第四章 資料分析與討論
第三節 臺東縣國中小教師人格特質、休閒參與的涉入程度、幸福感與教學
一、測量模式檢定分析
本研究採用電腦軟體 SmartPLS 2.0 M3 版進行最小偏平方法（partial least squares, PLS）及研究架構當中路徑顯著程度的檢測。而本研究對於臺東縣國中 小教師人格特質、休閒參與的涉入程度、幸福感與教學效能之影響關係進行探討 的問卷，發出了 275 份，回收的問卷有 253 份，扣除空白與未完成問卷 3 份，有 效問卷為 250 份。而本研究據此 250 份有效問卷，進行測量工具性質（信度與效 度）、研究假設與概念模式的檢定。測量模型的檢定包含了內部一致性、收斂效 度與區別效度的檢驗。有關構念的內部一致性是評估變數的組合信度（composite reliability, CR）進行考驗（Fornell and Larcker, 1981）。Nunnally (1978)指出，組 合信度值應在 0.7 以上，以確定測量變項達到內部一致性。收斂效度表示多重變 項所測量皆為同一構念的相符程度。而依據 Fornell 與 Larcker (1981)建議，收斂 效度可採用最小偏平方法（PLS）之驗證性因素分析作為衡量依據，其中個別構
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念之組合信度（CR）應大於 0.70，而平均變異萃取量（average variance extracted;
AVE）應大於 0.5，方達到可接受之收斂效度；當個別變項對於它們所測量的構 念之因素荷負量（loading）夠高時（大於 0.707），同樣也達到收斂效度的要求水 準（Straub et al., 2004）。本研究測量性質檢定的統計分析結果，依各子構面分述 於表 26、27、28、29、30、31、32、33、34、35、36、37、38 及 39，表示內部 一致性與收斂效度之檢定結果。所有構念的相關面向組成信度皆高於門檻值 0.70 以上，因此各構念面向之內部一致性均符合標準。
表 27 本研究模式變數之信度、效度整理表（教學效能－教學教材與策略）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
教效 1
我會以活潑、生動、有趣的編排方 式來設計我的教材。
0.818
0.668 0.858
教效 2
我有良好的教學表達能力，講課會 深入淺出。
0.789
教效 3
我的授課方式生動，往往能引起學 生的學習興趣。
0.843
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表 30 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒參與的涉入程度－吸引力）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
涉入 2 休閒活動對我而言是重要的。 0.899
0.814 0.946
涉入 3 休閒活動很有趣。 0.936
涉入 4 參與休閒活動很愉快。 0.904
涉入 5 我非常嚮往休閒活動。 0.869
表 31 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒參與的涉入程度－中心性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
涉入 6
在我的休閒生活中從事休閒活動佔 很大的部分。
0.890
0.724 0.912
涉入 7
休閒活動在我生活中扮演重要的地 位。
0.930
涉入 8
休閒活動在我休閒生活中佔有中心 的地位。
0.923
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表 32 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒參與的涉入程度－自我表現）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
涉入 1 參與休閒活動是一件很開心的事。 0.773
0.602 0.819
涉入 9
看到別人參與休閒活動，我可以侃 侃而談。
0.837
涉入 10
一個人對休閒活動的態度可以反應 出他的個性。
0.712
表 33 本研究模式變數之信度、效度整理表（人格特質－神經質）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人格 1
當面對外在壓力時，我總是能夠保 持愉悅的心情。
0.732
0.577 0.845
人格 2 我對於教師的工作感到滿意。 0.707
人格 3 我總是開朗的面對學生與家長。 0.827
人格 4
我是對自己的工作非常有自信心的 人。
0.768
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表 34 本研究模式變數之信度、效度整理表（人格特質－外向性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人格 5 我是個積極主動的人。 0.795
0.631 0.873
人格 6 我做事情時總是精力充沛。 0.823
人格 7 我是個愛與人交往的人。 0.806
人格 8 我喜歡參加各種類型的社團活動。 0.754
表 35 本研究模式變數之信度、效度整理表（人格特質－開放性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人格 9 我喜歡嘗試新奇的事物。 0.793
0.658 0.852
人格 10 我常常有一些新的點子和想法。 0.802
人格 11
我做事總是樂觀進取，不怕困難與 挑戰。
0.838
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表 36 本研究模式變數之信度、效度整理表（人格特質－親和性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人格 12
我在做決定前，會處處替別人著 想。
0.838
0.666 0.888
人格 13 我是位善解人意的人。 0.831
人格 14 我易接受別人給我建議。 0.771
人格 15 我會盡自己所能幫助他人。 0.823
表 37 本研究模式變數之信度、效度整理表（人格特質－嚴謹性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人格 16 我決定事情前會考慮周詳。 0.729
0.627 0.894
人格 17 我會是做事盡心負責的人。 0.819
人格 18 我善於安排時間完成份內的工作。 0.817
人格 19 我是做事細心的人。 0.809
人格 20 我做事情非常的專心。 0.781
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表 38 本研究模式變數之信度、效度整理表（幸福感－生活滿意）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
幸福 1 我認為世上的事情是美好的。 0.718
0.610 0.916
幸福 2 我喜歡我的生活。 0.866
幸福 3 我的生活有目標、意義。 0.789
幸福 4 我對現在生活中的事感到滿意。 0.840
幸福 5
我很享受並珍惜現在所擁有的一 切。
0.777
幸福 6
我覺得生活中的許多事物都非常有 趣。
0.716
幸福 7 我常保持輕鬆自在的心情。 0.747
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表 39 本研究模式變數之信度、效度整理表（幸福感－工作成就）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
幸福 8 我有能力解決工作上的問題。 0.747
0.564 0.866
幸福 9 我預期的工作目標都能獲得實現。 0.737
幸福 10 我的專業付出受到別人的肯定。 0.794
幸福 11
過去所面對的生命難題，現在都是 我成長的助力。
0.769
幸福 12 我的工作表現總能帶給我成就感 0.706
＊「幸福 12」因素負荷量未達 0.707 的標準，但本研究考量其差距有限予以保留。
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表 40 本研究模式變數之信度、效度整理表（幸福感－人際關係）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
幸福 13 我能與他人建立良好的關係。 0.800
0.650 0.918
幸福 14
我認為世上的事情總有美好的一 面。
0.836
幸福 15 我喜歡幫助別人。 0.839
幸福 16 我和同事相處氣氛和諧融洽。 0.762
幸福 17 我對別人有愛心。 0.849
幸福 18 我覺得和朋友在一起很有趣。 0.749
而為能更嚴謹驗證本研究架構所建立之主要研究變項的整體構念效度，本研 究亦針對測量工具在相關構念的區別效度進行考驗。構念區別效度之檢驗，主要 在檢定測量之潛在變項（latent variable）對於不同的構念之間的鑑別程度。每個 變項與測量同一個構念的其他變項之相關程度，應該要高於與測量不同構念變項 的相關係數。為了通過區別效度的檢驗，個別構念抽取之平均變異萃取量（AVE）
的平方根，應該大於該構念與模型中其他構念的共變關係（Chin, 1998）。表 40 為各構面之間的相關係數矩陣，對角線所列之值即該構念的 AVE 平方根。由表 可知，任兩個構念之間的相關係數皆小於該構念之測量變項的 AVE 平方根。顯 示出測量模型中各構念的變項確實彼此相異，本研究使問卷具有足夠的區別效度。
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二、驗證假說
如前所述，本研究路徑係數分析採用 SmartPLS 2.0 M3 版軟體，前兩個章節 中，本研究分別對個別的問項、構面的信度與效度做過分析，從結果可知，各個 構面具有一定程度的信度與效度水準，因此便可進一步的對各個構面、變數間進 行實質關係的檢測。因為 SmartPLS 2.0 M3 版本身並不提供顯著性之考驗，因此 以拔靴法（BootStrapping）做為估計路徑係數的方法（Bollen and Stine, 1992），
經由樣本的重新取樣的程序進行顯著性檢驗，當 t 值大於 2.58 時，則 p 值小於 0.01，為非常顯著（以**表示）；當 t 值大於 1.96 時，則 p 值小於 0.05，代表已 達顯著標準（以*表示）。根據本研究結構模式路徑分析之結果，本研究所提出的 5 項假設皆獲得支持，獲得的結論如下所述（本研究結構模式路徑分析結果置於 下頁之「圖 3」）：
（一）H1：臺東縣國中小教師之人格特質對休閒參與的涉入程度有正向顯著影 響：由 PLS 之統計分析結果可知，人格特質與休閒參與的涉入程度兩者 間的路徑係數為 0.389，t 值為 6.510，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水 準，故假說 H1 成立。
（二）H2：臺東縣國中小教師之人格特質對幸福感有正向顯著影響：由 PLS 之 統計分析結果可知，人格特質與幸福感的路徑係數為 0.697，t 值為 18.354，
大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H2 成立。
（三）H3：臺東縣國中小教師之休閒參與的涉入程度對教學效能有顯著影響：
由 PLS 之統計分析結果可知，休閒參與的涉入程度與教學效能的路徑係 數為 0.166，t 值為 3.112，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H3 成立。
（四）H4：臺東縣國中小教師之休閒參與的涉入程度對幸福感有正向顯著影響：
由 PLS 之統計分析結果可知，休閒參與的涉入程度與幸福感的路徑係數
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為 0.167，t 值為 4.189，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H4 成立。
（五）H5：臺東縣國中小教師之幸福感對教學效能有正向顯著影響：由 PLS 之 統計分析結果可知，幸福感與教學效能的路徑係數為 0.478，t 值為 7.744，
大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H5 成立。
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圖 3 本研究結構模式路徑分析結果
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三、人格特質、休閒參與涉入程度、幸福感對教學效能的可解釋變異量分析
關於人格特質、休閒參與的涉入程度、幸福感及教學效能彼此間的正向影響 關係，已於前面「驗證假說」的段落中獲得證明，而本段落乃針對臺東縣國中小 教師人格特質、休閒參與的涉入程度、幸福感對教學效能之可解釋變異量進行探 討。為此，本研究採用決定係數（
coefficeint of determination，
或稱 R2、R square）進行分析，決定係數乃表示 Y 的變異數可由此模式解釋的程度（黃芳銘，2004），
結果如下：
（一）人格特質對於休閒參與的涉入程度可解釋變異量為 15.2％，所以人格特質 做為自變項，對於休閒參與的涉入程度，有一定程度預測力。
（二）人格特質、休閒參與的涉入程度對於幸福感的合併可解釋變異量達 60.4
％，所以人格特質、休閒參與的涉入程度兩個變項能有效預測幸福感。
（三）休閒參與的涉入程度、幸福感對於教學效能的合併可解釋變異量達 32..5
％，所以休閒參與的涉入程度、幸福感兩個變項能有效預測教學效能。
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