第三章 研究方法
第三節 研究工具
本研究工具有自編之認知–情意交織特質量表、威廉斯創造性傾 向量表、吳昆壽等人(2006)編製之資優行為觀察量表，以及認知–
情意交織特質介入方案各單元活動前後測，以下分別敘述之。
一、 認知–情意交織特質量表
本研究之「認知–情意交織特質量表」主要目的為評量國小三至 六年級資優學生之認知–情意交織特質。茲將量表之編製、項目分析 與題目之增刪、因素分析及信效度分析分別敘述於下。
(一) 量表之編製
本研究之「認知–情意交織特質量表」主要依據Renzulli(2002)之 千鳥格互動論，並參考Sytsma等人(2002) 編製之「認知–情意交織特 質量表」(Co-CFS)編製而成。千鳥格互動論中又將樂觀向度細分為 希望、對困難工作保持正向感受兩個分向度；勇氣向度細分為心智獨 立與道德信念兩個分向度；對主題或學科的熱情向度細分為全神貫注 與熱情兩個分向度；人道關懷向度細分為洞察力與同理心兩個分向 度；身心活力向度細分為魅力與好奇心兩個分向度；遠景向度細分為 掌握未來影響力、未來規劃與致力追求目標三個分向度。而Sytsma 等人(2002)之Co-CFS僅以樂觀、勇氣、對主題或學科的熱情、人道 關懷、身心活力及遠景等六個向度為編題架構，但並未依千鳥格理論
中將六個認知–情意交織特質進一步細分13個分向度。本研究為進一
（二）項目分析與問卷題目之增刪
本研究量表編製完成後，選取高雄市鳳陽國小與臺北市中山國小 三至六年級普通班各一班學生，以及臺北市中山國小、臺北市大安國 小與臺南市成功國小三至六年級資優班學生實施預測，共計381 位學 生。其中編號 219 漏答第 1~13 題；編號 275 漏答第 1~13 題；編號 279 漏答第 33~44 題；編號 283 漏答第 21~52 題，故將此四份問卷視 為無效問卷予以刪除。而編號96 在 52 個題項中，選答「不確定」者 有51 題，僅有 1 題選答「非常不符合」；編號184 亦有 51 題選答「不 確定」，僅有 1 題選答「非常符合」；編號 341、編號 352 與編號 353 則52 題均選答「非常符合」，故將此五份問卷視為不合理問卷亦與以 刪除。因此有效問卷為 372 份，問卷回收率達 97.64%。本研究量表 於預試量表回收後先進行項目分析。項目分析的統計數包括各題校正 的項目與分量表總分相關係數以及刪除該題後分量表內部一致性
α
係數。刪題之主要依據是校正的項目與分量表總分相關低於.30，或 是刪除該題後分量表內部一致性α 係數會提高之題目。表 3-8 為認知–
情意交織特質量表之項目分析結果摘要。由表 3-8 可知，題項 29 與 33 兩題刪除後分量表內部一致性 α 係數會提高，且與該分量表之相 關較低。然在刪題之前需考量內容效度，因此研究者重新檢視上述兩 題之內容發現，題項 29 雖與題項 30、31 與 32 同屬同一向度，而其
內容為「我能體會那些遭遇困難的人的感受」，與前他三題彼此之間
表3-8 (續) 適切量數分析包含每個變項抽樣適切性指標(measures of sampling adequacy, MSA) 與 相 關 矩 陣 整 體 取 樣 適 切 性 量 數 之 Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)指數兩者之檢驗。MSA指數用以評估每個
共同變異越大，越適合進行因素分析，因此刪除本量表中有MSA值小 於.5的題項，以利進行因素分析； KMO值則用以預測所蒐集的資料 能否得到良好因素分析解(factor well)，KMO值越大表示各變項的共 同性所佔比例越高，越適合進行因素分析(吳裕益，2010a)。Bartlett 球形檢定是用以檢定所蒐集資料的相關矩陣與單位矩陣是否有顯著 差異，達顯著差異者顯示各變項間具有共同性，適合進行因素分析(吳 裕益，2010a)。本量表之KMO值為.91且Bartlett球形檢定達顯著水準 (p=.000)，顯示適合進行因素分析，因此繼續採用主成分法（principal component analysis, PC）進行分析，且因本量表編製係依據千鳥格互 動理論，其主張各項認知–情意交織特質彼此之間具有相關，因此採 用直接斜交法(directly oblique rotations)進行轉軸，以檢驗本量表各題 項因素歸屬情形。
因素分析結果得到特徵值大於1者有12個，其中第11及第12個特 徵值很接近1，二者都小於1.10。為了決定較適切之因素數目，本研 究分別抽取12、11及10個因素來比較分析結果。表3-9是不同因素數 之因素負荷量平方和比較。由表中可看出，抽取12或10個因素時最後 一個因素的負荷量平方和明顯低於其他因素，且在該因素負荷量較大 之變項很少，顯示抽取12或11個因素似乎有高估重要因素數目之傾 向。如果抽取10個因素，則斜交轉軸後每個因素的負荷量平方和差距
較小，每個因素負荷量較大之變項都在四個以上，而且因素分析結果 對各題項之歸類與認知–情意交織特質量表之內容結構頗為近似。圖 3-3是陡坡檢定圖，水平線是特徵值等於1，大致上可以看到從第11個 因素之後特徵值之變化微乎其微，顯示第11個因素之後已經不是重要 因素。綜括上述分析結果，本研究決定抽取10個因素，共可以解釋52 個題項總變異的59％。各題之因素負荷量見附錄1。
表3-9 不同因素數之因素負荷量平方和比較
因素編號 取12 個因素 取11 個因素 取10 個因素
1 9.61 5.38 4.41
2 8.48 3.10 3.28
3 7.30 6.55 7.09
4 6.51 2.45 2.76
5 4.91 4.48 4.08
6 6.92 5.42 5.13
7 4.09 6.02 6.77
8 6.52 6.20 6.04
9 5.27 6.27 6.10
10 2.40 5.53 5.43
11 2.04 1.32
12 1.82
圖3-3 因素分析陡坡檢定
（四）信度分析
本量表進行內部一致性(coefficient of internal consistency)之信度 分析。因Cronbach’s α 係數為各種信度中最為嚴謹，亦是所有信度考 驗的低限(吳裕益，2010b)，故本研究採用 Cronbach’s α 係數分析結 果，以反應本量表之內部同質性。Cronbach’s α 係數越高，表示本量 表之試題越能測得相同的特質。本量表之各分量表之
α 係數依序為樂
觀.81、勇氣.79、對主題或學科的熱情.75、人道關懷.87、身心活力.75，與遠景.91，而全量表 α 係數則為.94。
（五）效度考驗
本研究正式效度分析包括內容效度與建構效度。內容效度檢驗是 請專家（五位資優教育專家及五位現職資優班教師，如附錄2-1 及 2-2 所示）評估本研究所發展的量表是否符合千鳥格互動論之內涵，其評 估結果如附錄2-3 所示。建構效度檢驗是以本研究之正式樣本進行驗 證性因素分析，以檢驗實徵資料是否適合以千鳥格互動論的理論模式 來解釋，也就是所有題目是否可明確歸屬於樂觀、勇氣、對主題或學 科的熱情、人道關懷、身心活力及遠景等六個分向度。
驗證性因素分析使用 AMOS16.0 統計軟體進行「認知–情意交織 特質量表」測量模式與觀察資料的適合度考驗。其適合度考驗標準主 要依據 Bagozzi 和 Yi (1988)認為評鑑驗證性因素分析模式的適合度 須從基本適合標準（preliminary fit criteria）、整體模式適合度（overall model fit）及模式內在結構適合度（fit of internal structure of model）
進行評鑑。Bagozzi 和 Yi (1988)認為基本的適合標準主要是不能有
「違反的估計值」（offending estimates），故須符合：(1)沒有負的誤 差變異；(2)誤差變異達顯著水準；(3)估計參數之間相關的絕對值不 能太接近1.00；及(4)因素負荷量不能太低或太高，最好介於.50～.95 之間。
至於評鑑整體模式適合度之標準，則分別由絕對適配度(absolute fit indexes) 、 增 值 適 配 度 (incremental fit indexs) 與 簡 約 適 配 度 (parsimony fit indexs)等三種指標進行考驗(吳明隆，2009)。其中絕 對適配度指標須符合：（1）χ2值不顯著；（2）適合度指數（goodness-of-fit index ， 簡 稱 GFI ） 大 於 .90 ；（ 3 ） 調 整 後 適 和 度 指 數 （ adjusted goodness-of-fit index，簡稱 AGFI）大於.90；（4）標準化殘差均方根
（standard root mean residual，簡稱 SRMR）低於.05 與（5）均方根近 似誤差（root mean square error of approximation，簡稱 RMSEA）指數 小於.08。增值適配度指標須符合：（1）規準適配指數(normal fit index，簡稱 NFI，又稱 Δ1)大於.90；（2）增值適配指數(incremental fit index，簡稱 IFI，又稱 Δ2)大於.90。而簡約適配度指標則須符合
CN 值（critical N, CN）大於 200(引自吳裕益，2011)。
模式內在結構適合度則須符合：(1)個別項目的信度(individual item reliability) 在 .50 以 上 ； (2) 潛 在 變 項 的 成 分 信 度 (composite reliability)在.06 以上；(3)潛在變項的平均變異抽取(average variance extracted)在.50 以上；(4)所有估計的參數都達顯著水準；與(5)標準 化的殘差絕對值(standardized residuals)必須小於 1.96(引自吳裕益，
2011)。本量表之驗證性因素分析結果見第四章第一節。
二、 威廉斯創造性傾向量表
本研究採用林幸台、王木榮修訂（1994）之威廉斯創造性傾向 量表，包含冒險性、好奇性、想像力與挑戰性等四個分量表，藉以 評估國小資優學生之創造性傾向特質。本量表分為正面題目與反面 題目，共計45 題，係採李克特三點計分方式，正面題目依受試符合 之程度分別給予完全符合 3 分，部份符合 2 分，完全不符合 1 分；
反面題目則反之。最高150 分，最低 50 分，得分越高者表示越具有 創造性傾向。本量表之信效度考驗，在信度方面係進行重測信度與 內部一致性信度分析，重測信度全量表為.69，達.01 之顯著水準，
各分量表則介於.49~.78 間且均達.05 之顯著水準；內部一致性信度 分析結果，總
α 係數為.84，各分量表則介於.48~.70 間。在效度方面，
係進行本量表與修訂賓州創造傾向量表之相關與各分量表內部相關 分析，結果顯示全量表之相關為.81，各分量表之相關介於.68~.76 間；而各分量表內部之相關則介於.50~.59。綜合上述可知，本量表 具有良好之信效度，故本研究以此作為蒐集國小資優學生創造性傾 向表現之評量工具。
三、 資優行為觀察量表
本研究採用吳昆壽等人(2006)編製之國小版的「資優行為觀察 量表」中「語文表達」、「分析性思考」、「正向動機」、「創意思考」、
「風趣幽默」、「敏感性」、「快速學習」、「人際互動」與「情緒表達」
等九個分量表之學生版與教師版，由學生自評與教師評定兩種方 式，藉以評量資優學生之資優行為表現情形。該量表係採李克特五 點計分方式，「總是如此」為5 分、「經常如此」為 4 分、「有時如此」
為 3 分、「偶而如此」為 2 分、「極少如此」為 1 分。得分越高者，
表示越具有資優行為的表現。
該量表之效度考驗係進行全量表總分與智力測驗分數、學業成 績 T 分數之積差相關分析，分析結果該量表與智力測驗相關係數 為.40（p＜.05），屬於中度相關；與各年級學業成績 T 分數之相關介 於0.31～0.73（p＜.05）之間，亦屬中度相關。信度考驗則是進行內 部一致性
α 係數考驗，全量表 α 係數為.99，而語文表達、分析性思
考、正向動機與創意思考各分量表α 係數分別為.93、.96、.95 與.95。
該量表之效度考驗係進行全量表總分與智力測驗分數、學業成 績 T 分數之積差相關分析，分析結果該量表與智力測驗相關係數 為.40（p＜.05），屬於中度相關；與各年級學業成績 T 分數之相關介 於0.31～0.73（p＜.05）之間，亦屬中度相關。信度考驗則是進行內 部一致性