第一節 研究一 A
本研究在評估量表是依據 Bagozzi 與 Yi (1988) 的觀點，從基本適配度、整體適配度和 模式內在結構適配度來探討：其中模式基本適配考驗有五個標準：(1)誤差變異數不能為負 值。(2)所有誤差變異數須達顯著水準。(3)參數統計量間的相關絕對值不能太接近 1。(4)因 素負荷量約在 0.5-0.95 間。(5)標準誤不能太大。
整體適配度本研究採用的適配度指標包含有卡方 (Chi-spuare,χ2)：未達顯著水準的 χ2數 值被認定是接受理論架構的適配度指標，χ2愈小代表配度愈佳，但是 χ2值深受樣本數大小 的影響，樣本數些微的增加，也會造成 χ2值上升而達到顯著水準，所以需配合其他的適配 度指標 (Marsh, 1989)。例如有 CFI (比較性適配度指標)：CFI 的範圍從 0 到 1，超過.90 代表 著資料有很好的適配度。GFI 及 AGFI (適配度指標及調整後適配度指標)：GFI 及 AGFI 的值 介於 0 到 1 之間，數值代表愈高代表適配度愈好，大於.90 是公認可以接受的標準 (Byrne, 1989)。RMSEA (近似誤差均方根)：數值範圍從 1 到 0 之間，愈小代表適配度愈好，小於.05 是比較可以接受的標準 (Steiger, 1990)。最後，內在結構的適配度本研究採用個別項目信度 來評鑑模式的內在結構適配度，數值越高表示測量誤差越小，數值若低於.50 表示觀察變項 測量誤差過大。
本研究以 LISREL 8.7 軟體進行驗證性因素分析 (Confirmatory Factor Analysis)，研究結 果顯示七題中文化心理彈性量表模式適配度不理想 (χ2 (14) = 42.81, CFI = 0.94, NNFI = 0.91, RMSEA = 0.11, SRMR = 0.07)。由於第九題的因素負荷量為 0.31，小於可接受的範圍內，刪 除第九題後，模式適配度在可接受的範圍內 (χ2 (9) = 17.98, CFI = 0.98, NNFI = 0.96, RMSEA
= 0.077, SRMR =0.046)。表 2 為呈現描述性統計量與各題項間相關係數表，其偏態與峰度的 範圍在-0.78 到 0.06，說明其離散性在可接受範圍。各題項的相關係數範圍為 0.17 到 0.67 皆 達顯著。
表 3 呈現標準化因素負荷量 (Standardized factor loadings)、t 值、平均變異萃取量 (AVE) 與組合信度 (composite reliability)。組合信度為.8，說明心理彈性量表為可靠的工具 (Bagozzi
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& Yi, 1988)。本量表內部一致性為.81。除此之外，心理彈性量表平均變異萃取量為.43，說 明心理彈性概念為有效的聚斂程度 (Barclay, Thompson, & Higgins, 1995)。在效標關聯效度 中，結果顯示心理彈性量表會負向預測憂鬱 (r = .42, p < .01)，與過去理論相符。本量表經過 三個月後，再測信度為 (r = .65; p < .01)，在可接受的範圍內。
表 2 描述性統計量與各題項間相關係數表 (N =168)
題項 平均數 標準差 偏態 峰度 1 2 3 4 5 6
1. AAQ-II1 4.29 1.57 -.29 -.60 --
2. AAQ-II2 4.58 1.51 .01 -.63 .41** --
3. AAQ-II3 4.46 1.58 -.23 -.35 .41** .67** --
4. AAQ-II4 5.15 1.58 -.78 .06 .38** .61** .58** --
5. AAQ-II5 4.19 1.57 -.30 -.64 .28** .40** .51** .40** --
6. AAQ-II6 4.46 1.38 -.17 -.42 .17* .29** .28** .33** .41** -- Note. * p < .05. ** p < .01.
表 3 驗證性因素分析結果 (N =168)
題項 標準化因素
負荷量 t 值 Cronbach’s α 組合信度 平均變異萃 取量 1. AAQ-II1 .50 6.43
0.80 0.81 0.43 2. AAQ-II2 .80 11.65
3. AAQ-II3 .82 11.97 4. AAQ-II4 .74 10.36 5. AAQ-II5 .58 7.61 6. AAQ-II6 .40 5.00
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第二節 研究一 B
首先，我們先檢視的大學生與運動員樣本各自的模式適配度詳見表 4，研究結果顯示大 學生樣本 (χ2 (9) = 21.77, CFI = 0.97; NNFI = 0.95; RMSEA = 0.096; SRMR = 0.059) 與運動員樣 本 (χ2 (9) = 20.80, CFI = 0.98; NNFI = 0.96; RMSEA = 0.088; SRMR = 0.049) 在量表有良好的模 式適配度。其次，本研究以多群組樣本分析 (Multi-Sample Analysis) 檢定心理彈性量表在大 學生與運動員的因素不變性。在 LISREL 軟體分析中，包含因素型態不變性 (configural invariance) 量尺不變性 (metric invariance)、 純量不變性 (scalar invariance)、獨特變異量不變 性 (uniqueness invariance)，研究結果顯示因素型態模式有良好的適配度 (χ2 (18) = 42.52, CFI
= 0.97; NNFI = 0.95; RMSEA = 0.092; SRMR = 0.059)，因此，本研究可以更進一步考驗量尺 不變性 (Luoma, Drake, Kohlenberg, & Hayes, 2011)，研究結果顯示，量尺模式有可接受的適 配度 (χ2 (23) = 47.05, CFI = 0.97; NNFI = 0.97; RMSEA = 0.081; SRMR = 0.069)，然而，因素 型態模式與量尺模式經過卡方考驗為不顯著 (Δχ2 (5) = 4.53, p > .05)，說明研究結果支持量尺 不變性考驗。進一步檢驗純量不變性，研究結果顯示有可接受適合度 (χ2 (28) = 53.44, CFI = 0.97; NNFI = 0.97; RMSEA = 0.075; SRMR = 0.069)，然而，量尺模式與純量模式經過卡方考 驗為不顯著 (Δχ2 (5) = 6.39, p > .05)，說明研究結果支持純量不變性考驗。最後，檢驗獨特變 異量不變性，研究結果顯示有可接受適合度 (χ2 (34) = 59.23, CFI = 0.97; NNFI = 0.98; RMSEA
= 0.068; SRMR = 0.080)，然而，純量模式與獨特變異量模式經過卡方考驗為不顯著 (Δχ2 (6)
= 5.79, p > .05)，說明研究結果支持獨特變異量不變性考驗。
20 表 4 心理彈性量表測量不變性模式
基準模式 Df χ2 Δχ2 CFI NNFI RMSEA SRMR 一般大學生 9 21.77 -- 0.97 0.95 0.096 0.059 運動員 9 20.80 -- 0.98 0.96 0.088 0.049 不變性模式
因素型態 18 42.52 -- 0.97 0.95 0.092 0.059 量尺 23 47.05 4.53(5) 0.97 0.97 0.081 0.069 純量 28 53.44 6.39(5) 0.97 0.97 0.075 0.069 獨特變異量 34 59.23 5.79(6) 0.97 0.98 0.068 0.080
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第三節 研究一 C
本研究效標關聯效度摘要可詳見表 5，心理彈性量表與憂鬱呈現負相關，說明個體彈性 越高，較不容易有憂鬱傾向。心理彈性與運動倦怠呈現負相關，說明心理彈性越高的個體，
較不容易感到運動倦怠。心理彈性與負向情緒呈現負相關，說明心理彈性高較不易經驗到負 面情緒。心理彈性與正向情緒、生活滿意度和團隊滿足感呈現正相關，說明彈性越高，其經 驗到主觀的正向情緒、滿意自己現在的生活和對於團隊感到滿意的程度都會提高。
表 5 心理彈性量表其他量表之平均數、標準差與相關摘要表 (N=250 學生運動員)
量表 平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 心理彈性量表 4.35 1.05 .81
憂鬱量表 .94 .42 -.69** .86
正向情緒 4.57 .95 .28** -.41** .79
負向情緒 3.34 1.32 -.63** .72** -.19** .91
生活滿意度 3.66 .96 .24** -.43** .49** -.28** .88
團隊滿足感 4.65 1.04 .21** -.28** .43** -.12** .43** .92
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