第三章 研究方法與步驟
第三節 研究工具
本研究之研究工具是採用國内學者所編問卷調查法來蒐集資料，在施測 的對象係為 104 學年度桃園市公立國民小學外聘課後照顧服務教師，根據研 究架構與目的，問卷內容包括研究對象之個人背景資料、組織支持量表及工 作投入量表，希望藉此能瞭解桃園市課後照顧服務教師組織支持與工作投入 之間的影響。問卷及量表編製内容如下：
壹、 課後照顧教師基本資料背景變項
課後照顧服務教師背景變項包括：性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、
任職學校的規模、擔任教職的工作年資、自認為的健康狀況、與同年齡健康 狀況的比較，題目採選擇題及開放性填答的形式，由填答者依據自己的實際 情形勾選答案。根據填答反應，可以獲得受試者的個人背景變項資料，作為 探究不同的背景變項組織支持對工作投入之整體趨勢的依據。課後照顧服務 教師背景變項及操作型定義如下：
1. 性別：（1）男（2）女 2. 年齡：採開放性填答
3. 婚姻狀況：（1）未婚（2）已婚（3）其他
4. 教育程度：（1）師專（2）大學（3）40 學分班（4）研究所或以上 5. 您目前任職的學校規模：採開放性填答
6. 您擔任教職的工作年資：採開放性填答
7. 一般而言，你認為你的健康狀況如何？（1）很差（2）差（3）普通（4）
好（5） 非常好
8. 和您同年齡的人比較，您覺得你的健康狀況如何？（1）很差（2）差（3）
普通（4）好（5）非常好
貳、 組織支持量表
本研究為了分析國民小學課後照顧教師在「組織支持」與「工作投入」
量表之因素結構，使用探索性因素分析對組織支持以及工作投入兩個量表做 因素結構的分析。使用 KMO 值及 Bartlett's 球形作為檢定方法以瞭解量表 中的變項所構成的相關矩陣是否適合進行因素分析，依據 Kaiser (1974)的 說法，當 KMO 值愈大，代表變項間的共同因素愈多，愈能夠用於進行因素分 析（如表 3-2)。使用 Bartlett's 球形檢定，若檢定的 X2值達到顯著（p<0.001) 時，表示各變數所組成的相關矩陣間具有共同因素存在。再採用主軸因素抽 取法(principal axis factoring)及 Promax 轉軸法，以了解桃園市國民小學 課後照顧教師組織支持與工作投入量表的因素結構。
表 3- 2 KMO 統計量的判斷原則
KMO 統計量值 因素分析適合性
0.90 以上 極適合進行因素分析
0.80 以上 適合進行因素分析
0.70 以上 尚可進行因素分析
0.60 以上 勉強可進行因素分析
0.50 以上 不適合進行因素分析
0.50 以下 非常+適合進行因素分析
一、
因素分析的先行檢定
本研究使用探索性因素分析，採 Rousseau ＆ Aubé（2010）的方式來 處理組織支持量表的因素結構，這兩位學者將組織支持分為主管支持與同事支 持兩個因素。並採用主軸因素（principal axis factoring)來萃取測量題項之共同 因素，以 Promax 轉軸法做斜交轉軸，因素之選取以特徵值(eigenvalue)大於 1 來選取，變項之因素負荷量絕對值需大於 .3 才予以保留，因似萃取成功後，
根據變項之提議進行各因素之命名。經過 SPSS 21 版的分析結果獲得本量表 的相關矩陣之 KMO 值為 .837， 達到適合進行因素分析的標準；Bartlett’s 球 形檢定 χ2 值為 554.439，自由度 28，P < 0.001，拒絕虛無假設，即淨相關不 是單元矩陣。這兩項結果說明本研究之組織支持量表的相關矩陣可以進行因 素分析。
探索性因素分析結果呈現於表 3-6，八個題目抽取 2 個因素，這個兩因素 結果也與 Rousseau ＆ Aubé（2010）的理論相符合，而因素分析的結果，我 們依據這些學者的理論，命名第一個因素為主管支持，第二因素為同事支持。
由表 3-3 可以得知「組織支持」的 KMO 值為 .837，依 Kaiser（1974）
所提 KMO 決策標準屬於「極佳」，且 Bartlett 檢定的顯著性小於 0.001，已達 顯著水準，表示變數間所組成的相關矩陣中存有共同因素，適合進行因素分 析。
表 3- 3 「組織支持」KMO 與 Bartlett 檢定摘要表
方法 統計量
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 .837 近似卡方分配 554.439
Bartlett 的球形檢定 自由度 28
顯著性 < .001
二、
因素分析
本研究針對組織支持做因素分析，如表 3-4：可得知，第一項因素涵蓋 了四題，包括第 1、2、3、4 題，大致上解釋了 56.20％的總變異量，研究者 將其命為「主管支持」；第二項因素涵蓋四題，包括第 5、6、7、8 題，大致 解釋了 18.70％的總變異量，研究者以「同事支持」命名。表 3-7 呈現轉軸 後的因素解釋量，該量表經因素抽取之後，共抽取出二個因素，分別解釋 56.20
％、18.66％的總變異量，此兩項因素的總解釋量為 74.85％。
表 3- 4 「組織支持」之各部分分析結果摘要表
依 Nunally （1978）與 Churchill and Peter （1984）在信度標準
的建議中所示，如表 3-5。當 Cronbach’s α係數的數值小於 0.5 為低
信度，表示結果不可信；Cronbach’s α係數的數值大於 0.5 小於 0.6
為欠佳的，表示結果不太可信；Cronbach’s α係數的數值大於 0.6 小
於 0.7 為存疑慮的，表示結果尚可；Cronbach’s α係數的數值大於 0.7
小於 0.8 為最常見的，表示可接受的範圍；Cronbach’s α係數的數值 大於 0.8 小於 0.9 為良好的，表示有高信度；Cronbach’s α係數的數 值大於 0.9 以上的則屬於信度甚佳的優良狀況。
表 3- 5 判斷信度的準則分析表
Cronbach’s α係數 判斷信度的準則
.90 以上 優良的（Perfect） 信度甚佳
.80 到 .90 良好的（Meritorious） 高信度 .70 到 .80 可接受的（Acceptable） 可接受
.60 到 .70 存疑慮的（Suspect） 尚可
.50 到 .60 欠佳的（Miserable） 不太可信 .50 以下 無法接受的（Unacceptable） 低信度
本研究針對組織支持各構面做信度分析，如表 3-6 可得知主管支持、同 事支持等構面的信度值依序為.90 與.84，皆符合大於.65 之最小接受值標準，
依據 DeVellis (1991)所建議的α係數值界於.65 至.70 間是尚可也就是最 小可接受值， 因此，顯示該量表具有可被接受的「高信度」。
表 3- 6 國民小學課後照顧教師組織支持信度分析結果係數表
問卷題號 因子 1 主管支持
問卷題號 因子 2
同事支持 Cronbach's α 1、2、3、4 .90 5、6、7、8 .84
四、
計分方式
組織支持量表乃是採用黃芳銘、李俊賢與侯文傑共同編製而得（參見侯 文傑， 2012）。此量表將組織支持分為同事支持及主管支持(主任或校長)，
採李克特式（Likert type）五點量表記分，由受試者依自己的實際情況來作 答。每一題各有五個選項， 其給分依序是「非常不同意」1 分、「不同意」
2 分、「有點同意」3 分、「同意」4 分、「非常同意」5 分，以得分最高者 表組織支持越高。
五、 相關分析
本研究針對組織支持本各構面做相關分析，如表 3-7 所呈現之國民小學 課後照顧教師組織支持量表間的相關矩陣之結果，可發現「主管支持」構面 與「同事支持」構面之相關為中度相關。
表 3- 7 國民小學課後照顧教師組織支持各構面間的相關矩陣
因子 1 主管支持
因子 2 同事支持 因子 1 主管支持
因子 2 同事支持
1.00
0.483** 1.00
**在顯著水準為 0.01 時（雙尾），相關顯著。
參、 工作投入量表
工作投入量表原採用黃芳銘、李俊賢與侯文傑共同編製而得（參見侯文 傑， 2012）的九題短式量表改編而成，此量表原有三個構面：活力、奉獻、
專注（Schaufeli & Bakker, 2003），每個構面有三題，但針對工作投入做因 素分析後，僅有一項因素並涵蓋了九題，總變異量 71.35％，因此將其命名為
「工作投入」。
一、 因素分析的先行檢定
本研究針對工作投入做 KMO ( Kaiser-Meyer-Olkin )值及 Bartlett's 球形檢定，如表 3-8 得知，此量表的相關矩陣之 KMO 值為.91，已達到適合進 行因素分析的標準，因此可以進行因素分析。Bartlett's 球形檢定 x2值為 934.40，p 值小於.001，也達到相當的顯著水準，所以淨相關不是單元矩陣 的虛無假設被拒絕，因此可以進行此量表的相關矩陣之因素分析。
表 3- 8 國民小學課後照顧教師工作投入量表KMO 與Bartlett 檢定摘要表
方法 統計量
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 .91
近似卡方分配 934.40
Bartlett 的球形檢定 自由度 36
顯著性 < .001
二、 因素分析
表 3-10 國民小學課後照顧教師工作投入信度分析結果係數表
問卷 題號
工作 投入 Cronbach's α 9、10、11、12、13、14、
15、16、17
.95
四、 計分方式
採李克特式（Likert type）七點量表記分，由受試者依自己的實際情況 來作答。每一題各有七個選項，其給分依序是「從來沒有」1 分、「幾乎沒 有」2 分、「很少」3 分、「偶爾」4 分、「常常」5 分、「非常多」6 分、
「總是」7 分 。