第三章 研究設計與實施
第三節 研究工具
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第三節 研究工具
問卷調查法為本研究之主要研究方法，其調查研究工具係配合研究目的及第 二章文獻探討所得，並徵得劉文章之「臺北縣國民小學分散式領導與教師學術樂 觀現況調查問卷」為本研究之工具，藉以瞭解臺北市國民中學校長分散式領導與 教師學術樂觀之關係。本研究中校長分散式領導之測量工具，內容除了填答說明 與基本資料之外，分成了兩個部分：第一部分為「臺北市國民中學校長分散式領 導評估量表」，第二部分為「臺北市國民中學教師學術樂觀評估量表」。研究過 程先透過專家問卷內容效度審題，再以小樣本（N = 121）進行預試，蒐集資料、
分析並刪除信效度較差題項，形成正式問卷再進行驗證性因素分析（N =367）。
壹、 臺北市國民中學校長分散式領導與教師學術樂觀現況調查問 卷之信效度
一、原始量表
本研究所引用之問卷，乃根據劉文章（2010）針對臺北縣（今新北市）
國民小學分散式領導與教師學術樂觀現況之調查所編之問卷。該問卷係修改 張奕華（2009）之《學校分散式領導量表》與《教師學術樂觀量表》，並透 過項目分析與驗證性因素分析整體問卷之信效度，刪除不良題項形成臺北市 國民中學校長分散式領導與教師學術樂觀現況調查問卷。
劉文章（2010）運用項目分析檢核其所編製之量表的適切性或可靠程度，
並探究高低分之填答者在每一個題項上的答題差異，也進行題項同質性檢核，
並根據結果做為題項篩選或修改之依據，測試結果顯示均達理想，並未刪減 任何題項。接著，使用驗證性因素分析，進行測量模式評鑑，以瞭解觀察變 項是否足夠反應相對的潛在變項，目的也在瞭解潛在變項之建構效度與信度。
透過 LISREL9.30 套裝軟體所提供的資訊進行驗證性因素分析，分別為測量模
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式題項確認、參數估計法的選定、違犯估計檢查、模式適配度與模型內在結 構適配檢定。
二、專家問卷內容效度審查：
研究者依據劉文章（2010）之「臺北縣國民小學分散式領導與教師學術 樂觀現況調查問卷」，寄發給十一位專家學者，針對題目內容及文字敘述請 求評析修正，回收問卷後依專家意見予以修正，最後由指導教授審閱問卷內 容，編修形成預試問卷。專家學者名單如表 3-4 所示：
表 3-4
專家學者名單（依姓氏筆畫）
編號 專家姓名 服務單位 職稱
1 林梅琴 輔仁大學教育領導與發展研究所 所長 2 祁樹華 桃園市大溪國民中學 校長
3 范熾文 國立東華大學花師教育學院 教授兼院長 4 張芳全 國立臺北教育大學教育經營與管理學
系
教授
5 張慶勳 國立屏東大學教育學院 教授兼院長 6 陳家祥 桃園市立大有國民中學 校長
7 楊振昇 暨南大學教育學院 院長 8 葉連祺 國立嘉義大學教育行政與政策發展研
究所
教 授 兼 召 集 人
9 鄭彩鳳 國立高雄師範大學教育學系 教授 10 謝傳崇 新竹市政府教育處 處長
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表 3-5（續）
註(1)：.931 為國民中學校長分散式領導量表的內部一致性 α 係數 註(2)：顯著性<.001 以***表示
A3 8.490*** .698*** .648 .927 .671 .691 0 保留 A4 8.322*** .709*** .657 .927 .852 .698 0 保留 A5 8.482*** .739*** .701 .926 .638 .743 0 保留 A6 9.045*** .742*** .706 .926 .712 .750 0 保留 A7 9.189*** .738*** .691 .926 .727 .739 0 保留 A8 8.327*** .727*** .682 .926 .732 .731 0 保留 A9 9.805*** .734*** .688 .926 .797 .739 0 保留 A10 6.441*** .519*** .450 .932 .612 .502 0 保留 A11 7.926*** .648*** .607 .928 .561 .651 0 保留 A12 7.255*** .557*** .502 .930 .776 .552 0 保留 A 13 7.550*** .662*** .619 .928 .719 .664 0 保留 A14 7.812*** .632*** .584 .928 .637 .636 0 保留 A15 8.628*** .640*** .592 .928 .643 .652 0 保留 A16 10.613*** .699*** .662 .927 .682 .714 0 保留 A 17 10.345*** .742*** .704 .926 .734 .753 0 保留 A18 9.404*** .703*** .656 .927 .701 .703 0 保留 判斷
準則
≧3.000 ≧.400 ≧.400 ≦.931 ≧.200 ≧.450
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表 3-6（續）
註(1)：.935 為教師學術樂觀領導量表的內部一致性 α 係數 註(2)：顯著性<.001 以***表示
二、驗證性因素分析
本研究工具採用張奕華（2009）以及劉文章（2010）之問卷進行修改，
先諮詢專家意見，建立內容效度，再透過小樣本的預試蒐集資料，進行測量 模式評鑑，以瞭解觀察變項是否足夠反應相對的潛在變項，目的也在瞭解潛 在變項之建構效度與信度。
（一）測量模式題項確認
本研究雖然透過項目分析並未刪減題項，但為進行後續線性結構方程模 式分析，資料為符合 Cattell 與 Burdsal、Kishton 與 Widaman 等學者所認可 之項目包裹化（item parceling），求得各因子之結構總分平均，來代表各觀察 變項（黃芳銘，2004）。本研究利用預試所得到之有效樣本資料，透過 LISREL 9.30 統計套裝軟體所提供的資訊，刪除各觀察變項與潛在變項間，關係值不 適當（未達理想值）的題項。
針對預試題目進行刪減的過程，乃是依據修正指標 MI 值（大於 3.84 以 上）、LISREL 所產生的各變項多元相關平方值（squared multiple correlation, SMC）低於.5（表示至少有一半的觀察變異來自隨機誤。因此它的信度是不 足）及因素負荷量小於.71，進行逐一刪題並再次做假設模式之適配度評鑑分 析。最後測量模型題項之因素負荷量大都符合，且 t 檢定都達到顯著水準（p
< .001），校長分散式領導量表刪題後，保留計 15 題，詳如表 3-7，教師學術 B 19 6.764*** .602*** .560 .933 .718 .611 0 保留 B20 6.245*** .536*** .492 .934 .774 .542 0 保留 判斷
準則
≧3.000 ≧.400 ≧.400 ≦.935 ≧.200 ≧.450
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樂觀量表刪題後，保留計 16 題，詳如表 3-8。經修正與刪題項後，模式大致 達到理想適配程度。
表 3-7
校長分散式領導量表修正後的觀察變項
層面 題
項
刪除變項後模式構面問項
1 領導者的開放 1 本校校長在政策擬定與執行上會重視學校成員的意見 2 2 本校校長平時能與學校成員保持良好的互動關係 3 3 本校校長在政策的推動上能信任學校成員的專業知能 4 成員的動力 6 本校同仁覺得自己的專業能力有助於學校發展
5 6
7 對於學校所賦予的責任，本校同仁樂於承擔 8 本校同仁具有高度工作動機
7 9 本校同仁樂於面對挑戰
8 成員的參與 10 我會主動提供學校建議，讓學校持續進步 9 11 我在參與學校活動時會全力以赴
10 12 我樂於和同仁進行專業分享
11 13 我認為自己在學校擁有發揮專業能力的機會 12 情境氣氛 14 本校同仁能獲得行政主管的信任
13 15 本校同仁能支持其他成員創新 14 16 本校同仁能共享專業知識 15 17 本校同仁樂於共享權力 註：為與原始量表對照，保留原題項代號。
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表 3-8
教師學術樂觀量表修正後的觀察變項
層面 題
項
刪除變項後模式構面問項
1 學術強調 1 本校學生在學習上力求進步
2 2 本校班級學習環境動、靜活動區規劃適切得宜 3 3 本校的學生具有達成預設學習目標的能力 4 教師信任
學生及家長
5 我能信任本班學生的家長 5 7 我信賴本班家長的支持
6 9 我相信每一位學生都有良好能力學習 7 教師間互相信任 10 本校教師能彼此互相信任
8 11 我可以放心與同仁分享個人的內心感受 9 12 本校教師對於校內領導同仁是尊重的 10 13 本校教師能關心彼此
11 教師信任領導者 14 我對本校的校長有極高的忠誠度
12 15 在學校面臨危機事件時，我能支持學校校長所做的決定 13 16 本校的校長能為教師爭取應有的權利
14 教師效能 18 只要我努力付出，我可以協助學習上遭遇困難的學生 15 19 本校教師會透過多元的管道協助學生學習
16 20 本校的教師能夠激勵學生努力學習 註：為與原始量表對照，保留原題項代號。
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（二）參數估計法的選定
利用共變數結構的分析來導出特定參數，進而對於整體進行分析，乃結 構方程模式的主要應用。黃芳銘（2009）指出，結構方程模式所分析的測量 數據，不僅要符合一般的統計假設，也要符合結構方程模式的特殊要求，故 採最大概似法（maximum likelihood, ML）或一般化最小平方法（generalized least squares, GLS）或漸進分配自由法（asymptotic distribution free, ADF）等 為參數估計法。在通常狀態之下，當變項分布為常態時可採用最大概似法，
而非常態時則採用漸進分配自由法。此外，參數估計法會受到變項常態分配 性質的影響，故研究者會透過常態假設統計的變項分布之偏態係數（S）與 峰度（K）來判斷其是否為常態分布，當偏態係數之絕對值大於 3，峰度係 數之絕對值大於 10，就被視為非常態；反之則可視為常態。黃芳銘同時提到，
不論理論模型為常態分配與否，只要個別變項的峰度不過於嚴重（|K|＞25.0）， 最大概似法的估計仍比其他估計（GLS、ERLS、ADF、WLS）還具有相對 好的統計特質，故可以直接以 ML 最大概似法來做參數的估計。
本研究從圖 3-2 顯示校長分散式領導量表的偏態絕對值介於 0.167～
0.874 之間，峰度的絕對值介於 0.054~1.121 之間；圖 3-3 顯示教師學術樂觀 量表的偏態絕對值介於 0.061～0.811 之間，峰度的絕對值介於 0.048～1.011 之間，均未超出標準範圍，因此仍決定採 ML 最大概似估計法，做為本研究 模式參數估計方法。
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圖 3- 2 校長分散式領導理論模型單變項統計量
圖 3-3 教師學術樂觀理論模型單變項統計量
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（三）違犯估計檢查
違犯估計的檢查，目的在於檢視估計係數是否超出可接受的範圍。本研 究參考 Hair 等人建議，從三方面檢視是否產生違犯估計現象，若符合下列三 項則表示違犯估計現象：「(1)存在負的誤差變異數；(2)標準化係數超過或太 接近 1；(3)擁有太大的標準誤。」（引自黃芳銘，2009）。就本研究校長分散 式領導量表之二級 CFA 模式變項參數估計（詳如表 3-9），沒有存在任何負 的變異誤，而其 λx 的標準化參數值介於.75～.94 之間，皆未超過或太接近 1
（以.95 為臨界值），此外，其標準誤介於.05~.09 之間，表示整體的測量誤差 並不大。另一方面，教師學術樂觀量表之二級 CFA 模式變項參數估計（詳 如表 3-10），沒有存在任何負的變異誤，而其 λx 的標準化參數值介於.82～1.12 之間，皆未超過或太接近 1（以.95 為臨界值）。此外，其標準誤介於.05～.09 之間，表示整體的測量誤差並不大。故就以上結果分析顯示，本研究並無違 犯估計之現象，可進一步進行整理模式適配度的評鑑。
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表 3- 9
校長分散式領導量表二級 CFA 模式變項參數估計 參數 非 標 準 化
參數值
標 準 誤
t 值 標 準
化 參 數值
參數 非標準化 參數值
標準誤 t 值 標 準 化 參數值
λx1 1.00 - - .94 ε1 .19 .02 6.21** .13
λx2 1.12 .09 12.22 ** .94 ε2 .15 .03 6.22** .13 λx3 1.07 .09 12.44** .85 ε3 .19 .03 7.67** .41 λx4 0.94 .09 13.12** .93 ε4 .16 .04 6.82** .29 λx5 0.88 .08 12.55** .84 ε5 .30 .02 5.91** .23 λx6 1.02 .08 14.67** .82 ε6 .38 .03 5.54** .22 λx7 1.22 .05 13.76** .86 ε7 .19 .05 7.36** .34 λx8 0.89 .06 11.17** .88 ε8 .19 .05 7.88** .41 λx9 1.04 .09 13.31** ,85 ε9 .28 .04 7.13** .28 λx10 1.06 .08 12.54** ,85 ε10 .27 .03 8.21** .33
λx11 1.00 - - .81 ε11 .27 .03 6.45** .13
λx12 0.87 .07 11.31** ,82 ε12 .29 .05 5.63** .12
λx13 1.00 - - .91 ε13 .15 .04 6.83** .24
λx14 0.82 .06 11.92** .76 ε14 .22 .04 6.11** .33
λx15 1.00 - - .77 ε15 .23 .04 6.34** .13
γ1 .77 .08 11.12** .75 γ3 .74 .06 10.43** .88 γ2 .75 .07 10.77** .82 γ4 .68 .06 11.52** .93 註：-為參照指標，是限制估計參數。
**p<.01.
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表 3- 10
教師學術樂觀量表二級 CFA 模式變項參數估計 參數 非 標 準 化
教師學術樂觀量表二級 CFA 模式變項參數估計 參數 非 標 準 化