第三章 研究設計與方法
第五節 研究工具
一、學業動機量表
(一)測驗編製依據與過程
本研究綜合國內外相關研究(程炳林，2000；張憲卿，2002；謝岱陵，2003；
Elliot, 1997；McClelland, 1951；Pintrich, 2000)，參考謝岱陵(2003)、張憲卿(2002) 的量表題目，編製以大學生為對象之學業動機量表。本研究讓受試者回想大學期 間某一科目的學習情形，編製包含自我效能、正向情感、趨向成功和逃避失敗四 個變項之學業動機量表。
(二)填答與計分方式
本量表分為四個分量表，分別為自我效能、正向情感、趨向成功和逃避失敗，
題數各為六題，共計24 題，如附件一。本量表是採用 Likert 四點量表的方式，
受試者根據該科目準備及學習狀況的實際情形作答。「非常不符合」計1分，「不
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(一)測驗編製依據與過程
本研究根據 Kuhl(1985)的行動控制理論、Corno(1989)的行動控制策略分 類，參考李芷燕(2011)、林清山和程炳林(1996)、張憲卿(2002)的量表題目，編製 以大學生為對象之行動控制策略量表。本研究讓受試者回想大學期間某一科目的 學習情形，編製包含認知控制、情緒控制、動機控制及環境控制四個變項之行動 控制策略量表。
(二)填答與計分方式
本量表共有四個分量表，每個分量表的題數有七題，共計有 28 題，如附錄 一，採用 Likert 四點量表的方式，受試者根據該科目準備及學習狀況的實際情 形作答。除了反向題外，「非常不符合」計1分，「不符合」計2分，「符合」計 3分，「非常符合」計4分，由受試者勾選適合自己的選項，反向題為第6、9、12、
17、22、23題。
(三)信效度考驗
本研究預試問卷施測結果進行探索式因素分析，第一次之結果如附錄二，
KMO值為.824，達顯著水準，以主軸因子萃取法及斜交轉軸法，將量表萃取出七 個因子，整體解釋力為47.679%，其中第1、2、3、4、6、15、19、20、21、26、
27均有嚴重跨因素之現象，根據Tabachnica與Fidell(2007)及邱皓政(2011)，頁6-38 的建議，因素負荷量低於.32或跨因素(cross loading)高於.32者，判定狀況為不好 的題目，無法有效地分類題目，建議刪除，故選擇刪除題目。進行第二次因素分 析，結果如附錄三，KMO值為.754，達顯著水準，抽取出六個因子，整體解釋力 為50.78%，其中第28題有誇因素之現象、第六因子題目僅有一題，即第17題，故 刪除此兩題。進行第三次因素分析，結果如附錄四，KMO值為.751，達顯著水準，
抽取出五個因子，整體解釋力為49.927%，其中第五因子為第9、12題組成，而此
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本量表使用黃佳恩(2008)編製的考試情境被動學業拖延量表，此量表係黃佳 恩(2008)根據學業拖延的定義，並參考王淳(2002)自編的「拖延習慣量表」、張 文嘉(2007)自編的「國小學生拖延行為量表」，以及 Lay(1986)的「一般性拖延 量表」，進行題目編製。
(二)填答與計分方式
採李克特式(Likert scale)四點量表的形式，計分由數字1 代表「非常不符 合」，數字2 代表「不符合」，數字3 代表「符合」，數字4 代表「非常符合」，
由受試者勾選適合自己的選項，數字1 代表1 分，數字2 代表2 分，以此類推。
總分越高表示學生的拖延行為越嚴重，反之，則表示越不會拖延。量表以中數2.5 分作為區分點將受試者加以區分成兩種類型，總平均得分高於此分屬於拖延者，
低於此分則屬於非拖延者。
(三)信效度考驗
黃佳恩(2008)以我國北、中、南、東四個地區，隨機抽取5 所公立大學及5 所 私立大學學生作為施測對象，有效樣本共910份，之後進行探索式因素分析，結 果如表3-5，抽取出一因素，解釋力達66.26%，信度方面，使用 Cronbach’s Alpha 問卷試題內容的內部一致性，學業拖延量表中準備考試情境信度(α值)為.90，再 測信度以屏東教育大學一個班級的大學生進行施測，前後測時間間隔兩週，樣本 數42 人，分析結果達.01顯著水準，準備考試情境學業拖延量表再測信度為.86，
此量表具良好建構效度及信度。
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四、考試情境主動拖延量表 (一)測驗編製依據與過程
本量表使用黃佳恩(2008)編製的考試情境主動拖延量表，此量表係黃佳恩 (2008)根據學業拖延的定義，並參考Chu 和Choi(2005)的「考試情境主動拖延量 表」，進行題目編製。
(二)填答與計分
本量表亦採李克特式(Likert scale)四點量表的形式，「非常不符合」計1分，
「不符合」計2分，「符合」計3分，「非常符合」計4分，由受試者勾選適合自 己的選項。此量表主要是用來區分主動拖延者與被動拖延者，以量表中數2.5分 作為區分點，總平均高於2.5分為主動拖延者，低於2.5分則為被動拖延者。
(三)信效度考驗(參考黃佳恩的數據)
黃佳恩(2008)以我國北、中、南、東四個地區，隨機抽取5 所公立大學及5 所 私立大學學生作為施測對象，有效樣本共910份，之後進行探索式因素分析，結 果如表3-7，抽取出兩因素，總體解釋力達68.11%，分別命名為壓力偏好、拖延 適應，信度方面，使用 Cronbach’s Alpha問卷試題內容的內部一致性，學業拖延 量表中準備考試情境信度(α值)為.84，再測信度以屏東教育大學一個班級的大學 生進行施測，前後測時間間隔兩週，樣本數42 人，分析結果達.01顯著水準，準 備考試情境主動拖延量表再測信度為.65，此量表具良好建構效度及信度。
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表3-7
準備考試情境中，主動拖延量表之因素分析摘要表
題號 共同性 因素負荷 特徵值 累積解釋 因素一
壓力偏好
7 .78 .88 3.65 52.14％
8 .78 .88
因素二 拖延適應
9 .63 .73 1.12 68.11％
10 .64 .79 11 .63 .79 12 .64 .80 13 .68 .81
註:題號為本研究施測問卷之題號。資料來源: 黃佳恩(2008)。大學生自我調整效能、學業焦慮與 學業拖延－不同學業情境與拖延類型的探討(頁 47)，國立屏東教育大學碩士論文。
(四)正式研究
本研究正式問卷便以此量表施測，見附錄五共7題，第7、8題為拖延適應，
第9、10、11、12、13題為壓力偏好，因本研究改以四點量表，故進一步檢驗問 卷的信效度，正式問卷施測結果進行探索式因素分析，結果如表3-8， KMO值 為.716，達顯著水準，以斜交轉軸法及主軸因子萃取法，將量表萃取出兩個因子，
此結果與黃佳恩(2008)的數據一致，整體解釋力達60.01%，此分析因素結構結 果，總體項目間一致信度為.752，兩個因素之Cronbach’s Alpha信度分別 為.738、.811，此量表具良好建構效度及信度。
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表3-8
準備考試情境中，主動拖延正式問卷之因素分析與信度 題號
因素一 拖延適應
因素二 壓力偏好
項目刪除 時分量表
之α
Cronbach’s Alpha值
11
.779
.064 .651.738
13
.673
.035 .67712
.613
.040 .68310
.574
-.057 .6949
.343
-.178 .7497 -.062
-.844
.811 8 .079
-.808
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