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
本研究在探討臺北市國小校長發展取向家長式領導行為、兼任行政教師情緒 勞務與兼任行政意願之關係。在文獻探討分析後，編擬「臺北市國中小校長發展 取向家長式領導與兼任行政教師情緒勞務與兼任行政意願之關係研究調查問卷」
作為本研究之研究工具。
問卷內容包含「基本資料」、「校長發展取向家長式領導行為量表」、「兼任行 政教師情緒勞務量表」及「兼任行政意願量表」四個部分，由專家學者建立內容 效度，進行問卷預試後，再依據信效度分析結果修訂問卷內容，進而擬定本研究 之正式問卷。
壹、編製問卷初稿
研究者參酌相關研究之文獻探討問卷內容工具，考量受試對象與所在區域等 實際狀態後編擬問卷初稿。本研究問卷內容包含四部分：第一部分為填答者之基 本資料，利於了解填答樣本之背景結構，並進行相關之因素分析。第二、三、四 部份分別為本研究之三個構面變項－校長發展取向家長式領導問卷、兼任行政教 師情緒勞務問卷與兼任行政意願問卷。
一、發展取向家長式領導量表的依據與初步建構
本研究所使用發展取向家長式領導量表，主要依據樊景立、鄭伯壎（2000）
的家長式領導理論架構，採用鄭美琪（2017）依家長式領導所發展之領導情境，
部屬的反應行為展現恩威並濟的特點為基礎。因其本應用於企業界之人力資源發 展，本研究在量表修編完成後，以發展取向家長式領導的四個研究構面主動指導、
追求卓越、嚴明管理三個構面各 4 題，身先士卒 5 題，共 17 題進行探索性因素 分析（EFA）以及 Cronbach’s α 係數，探討於教育現場之信效度。
本量表採 Likert 六點計分法，受試者就學校行政工作中之實際情況，以 1 至 6 分表示符合程度，分別為：1 分「非常不同意」、2 分「不同意」、3 分「有
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點不同意」、4 分「有點同意」、5 分「同意」及 6 分「非常同意」之選項，來代 表受試者知覺校長發展取向家長式領導程度，分數越高，代表該受試者知覺校長 發展取向家長式領導之領導類型程度越高。
二、情緒勞務量表的依據
本研究使用鄔佩君（2003）翻譯自Grandey 的情緒勞務量表，編製修訂出表 層演出及深層演出兩構面為測驗工具，表層演出有 5 題，深層演出有 6 題，全部 題項皆為正向題，兩個研究構面共計 11 題，研究量表信度Cronbach’s α 係數分 別為 .82 與 .84，α 係數皆大於 .80，顯示內部一致性信度良好。效度分析結果，
χ2 = 7.84、df = 5。GFI = .98，NFI = .97、CFI = .99 （皆大於 .90）、RMSEA= .066
（小於 .08）。本研究探討應用於臺北市國小教育現場，並進行驗證性因素分析
（CFA）以及 Cronbach’s α 係數之信效度。
本量表採Likert 六點計分法，受試者就學校行政工作中之實際情況，以 1 至 6 分表示符合程度，分別為：1 分「非常不同意」、2 分「不同意」、3 分「有點不 同意」、4 分「有點同意」、5 分「同意」及 6 分「非常同意」之選項，來代表受 試者情緒勞務之實際狀態與頻率，分數越高，代表該受試者工作情緒勞務之傾向 越高。
三、兼任行政意願量表的依據
本研究使用顏碧琦（2014）所編製之教師兼任行政工作意願量表之測驗工具，
以主動參與、認同感、努力意願三個構面為測量工具，主動參與有 3 題，認同感 有 3 題，努力意願有 5 題，全部題項皆為正向題，三個研究構面共計 11 題，研 究量表信度Cronbach’s α 分別為 .787、 .931 及 .922，α 係數皆大於 .70，顯 示具有內部一致性信度。KMO 值為.947（大於 0.8），三構面累積解釋變異量達 82.905 ％ ，顯示良好效度。本研究探討應用於臺北市國小教育現場，並進行驗 證性因素分析（CFA）以及 Cronbach’s α 係數之信效度。
本量表採 Likert 六點計分法，受試者就學校行政工作中之實際情況，以 1
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至 6 分表示符合程度，分別為：1 分「非常不同意」、2 分「不同意」、3 分「有 點不同意」、4 分「有點同意」、5 分「同意」及 6 分「非常同意」之選項，來代 表受試者兼任行政之意願，分數越高，代表該受試者兼任行政意願之傾向越高。
貳、建立專家內容效度
問卷初稿經修訂編製成專家審查問卷（詳如附錄二），徵詢專家計 10 位(如 表 3-4 所示)，經 90％專家們審查後認為適合或修正後適合，給予專業之意見及 建議，依據內容修正為預試問卷。
表 3-4「專家內容效度問卷」專家學者名單一覽表
編號 姓名 服務單位 職稱
1 王ΟΟ 新北市ΟΟ國小 教師
2 呂ΟΟ 新北市ΟΟ國小 教師兼任組長
3 陳ΟΟ 臺北市ΟΟ國小 校長
4 陳ΟΟ 臺北市ΟΟ國小 學務主任
5 張ΟΟ 臺北市ΟΟ國小 教務主任
6 楊ΟΟ 臺中市ΟΟ大學 副教授兼語教系主任 7 歐ΟΟ 臺北市ΟΟ大學 教授兼副校長
8 蔡ΟΟ 臺北市ΟΟ國小 校長
9 黎ΟΟ 臺北市ΟΟ國小 國小退休主任、教育學博士 10 黃ΟΟ 臺北市ΟΟ國小 教師兼任組長
（依姓氏筆劃排列）
參、預試問卷實施與分析
歸納專家審查問卷之建議與意見，修正題目內容（詳如附錄三），彙整建立 預試問卷如附錄四。預試問卷發放及回收後，將資料登錄並進行項目分析、信度
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兼任行政意願各題項之決斷值均大於 3，且具 p < .001 之顯著差異，表示此三 因素各題項皆具有鑑別度，能鑑別出不同受試者之反應程度。
二、 信效度與適配度
（一）發展取向家長式領導因素 1.效度
以探索性因素分析（Exploratory factor analysis, EFA）探討題項構念，經兩 次因素分析，將未能在本研究設定因素層面中，因素三追求卓越第四個題項以及 因素四嚴明管理第三題項，因素結構不佳予以刪除後，EFA 結果如表 3-8 所示。
表 3-8 發展取向家長式領導探索性因素分析（EFA）摘要表 N = 200
預試問卷題號 負荷量
因素一 因素二 因素三 因素四
身先士卒5 .840 身先士卒4 .839 身先士卒3 .789 身先士卒2 .760 身先士卒1 .747
主動指導1 .821
主動指導2 .802
主動指導3 .799
主動指導4 .632
追求卓越2 .795
追求卓越1 .789
追求卓越3 .702
嚴明管理4 .779
嚴明管理2 .718
嚴明管理1 .680
特徵值 7.574 1.584 1.198 .939 解釋變異量 50.495 10.557 7.987 6.262 累積解釋變異量 50.495 61.052 69.039 75.302
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進行直交轉軸，本研究之「發展取向家長式領導」量表之特徵值為 7.547、1.584、1.198、.939 。可解釋變異量為 50.495、10.557、7.987、6.262，累積解釋 變異量為 75.302，代表本研究量表有良好建構效度。
信度Cronbach’ α 係數皆達到適切性標準（DeVellis, 2003），顯示本問卷具 有良好的內部一致性。
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（二）兼任行政教師情緒勞務因素 1.信度與效度
以「驗證式因素分析」（confirmatory analysis，簡稱 CFA）檢測變項之建構 效度穩定性；以因素負荷量大小，判斷觀察題項對研究構面之相對重要性，值愈 大，代表對研究構面之重要性愈強，變項之建構效度與穩定性，判斷標準介於 .50
~ .95，代表具有收斂效度，而兩變項間之相關係數不等於 1，表示兩變項間具 有區別度（邱皓政，2006）。兼任行政教師情緒勞務分析結果如圖3-4。
圖 3-4 兼任行政教師情緒勞務驗證性因素分析（CFA）
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本量表分析顯示因素負荷量介於 .70 至 .86 間，均在 .5 以上。代表具有收 斂效度，並具解釋力；且每個變項間之相關係數不等於1，具有差異，代表變 項間具有區別效度，即具建構效度（邱皓政，2006）。
在組合信度（Component reliability, CR）及平均變異數萃取量（Average Variance Extracted, AVE）方面，CR 值要在 0.6 以上內部一致性即視為良好，
AVE 值要在 0.5 以上方具有聚合效度（Fornell & Larcker, 1981），如表 3-10。
表 3-10 兼任行政教師情緒勞務驗證性因素分析結果
構面 題項 因素負荷量 AVE
(需達 0.5)
CR (需達 0.6)
表層演出
表層演出1 .73
.655 .904 表層演出2 .82
表層演出3 .84 表層演出4 .86 表層演出5 .79
深層演出
深層演出1 .72
.547 .878 深層演出2 .80
深層演出3 .70 深層演出4 .77 深層演出5 .74 深層演出6 .70
本研究之兼任行政教師情緒勞務量表之CR 值及 AVE 值皆符合指標。
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以 Cronbach’s α 係數進行信度考驗。兼任行政教師情緒勞務信度分析，如 表3-11。
表 3-11 兼任行政教師情緒勞務信度分析表 N = 200 層面 預試題號 項目刪除後 α 值 總量表 α 值
表層演出
表層演出1 .790
.815 表層演出2 .787
表層演出3 .785 表層演出4 .782 表層演出5 .793
深層演出
深層演出1 .807 深層演出2 .799 深層演出3 .806 深層演出4 .813 深層演出5 .813 深層演出6 .810
信度Cronbach’s α 係數皆達到適切性標準（DeVellis, 2003），顯示本問卷 具有良好的內部一致性。
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（三）兼任行政意願因素 1.信度與效度
圖 3-5 兼任行政教師兼任行政意願驗證性因素分析（CFA）圖 本量表分析顯示因素負荷量介於 .72 至 .88 間，均在 .5 以上，代表具有收 斂效度，並具解釋力；且每個變項間之相關係數不等於1，具有差異，代表變項 間具有區別效度，即具建構效度（邱皓政，2006）。
在組合信度（Component reliability, CR）及平均變異數萃取量（Average
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Variance Extracted, AVE）方面，CR 值要在 0.6 以上內部一致性即視為良好，AVE 值要在0.5 以上方具有聚合效度（Fornell & Larcker, 1981），如表 3-13。
表 3-13 兼任行政教師兼任行政意願驗證性因素分析結果
構面 題項 因素負荷量 AVE
(需達 0.5)
CR (需達 0.6) 主動參與
主動參與1 .85
.696 .872 主動參與2 .85
主動參與3 .80 認同感
認同感1 .81
.685 .867 認同感2 .88
認同感3 .79
努力意願
努力意願1 .85
.632 .895 努力意願2 .79
努力意願3 .72 努力意願4 .82 努力意願5 .79
本研究之兼任行政教師兼任行政意願量表之CR 值及 AVE 值皆符合指標。
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以 Cronbach’s α 係數進行信度考驗。兼任行政意願信度分析如表 3-14。
表 3-14 兼任行政教師兼任行政意願信度分析表 N = 200 層面 預試題號 項目刪除後 α 值 總量表 α 值
主動參與
主動參與1 .917
.922 主動參與2 .917
主動參與3 .919
認同感
認同感1 .915 認同感2 .913 認同感3 .913
努力意願
努力意願1 .911 努力意願2 .914 努力意願3 .916 努力意願4 .912 努力意願5 .914
信度Cronbach’s α 係數皆達到適切性標準（DeVellis, 1998），顯示本問卷 具有良好的內部一致性。
2.適配度
兼任行政意願在驗證模式適配度方面，RMSEA= .131 大於.1，未通過考驗 ； RMR=.046 小於.05；NFI=.884 、IFI=.908 、CFI=.907 皆大於 .9，其餘數據顯 示本模式大致符合適配指標，如表3-15。
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會有較大的差異(Kline, 2011)，且在小樣本數時，RMSEA 值有被高估之可能性(Fan, Thompson, & Wang, 1999）。整體而言，本研究理論的絕對配適檢定、增量配適檢 定、簡效適配度檢定等各項指標達到可接受水準內。‧ 國
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肆、編制正式問卷
本研究問卷在預試過程藉由項目分析、因素分析與信度分析，完成本研究 之正式「臺北市國小校長發展取向家長式領導、兼任行政教師情緒勞務與兼任
本研究問卷在預試過程藉由項目分析、因素分析與信度分析，完成本研究 之正式「臺北市國小校長發展取向家長式領導、兼任行政教師情緒勞務與兼任