第三章 研究方法
第五節 研究工具
依前述研究架構、研究假設與文獻回顧進行量表設計，「大學生美德 長處與美德發揮調查量表」內容共分為四個部分，第一部分為基本資料，
此乃做為樣本特性參考，包括性別、年齡、系級，以及學校所在地區。其 次為大學生美德長處量表、六大美德發揮量表，及整體生活滿意度調查等 三部份，以下分別介紹之。
壹、大學生美德長處量表 一、量表內容簡介
本量表乃參考 Peterson 與 Seligman（2004）所編制之特質長處調查表
（VIA-IS），進行改編。原量表共 240 題正向題，每一特質長處使用 10 題 自陳式問卷進行測量，採李克特氏五點量表進行計分，「1」表非常不像我、
「2」表不像我、「3」表中立、「4」表像我、「5」表非常像我。透過受試 者答題時對於特質長處描述語句的認可程度，衡量個人自身 24 項特質長 處的現狀為何。
研究量表之主體架構仍延續使用VIA-IS 所區分之六大美德 24 項特質 長處之架構，並參考原量表之題項構念意涵進行編制，經由大學部同學進 行試塡給予建議，以及與指導教授和學術同儕針對題項內容進行多次討論 與修正後，初步設計每一特質長處以五題項進行測量，全量表預計共 120 題正向題，同樣採李克特氏五點量表進行計分，「1」表非常不同意、「2」
表不同意、「3」表普通、「4」表同意、「5」表非常同意。每題計分依受試 者所填選之1 至 5 選項正向計分，各特質長處總分即五題項分數之加總，
亦即總分越高，代表個人具有該項特質長處顯著。而綜觀個別特質長處的 總分，可知個人在擁有24 項特質長處的高低程度。
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進行驗證性因素分析結果顯示，本模式之χ2=843.97，p=.00＜.05，
RMSEA=.07＜.08，CFI=.96＞.90，SRMR=.067＜.10，顯示模式之各項指標 皆符合適配檢定標準，且各題項的因素負荷量皆大於.30，t 值亦都遠大於 1.96，達顯著水準。但為達簡化量表題數及均衡各次分量表題數之目的，
故直接刪除各特質長處因素負荷量最低與次低題項，保留因素負荷量最高 之前三題，如表3-5-1 美德一題目分析摘要表所示。
刪題後再予進行驗證性因素分析，結果顯示χ2=205.47，p=.00＜.05，
RMSEA=.057＜.08，CFI=.98＞.90，SRMR=.058＜.10，各項指標之適配度 皆 較 未 删 題 前 更 為 良 好 。 且 在 信 度 分 析 方 面 各 特 質 長 處 次 分 量 表的 Cronbach’s α值為.844、.745、.753、.804、.827，皆達.70 以上，美德一分 量表整體之 Cronbach’s α值為.892。由此可知本分量表具有良好的信效 度，可做為正式研究工具測量之用。
6 我總是熱衷於一些有趣的事情 0.62 13.32 4
進行驗證性因素分析結果顯示，本模式之χ2=573.43，p=.00＜.05，
RMSEA=.075＜.08，CFI=.95＞.90，SRMR=.059＜.10，顯示模式之各項指 標皆符合適配檢定標準，且各題項的因素負荷量皆大於.30，t 值也都大於 1.96 標準值，達顯著水準。但為達簡化量表題數及均衡各次分量表題數之 目的，故直接刪除各特質長處因素負荷量最低與次低題項，保留因素負荷 量最高之前三題，如表3-5-2 美德二題目分析摘要表所示。
刪題後再予進行驗證性因素分析，結果顯示χ2=146.38，p=.00＜.05，
RMSEA=.066＜.08，CFI=.98＞.90，SRMR=.043＜.10，各項指標之適配度 皆 較 未 删 題 前 更 為 良 好 。 在 信 度 分 析 方 面 各 特 質 長 處 次 分 量 表 的
（續表）
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Cronbach’s α值為.654、.756、.834、.762，美德二分量表整體之 Cronbach’s α值為.871。雖然「誠信」此一特質長處次分量表之α值未達.70，但依據 Raine-Eudy（2000）研究指出，信度達.50 時，測量工具在反應真分數時即 可獲得基本的穩定性。而 Hair、 Black、Babin 和 Anderson（2010）也認 為α值介於.60~.70 為可接受值，α值大於.70 量表即具有良好的信度與穩
（三）『人道與慈愛』美德長處分量表
刪題後再予進行驗證性因素分析，結果顯示χ2 =43.35，p=.0053＜.05，
RMSEA=.045＜.08，CFI=.99＞.90，SRMR=.037＜.10，各項指標之適配度 皆 符 合 模 式 檢 定 標 準 。 而 在 信 度 分 析 方 面 各 特 質 長 處 次 分 量 表 的 Cronbach’s α值為.801、.688、.828，美德三分量表整體之 Cronbach’s α 值為.826。雖然「愛」此一特質長處次分量表之α值未達.70，但仍為可接
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9 我能輕鬆地與他人分享自己的感受 0.57 11.88 刪
10 我總是感到自己的生活中充滿愛 0.67 14.65 6 11 我總是知道別人的想法是什麼 0.75 17.60 7 12 我非常能覺察自身周圍的狀況 0.86 21.26 8 13 我能覺察自身的感受與動機 0.71 16.15 刪
14 不論是什麼樣的處境，我都能夠適應 0.46 9.50 刪 社
會 智 能
15 我善於察覺他人的情緒 0.73 16.87 9
（四）『正義』美德長處分量表
以二階驗證性因素分析進行題目分析結果時，特質長處「領導力」與 美德「正義」因素負荷量達1.04，出現違犯估計結果，但依照模式修正指 標所給予的建議進行模式修正，仍無法獲得較佳的模式適配。故研究者與 指導教授針對本分量表重新進行題項內容檢視，考量公平公正與領導力兩 次分量表的題目中，第2 題和第 8 題，第 4 題和第 6 題在題意上很相近，
易造成受試者的混淆，故在進行驗證性因素分析前，直接刪除題意重覆之 題項，因此先刪除第2 題與第 6 題後，再進行題目分析及刪題（如表 3-5-4 所示）。
刪題後再予進行驗證性因素分析，結果顯示χ2 =115.01，p=.00＜.05，
RMSEA=.093＞.08，CFI=.97＞.90，SRMR=.047＜.10，本分量表之適配指 標CFI 與 SRMR 符合模式檢定標準。而 RMSEA 介於.08~.10 之間算普通 適配（黃芳銘，2007）。故本分量表之建構效度仍為可接受值。
在 信 度 分 析 方 面 各 特 質 長 處 次 分 量 表 的 Cronbach’s α 值 為.797、.659、.785，美德四分量表整體之 Cronbach’s α值為.859。根據上 述信效度之考驗，本分量表之心理計量特性尚可接受，可做為正式研究之 用。
（續表）
表3-5-4
進行驗證性因素分析結果顯示，本模式之χ2=617.94，p=.00＜.05，
RMSEA=.079＜.08，CFI=.94＞.90，SRMR=.070＜.10，顯示模式之各項指 標皆符合適配檢定標準，且各題項的因素負荷量皆大於.30，t 值亦都大於 1.96，達顯著水準。故如表 3-5-5 美德五題目分析摘要表所示，本次分量表 各特質長處題項直接保留因素負荷量最高之前三題。
刪題後再予進行驗證性因素分析，結果顯示χ2=179.99，p=.00＜.05，
RMSEA=.077＜.08，CFI=.96＞.90，SRMR=.069＜.10，各項指標之適配度 同樣皆符合檢定標準。信度分析方面各特質長處次分量表的Cronbach’s α
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值依序為.788、.855、.749、.605，美德四分量表整體之 Cronbach’s α值 為.839。根據上述信效度之考驗，本分量表之心理計量特性為可接受，仍
（六）『心靈的超越』美德長處分量表
進行驗證性因素分析結果顯示，本模式之χ2=876.39，p=.00＜.05，
RMSEA=.071＜.08，CFI=.97＞.90，SRMR=.071＜.10，顯示模式之各項指 標皆符合適配檢定標準，且各題項的因素負荷量皆大於.30，t 值亦都大於 1.96，達顯著水準。故本分量表，直接刪除各特質長處因素負荷量最低與 次低題項，保留因素負荷量最高之前三題，如表3-5-6 所示。
刪題後再予進行驗證性因素分析，結果顯示χ2=241.10，p=.00＜.05，
RMSEA=.065＜.08，CFI=.98＞.90，SRMR=.046＜.10，各項指標之適配度 皆 較 未 删 題 前 更 為 良 好 。 且 在 信 度 分 析 方 面 各 特 質 長 處 次 分 量 表的 Cronbach’s α值為.807、.835、.831、.840、.893，皆達.70 以上，分量表整 體之Cronbach’s α值為.899。由此可知本分量表具有良好的信效度，可做 為正式研究工具測量心靈的超越美德之用。
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12 我總是能在負面中看到正向的部份 0.75 17.70 8 13 儘管面臨挑戰，我始終對未來充滿希望 0.83 20.54 9 14 我知道自己能達到目標 0.68 15.65 刪
希 望
15 我對未來有清楚的規劃藍圖 0.63 14.00 刪 16 當朋友陷入憂鬱心情時，我會嘗試逗他們
走出陰霾 0.57 12.30 刪
17 大多數的人都說跟我在一起很好玩有趣 0.79 18.76 10 18 我樂於為別人帶來快樂與歡笑 0.76 17.66 11 19 我知道自己擁有很棒的幽默感 0.83 20.31 12 幽
默
20 即使我在逆境中仍保有幽默感 0.75 18.09 刪 21 我是個具靈性的人 0.51 11.00 刪 22 我相信有神的存在 0.65 14.82 刪 23 信念/信仰讓我的生命變得重要 0.87 22.14 13 24 我實踐自己的信仰 0.86 21.77 14 靈
性
25 在艱難的時期，我的信仰/信念不曾拋棄我 0.85 21.58 15
（七）大學生美德長處量表
在個別進行各分量表之題目分析與信效度檢定後，再進行大學生美德 長處量表之整體模式評估。二階驗證性因素分析結果如圖 3-5-1 所示，本 模式之χ2=1236.92，p=.00＜.05，RMSEA=.096＞.08，CFI=.95＞.90，
SRMR=.067＜.10，適配指標 CFI 與 SRMR 皆符合檢定標準，RMSEA 値介 於.08~.10 之間，屬於普通適配。
在信度分析方面全量表的內部一致性係數Cronbach’s α值為.957，具 有良好的內部一致性。由上述信效度之考驗可知，本大學生美德長處量表 具有可接受之心理計量特性，故可做為正式研究測量之用。
（續表）
圖 3-5-1 大學生美德長處量表預試之驗證性因素分析圖
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貳、美德發揮量表
美德發揮量表編制主要參考自 Govindji 與 Linley（2007）所發表的長 處發揮量表之測量概念。原量表共14 題，採李克特氏七點量表進行計分，
「1」表非常不同意、「2」表有點不同意、「3」表不同意、「4」表普通、「5」
表有點同意、「6」表同意「7」表非常同意。受試者依自己對各題項所形 容之長處發揮描述語句的認可程度，進行作答。
初步研究量表乃編擬六題正向題來檢驗長處發揮程度，同樣採李克特 氏七點量表進行計分。每題項計分依受試者所填選之 1 至 7 選項正向計 分，總分得分越高者，即代表越常在日常生活當中發揮自身的美德長處。
但是由於本研究所編擬之美德發揮量表，主要目的為測量受試者其於日常 生活當中發揮自身美德的頻率，故正式量表採用六個美德做為主要測量構 念。
一、量表之信效度考驗
本研究以一因素模型驗證該量表之單向度，進行量表的驗證性因素分 析結果如表 3-5-7 所示。依研究設計擬保留三題項做為正式量表測量大學 生美德發揮程度之題幹，故直接保留因素負荷量最高前三題。其後進行量 表之信效度分析，結果顯示本量表具有良好的信度（α=.882）。
經預試題目分析後所保留之三題項，研究者將作為正式量表測量六大 美德之題目使用，並將題項中的「長處」一詞直接替換成各美德名稱，例 如「我熟知如何發揮自身長處」，更改為「我熟知如何發揮自身『智慧與 知識』這項美德」；「在各種環境中我都能發揮自己的長處」，更改為「在 各種環境中我都能發揮自己的『智慧與知識』美德」；「我每天都發揮自己 的長處」，更改為「我每天都發揮自己的『智慧與知識』這項美德」。
在各美德長處分量表中，研究者亦簡要敘述各美德之定義（例如智慧 與知識美德定義：本美德主要為涉及知識的取得與運用，涵括創造力、好
在各美德長處分量表中，研究者亦簡要敘述各美德之定義（例如智慧 與知識美德定義：本美德主要為涉及知識的取得與運用，涵括創造力、好