自覺遭遇學 校相關逆境越嚴重。最低0 分到最高 16 分，轉化成 Likert 式七點評量，得分從 最低13 分到最高 91 分。

3.學校逆境量表的因素分析與信效度

內部一致性的Cronbach α 係數分別為焦慮分心 .868，關懷接納為.865，自

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我效能 .756，符合探索性研究最低在.6 以上要求，故量表的內部一致性尚屬良 好。

相隔十二週的重測信度為 .738，顯示量表有良好的穩定性。

本問卷的內容效度指數 CVR值介於 .8~1 之間 （如附錄四專家評定的內容 效度分析表），表示內容效度良好。KMO為 .888，累積的解釋變異量為 65.748 %，

各題的因素負荷量介於 .653~.861，可知本量表可以有效解釋學校逆境因素架構 所預測量的三個特質，故本量表具有良好的建構效度。（如附錄七學校逆境量表 因素分析及信效度考驗結果）

（二）正向情感量表 1.量表編製

本研究參考Watson, Clark, & Tellegen （1988） 編製的「正負向情感量表」

（Positive and Negative Affect Scales, PANAS）的正向情感量表，內含十個正向 情感形容詞，及黃瑜（2007）改編的情緒檢核量表，原量表有正向情感檢核詞 七個。本研究參考正向情感概念，並考慮到正向情感影響教育復原力的因素，

而加以修正，修正結果，正向情感形容詞有七個，分別為歡喜、快樂、愉悅、

滿足、興奮、熱情、有趣。

2.量表填答與計分

本量表採Likert 七點量表方式填答，包含「幾乎從未」、「極少如此」、「有 時如此」、「不太確定」、「經常如此」、「大多如此」、「幾乎總是」七個選項，分 別為1 分至 7 分；加總就是正向情感特質的總分，總分最低 7 分，最高 49 分，

越高分代表情感越正向，越低分表示情感越負向。

3.正向情感量表的因素分析與信效度

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首先進行 Bartlett 與 KMO 檢定，以判斷是否適合進行因素分析，結果 Bartlett 檢定值為 6901.384 （p < .000），KMO值為 .919，故進行因素分析。

第一次分析結果共有特徵值大於 1 的因素有三個，累積解釋變異量為 68.328%，但因共同性 （communality）須大於 .5，故逐次刪除 bk9 一題。另有 兩因素負荷量差未大於 0.3，逐次刪除bk6、bk10 等2題。

結果保留七題編為正式問卷，抽取一個因素，包含bk1、bk2、bk3、bk4、bk5、

bk7、bk8 等七題；如附錄八正向情感量表因素分析及信效度考驗結果，可知本 量表可以有效解釋因素架構所預測量的一個特質，故本量表具有良好的建構效 度。

（三）負向情感量表 1.量表編製

本研究參考Watson, Clark, & Tellegen （1988） 編製的「正負向情感量表」

（Positive and Negative Affect Scales, PANAS）的負向情感量表，內含十個負向 情感形容詞，及黃瑜（2007）改編的情緒檢核量表，原量表有負向情感檢核詞 七個，本研究參考常見情緒詞，並考慮到負向情感影響國中生教育復原力的因 素，因此修訂後負向情感詞為悲傷、失望、沮喪、害怕、痛苦、易怒、煩躁、

緊張、憂慮九個。

2.量表填答與計分

本量表採Likert 七點量表方式填答，包含「幾乎從未」、「極少如此」、「有 時如此」、「不太確定」、「經常如此」、「大多如此」、「幾乎總是」七個選項，分 別為1 分至 7 分；加總就是負向情感特質的總分，總分最低 9 分，最高 63 分，

越高分代表情感越負向，越低分表示相反。

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3.負向情感量表的因素分析與信效度

因素分析選題，首先進行 Bartlett 與 KMO 檢定，以判斷是否適合進行因素 分析，結果Bartlett 檢定值為 6901.384 （p < .000），KMO值為 .919，故進行因 素分析。

第一次分析結果共有特徵值大於 1 的因素有三個，累積解釋變異量為 68.328%，但因共同性 （communality）須大於 .5，故逐次刪除bk19一題。

結果保留 9 題編為正式問卷，依據抽取的因素層面，共抽取因素一包含 bk11、bk12、bk13、bk14、bk15、bk16、bk17、bk18、bk20 等九題，如附錄九 負向情感量表因素分析及信效度考驗結果，顯示負向情感 Cronbach α 係

數 .920，故全量表與各分量表的內部一致性良好。可知本量表可以有效解釋因 素架構所預測量的一個特質，故本量表具有良好的建構效度。

（四）自我統合量表 1.量表編製

本研究修訂Antonovsky（1992）簡式凝聚感量表（sense of coherence scale short-form, SOC-13），因可檢驗多層次脈絡的復原力，可用來評量各脈絡的各 種族團體的復原力。SOC-13 有三個分量表：理解性、管理性、意義性。Cronbachα 從 .70 至 .95. 簡式 SOC-13 從 .70 至 .92，重測相關穩定從 .69 到 .78 （一 年）， 0.64 （三年）， .42 到 .45 （四年），.59 到 .67 （五年） ，.54 （十 年）。自行修訂編製「自我統合量表」，內含理解管理六題，意義性四題，合 計10 題。題目分別如「你信賴的人是否曾讓妳失望」，「妳覺得每天生活中所 做的事多少有些意義」。

2.量表填答與計分

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本量表採Likert 七點量表方式填答，包含「幾乎從未」、「極少如此」、「有 時如此」、「不太確定」、「經常如此」、「大多如此」、「幾乎總是」七個選項，分 別為1 分至 7 分；反向題則反序計分。加總就是自我統合特質的總分，總分最 低10 分，最高 70 分，越高分代表自我統合越正高，越低分表示自我統合越低。

3.因素分析選題

Bartlett 檢定值為 2208.661 （p < .000），KMO值為 .858，故進行因素分析。

第一次分析結果共有特徵值大於 1 的因素有兩個，累積解釋變異量為

53.779%，但因共同性 （communality）須大於 .5，故逐次刪除 cq3、cq5、cq6 等三題，變數間因素負荷量之差未大於 0.3，故逐次刪除bk6、bk10 等2題。

結果保留 10 題編為正式問卷，依據抽取的因素層面，共抽取兩個因素，因 素一包含cq7、cq8、cq10、cq11、cq12、cq13等六題；因素二包含cq1、cq2、cq4、

cq9等四題。

附錄十自我統合量表因素分析及信效度考驗結果，顯示全量表Cronbach α 係 數 .827，各分量表為理解管理 .868，意義性為 .777，各分量表的內部一致性良 好。

Bartlett 球型檢定值從2248.661 （p= .000） 到最後為 1721.778 （p=.000）, KMO 為 ..858 到 .828，累積的解釋變異量從 53.779% 成為60.604%，而特徵值 大於1 的因素組型多是兩個因素，分別命名為理解管理和意義性。各題因素負荷 量均介於 .694~.824，所以本量表可以有效解釋自我統合因素架構所預測量的兩 個特質，故本量表具有良好的建構效度。

（五）自我監控量表 1.量表編製

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本研究參考相關文獻及有關自我監控量表 （Lennox & Wolfe, 1984；Snyder, 1974；吳宗祐，2003），「青少年後設認知量表」的自我監控分量表 （張瑛真，

2007）該量表主要在於測量青少年學習的自我監控情形，分量表共10題，自我監 控之α 係數 .873，斯布校正信度 .844。後設認知量表和學校人際的相關

為 .362，和學業表現的相關為 .564。自行修訂編製自我監控量表，編製了12 題 的量表，從原先「調整自我呈現的能力」與「對他人表達行為的敏感度」兩個向 度，修訂為包含三個向度：自我反思、設定目標、管理策略。題目如「我會發現 自己學習的優點和缺點」，「我能確實執行我的學習計畫」，「我會一面學習，

一面檢查是否有錯誤」。

2.量表填答與計分

本量表採Likert 七點評量，從「完全符合」到「完全不符」依序為 7 到 1 分計分。自我監控量表，編製了 12 題的量表，最低分為 12 分，最高分為 84 分，分數越高表示自我監控能力越高，而分數越低自我監控能力越低。

3.因素分析選題

首先進行 Bartlett 與 KMO 檢定，以判斷是否適合進行因素分析，結果 Bartlett 檢定值為 4271.407 （p < .000），KMO值為 .952，故進行因素分析。

第一次分析結果共有特徵值大於 1 的因素有一個，累積解釋變異量為 66.225，因題項共同性 （communality）均大於 .5，且無變數間因素負荷量差小 於0.3，故全數保留。結果保留 12 題編為正式問卷，依據抽取的因素層面，共 抽取一個因素，包含 ce1 至 ce12 等十二題命名為自我監控。自我監控量表因 素分析及信效度考驗結果如附錄十一，顯示全量表Cronbach α 係數 .953，因只 有單一因素，表示能測量單一概念，故全量表內部一致性極佳。

Bartlett 球型檢定值4271.407 （p= .000） , KMO 為 .952 ，累積的解釋變異