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
本研究採用吳昌諭（2016）、徐宗盛（2010）與李國賓（2010）所編製的「學 校組織氣氛」、「教師組織承諾」及「留任意願」問卷作為研究工具，藉以探討臺 灣北部偏遠地區公立國民中小學組織氣氛、教師組織承諾與教師留任意願之關係。
而本節主要呈現預試問卷、信度和效度分析的結果、正式問卷的內容，以及填答 與計分方式：
壹、預試問卷分析
為解決學校組織氣氛與教師組織承諾題項概念重疊的情況，與指導教授討論 後，刪除吳昌諭（2016）原編製的「學校組織氣氛」之第 31 題，因此，本研究 之預試問卷內容為吳昌諭（2016）、徐宗盛（2010）與李國賓（2010）所編製的
「學校組織氣氛」（已刪除原編製問卷的第 31 題）、「教師組織承諾」及「留任意 願」問卷。
為檢驗「學校組織氣氛」、「教師組織承諾」與「教師留任意願」三份量表是 否具有信效度，因此本研究將預試階段所回收的問卷進行信度和效度的分析，其 分析結果為下：
一、因素分析
效度主要是檢定量表是否得有效測量所要測量的特質，而考驗效度最常使用 的方法是因素分析法（吳明隆，2003）。因本研究之研究工具為直接採用他人所 編製的量表，故在進行效度分析之探索性因素分析時，主要透過主成份分析，並 萃取同量表編製者所編訂的分量表個數之因素來考驗研究工具的效度。
有關本研究探索性因素分析的判斷準則，係根據 Kaiser (1974)提出的判定標 準，KMO 值至少需大於 .50 才得以進行因素分析；另外，從 Bartlett 球形檢定的 顯著性判斷，小於 .005 方適合進行因素分析。以下為三份量表的效度分析結果：
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（一）學校組織氣氛
學校組織氣氛量表的探索性因素分析結果，其 KMO 值為 .936、Bartlett 球 形檢定的顯著性為 .000，代表適合進行因素分析。而第一次因素分析之轉軸後的 成份矩陣，可以發現第 22 題橫跨三個因素，且因素負荷量皆高於 .40，故刪除第 22 題後再進行第二次因素分析，發現第 14 題非歸屬於原先類別，故刪除第 14 題 後進行第三次的因素分析，其結果顯示，共同因素二為第 1 至第 7 題，符合原建 構之「教師支持行為」；共同因素三為第 23 至第 26 題，符合原先建構的「教師 承諾行為」；共同因素四為第 18 至第 21 題，符合原先建構的「教師同儕行為」。 然而，與原量表層面歸屬不同之處，原屬「校長指示行為」的第 8 至第 12 題、「校長限制行為」的第 13、15、16、17 題共同歸屬於因素一，推測此因，可 能因在偏遠地區的情境下，同時測得教師對於校長限制與指示行為的知覺情形；
此外，原屬「教師疏離行為」的第 27 至 30 題，則分別被歸類於共同因素五（第 29 題、30 題）、共同因素六（第 27、28 題），這情形同樣見於量表原編製者的研 究中（吳昌諭，2016），推測原因為受試者的認知解讀，因此，同樣基於原量表 的設計宗旨，仍將第 8 至 12 題歸屬為「校長指示行為」、而第 13、15、16、17 題則歸屬為「校長限制行為」，藉以了解偏鄉學校教師對校長限制及指示行為的 現況；並將共同因素五與六合併為「教師疏離行為」因素，並一同與「教師承諾 行為」、「教師同儕行為」分析學校組織氣氛的教師行為向度。
綜整上述的因素分析結果，吻合原先建構的向度（見表 3-2），且各題項的因 素負荷量介於 .620 至 .841，而累積的解釋變異量達 80.971%，此意謂學校組織 氣氛量表具有良好的效度。
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（三）教師留任意願
教師留任意願量表的探索性因素分析結果，其 KMO 值為 .836、Bartlett 球 形檢定的顯著性為 .000，代表適合進行因素分析。而觀察因素分析之轉軸後的成 份矩陣，可以發現共同因素一為第 1 至第 6 題，符合原建構之「自願性留任」；
共同因素二的第 7 至第 13 題皆符合原建構的「非自願性留任」。
統整上述的因素分析結果，吻合原先建構的向度（見表 3-4），且各題項的因 素負荷量介於 .407 至 .860，而累積的解釋變異量為 56.281%，此意謂教師留任 意願量表尚具良好的效度。
表 3-4 教師留任意願之轉軸後的成份矩陣表
因素名 題項 因素
1 2
自願性 留任
1 .832 2 .817 3 .823 4 .835 5 .844 6 .860
非自願 性留任
7 .548
8 .717
9 .650
10 .753
11 .407
12 .565
13 .625
資料來源：研究者自行彙整。
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二、信度分析
將上述經效度分析後的學校組織氣氛、教師組織承諾與教師留任意願之總量 表和分量表的試題進行信度分析，以檢驗總量表與分量表是否具有可靠性。依據 吳明隆（2003）提出的信度判斷準則，總量表的信度係數若為 .70 至 .80 之間，
屬於可接受的範圍，而達 .80 以上為佳；分量表的信度係數若為 .60 至 .70 之 間，屬於可接受的範圍，而達 .70 以上為佳。
（一）學校組織氣氛量表
本量表的整體Cronbach’s α 信度係數為 .964，而各量表的 Cronbach’s α 信 度係數，校長支持行為達 .966、校長指示行為達 .951、校長限制行為達 .911、
教師同儕行為達 .905、教師承諾行為達 .899、教師疏離行為達 .816。此意謂學 校組織氣氛的總量表及分量表之信度皆為佳。
（二）教師組織承諾量表
本量表的整體 Cronbach’s α 信度係數為 .810，而各量表的 Cronbach’s α 信 度係數，情感性承諾達 .916、持續性承諾為 .666、規範性承諾為 .698。此意謂 教師組織承諾的總量表之信度為佳；至於分量表除了情感性承諾為佳外，持續性 及規範性承諾尚屬可接受的範圍。
（三）教師留任意願量表
本量表的整體Cronbach’s α 信度係數為 .843，而各量表的 Cronbach’s α 信 度係數，自願性留任達 .920、非自願性留任達 .740。此意謂教師留任意願的總 量表及分量表之信度皆為佳。
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貳、正式問卷內容
本研究正式問卷之組成，為依據上述預試分析的結果而得，有關正式問卷內 容為下：
一、第一部份：個人基本資料
問卷的第一部分為背景變項之個人基本資料調查，包括：
1. 性別：(1) 男性、(2) 女性。
2. 年齡：(1) 30 歲（含）以下、(2) 31 至 40 歲、(3) 41 至 50 歲、(4) 51 歲 以上。
3. 原生地：(1) 本地人（教師戶籍地同所任教學校的鄉鎮）、(2) 非本地人。
4. 最高學歷：(1) 學士、(2) 碩士（含四十學分班）、(3) 博士、(4) 其他。
5. 擔任教師總年資：(1) 5 年（含）以下、(2) 6 至 10 年、(3) 11 至 15 年、
(4) 16 至 20 年、(5) 21 年以上。
6. 本校任教總年資：(1) 5 年（含）以下、(2) 6 至 10 年、(3) 11 至 15 年、
(4) 16 至 20 年、(5) 21 年以上。
7. 擔任職務：(1) 專任教師（科任教師）、(2) 教師兼導師（級任教師）、(3) 教師兼組長、(4) 教師兼主任。
8. 學校類型：(1) 國民小學、(2) 國民中學。
9. 學校地區：(1) 新北市、(2) 基隆市、(3) 新竹市、(4) 桃園市、(5) 新竹 縣、(6) 宜蘭縣。
10. 學校規模：(1) 6 班（含）以下、(2) 7 至 12 班、(3) 13 至 24 班、(4) 25 班以上。
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二、第二部份：學校組織氣氛
問卷第二部份為調查教師對學校組織氣氛的知覺情形，包括校長支持行為、
校長指示行為、校長限制行為、教師同儕行為、教師承諾行為、教師疏離行為六 個層面，各層面所包含的題數如表 3-5 所示：
表 3-5 學校組織氣氛各層面之題項與題數
層面 題項 題數
校長支持行為 1、2、3、4、5、6、7 7
校長指示行為 8、9、10、11、12 5
校長限制行為 13、14、15、16 4
教師同儕行為 17、18、19、20 4
教師承諾行為 21、22、23、24 4
教師疏離行為 25、26、27、28 4
資料來源：研究者自行彙整。
三、第三部份：教師組織承諾
問卷第三部份為調查教師的組織承諾知覺情形，包括情感性承諾、持續性承 諾、規範性承諾三個層面，各層面所包含的題數如表 3-6 所示：
表 3-6 教師組織承諾各層面之題項與題數
層面 題項 題數
情感性承諾 1、2、3、4、5、10 6
持續性承諾 6、7、8、9 4
規範性承諾 11、12、13、14 4
資料來源：研究者自行彙整。
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四、第四部份：教師留任意願
問卷第四部份為調查教師的留任意願，包括自願性留任、非自願性留任兩個 層面，各層面所包含的題數如表 3-7 所示：
表 3-7 教師留任意願各層面之題項與題數
層面 題項 題數
自願性留任 1、2、3、4、5、6 6
非自願性留任 7、8、9、10、11、12、13 7 資料來源：研究者自行彙整。
參、問卷填答與計分方式
本研究問卷採取李克特式（Likert-type）五點量表進行受試者的作答和計分，
分別為 1 分（非常不同意）、2 分（不同意）、3 分（普通）、4 分（同意）、5 分（非 常同意）。而將所有受試者的填答分數進行加總平均，當得分愈高，代表受試者 對於學校組織氣氛、教師組織承諾、教師留任意願的知覺傾向愈正向；反之，當 得分愈低，則表示受試者對於學校組織氣氛、教師組織承諾、教師留任意願的知 覺傾向愈負面。
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再觀察表 3-8 之其他適配指標，發現多數適配值達適配（GFI、RMR、RMSEA、NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI、PGFI、PNFI、CN），因此本測量模型獲得支持。
接著，從表 3-9 可以發現，學校組織氣氛正式量表各題的因素負荷量介於.63
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層面 題號 題目 因素負荷量 t 值
教師 同儕 行為
17 本校教師常參與教學研習，分享經驗，增
進教學技巧。 .64 15.01
18 本校教師樂於與同僚分享創新教學與研究
的心得。 .82 21.64
19 本校教師在工作上能相互支援與協助，展
現高度合作精神。 .83 22.05
20 本校教師熱衷團隊學習以追求新知，使其
專業與時俱進。 .82 21.68
教師 承諾 行為
21 本校教師能關心並樂於協助學生。 .84 22.47 22 本校教師認真地投入教學工作。 .90 25.10 23 本校教師願意將時間花在學生的課業及生
活輔導上。 .78 20.07
24 本校教師能以學生最大利益作為工作上的
考量。 .71 17.75
教師 疏離 行為
25 本校教師在工作上漫不經心，常想早點下
班、放假。 .63 14.33
26 本校教師缺乏追求專業成長的動力。 .76 18.22 27 本校教師同儕間少有互動，彼此漠不關心。 .74 17.63 28 本校教師會於各式場合相互質疑與批評。 .66 15.01 資料來源：研究者自行彙整。
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PGFI、PNFI、CN），因此本測量模型獲得支持。
接著，從表 3-13 可以發現，教師留任意願正式量表各題的因素負荷量介 於 .55 至 .83，其 t 值則介於 11.03 至 22.22，均達顯著水準。此分析結果意謂著 教師留任意願量表具有良好的建構效度，且各題得有效測得各層面行為。
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表 3-12 教師留任意願正式量表之適配度指標值表
適配度指標 判斷規準 分析結果 判斷結果
絕對適配度 指標
χ2 未達顯著 89.5345
(P = 0.00) 未適配 GFI > 0.9 0.9624 適配 AGFI > 0.9 0.9349 適配 RMR < 0.05 0.0344 適配
RMSEA
< 0.05 良好適配
< 0.08 合理適配
< 0.10 普通適配
> 0.10 不良適配
0.0693 合理適配
比較適配度 指標
NFI > 0.9 0.9697 適配 NNFI > 0.9 0.9692 適配 CFI > 0.9 0.9778 適配 IFI > 0.9 0.9779 適配 RFI > 0.9 0.9580 適配 精簡適配度
指標
PGFI 較高較好 0.5560 適配 PNFI 較高較好 0.7003 適配 CN > 200 247.7453 適配 資料來源：研究者自行彙整。
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表 3-13 教師留任意願正式量表各題項之因素負荷量
層面 題號 題目 因素負荷量 t 值
自願 性留 任
1 對本校的看法比剛到職還要好，使我願意
繼續留在本校服務。 0.75 18.92
2 若沒有其他不可抗拒因素（例如：超額、併
校、退休），我想一直留在本校服務。 0.81 21.29
校、退休），我想一直留在本校服務。 0.81 21.29