認知–情意交織特質與資優行為之測量模式

本研究目的之一在建構並檢驗國小資優學生認知–情意交織特 質對資優行為之預測模式，因考量邏輯上的合理性，故本節先分別 評估認知–情意交織特質與資優行為測量模式之適合度，再進而建構 認知–情意交織特質對資優行為之預測模式。

一、認知–情意交織特質測量模式適合度檢驗

本研究為驗證Renzulli(2002)提出之千鳥格互動論，首先以 700 名國小資優學生為觀察樣本，分別以希望、正向感受、心智獨立、

道德信念、全神貫注、熱情、洞察力、同理心、魅力、好奇心、未 來影響力、未來規劃與追求目標等 13 個分量表為觀察指標，以樂 觀、勇氣、對學科或主題的熱情、人道關懷、身心活力與遠景等 6 項為初階潛在變項，認知–情意交織特質為高階潛在變項，進行驗證 性因素分析模式適合度考驗，所得之標準化解如圖4-1 所示。6 個初 階 潛 在 變 項 至 13 個 觀 察 指 標 之 標 準 化 因 素 負 荷 量 分 別 為.88、.85；.76、.84；.66、.88；.70、.92；.53、.70 與.83、.69、.85。

而 高 階 潛 在 變 項 至 6 個初階潛在變項之標準化因素負荷量則 為.82、.87、.71、.75、1.04 與.91。6 個初階潛在變項可被高階潛在變項 解釋的比率分別為.66、.75、.51、.57、1.09 與.82。而 13 個觀察指 標之個別項目的信度則分別為.77、.72、.58、.71、.44、.77、.49、.85、

.28、.49、.69、.48 與.72。 Chi-square = 264.034 (59 df)

p = .000

追求目標 ^err_13

.85

model fit)以及模式內在結構適合度(fit of internal structure of model) 等三方面來評鑑，以下分別敘述之。然由於本論文使用 SEM 分析，

各種適合度之評鑑表格相當多，為簡化本論文之內容，故統一將各評 鑑表格移至附錄。

(一)基本適合度

Bagozzi 和 Yi (1988)認為基本的適合標準主要是不能有「違反 的估計值」(offending estimates)，故須符合下列標準：(1)沒有負的 誤差變異；(2)誤差變異達顯著水準；(3)估計參數之間相關的絕對 值不能太接近1.00；(4)標準化因素負荷量不能太低或太高，最好介 於.50~.95 之間；與(5)不能有太大的參數估計之標準誤等標準。

本測量模式之誤差變異值介於-.32～9.47 之間(見附錄 4-1)，其中 除身心活力潛在變項之誤差(代碼a5)為負數，且未達.05 之顯著水準 外，其餘誤差變異則皆沒有負數，且均達.001 之顯著水準。研究者接 著檢視估計參數之相關，如附錄4-2 所示。由附錄 4-2 得知，本測量 模式之估計參數相關的絕對值介於.00～.71 之間，故符合估計參數之 間相關的絕對值不能太接近1.00 之標準。

再者如前述，本研究 6 個初階潛在變項至 13 個觀察指標之標準 化因素負荷量分別為.88、.85；.76、.84；.66、.88；.70、.92；.53、.70 與.83、.69、.85；而高階潛在變項至 6 個初階潛在變項之標準化因素

負荷量則為.82、.87、.71、.75、1.04 與.91，由此可知，唯「認知–情 意交織特質」至身心活力之標準化因素負荷量大於.95 以上，其餘皆 符合標準化因素負荷量最好介於.50～.95 之間的標準，可見由「魅力」

與「好奇心」兩個觀察變項共同抽取「身心活力」潛在變項之適合性 有重新評估之必要性。

至於參數估計之標準誤分析見附錄 4-1 及 4-3。附錄 4-3 為迴歸 加權係數估計值摘要。由附錄 4-1 與 4-3 可知，本測量模式之參數 估計之標準誤介於.04~.44，亦即符合沒有太大的參數估計標準誤之 標準。

綜合上述結果分析如表4-3 所示。由表 4-3 可知本研究「a5」此 誤差變項為負數且未達.05 之顯著水準，以及「認知–情意交織特質」

至身心活力之標準化因素負荷量大於.95 以上，因此未能完全符合基 本適合度之標準。

表4-3 認知–情意交織特質測量模式之基本適合度評鑑標準及結果

評鑑指標 理想數值 實際數值

誤差變異數值 >.00 a5=-.32，其餘 1.08～9.47 誤差變異p 值 <.05 <.001，除 a5^{註 1}

估計參數間相關 之絕對值

<1.00 .00～.71

標準化因素負荷量 .50~.95 .53~1.04，除身心活力^{註 2} 參數估計標準誤 不能太大 .04~.44

註1：a5 之 p 值為 1.96

(二) 評鑑整體模式適合度

評鑑整體模式適合度是在評鑑整個模式與觀察資料的適合程 度，係為評鑑模式外在品質之依據，其中常被用為評鑑整體模式適 合度之指標包括：(1)χ² 值不顯著；(2)調整後適和度指數(adjusted goodness-of-fit index，簡稱 AGFI)最好大於.90；(3)標準化殘差均方 根(standard root mean residual，簡稱 SRMR)最好低於.05；(4)標準 適配度指數(normed fit index，簡稱 NFI，即 Δ₁)最好大於.90；(5) 增值適配度指數(incremental fit index，簡稱 IFI，即 Δ2)最好大於.90；

(6)整體決定係數(TCD)最好介於.90 至 1.00 之間；與(7)均方根近 似誤差(root mean square error of approximation，簡稱 RMSEA)指數 小於.05 是「適配度良好」(good fit)，.05 至.08 屬於「適配度尚佳」，.08 至.10 屬於「適配度普通」(mediocre fit)，大於.10 則屬於「適配度 不佳」。針對本研究在此些標準之考驗結果如表 4-4 所示，並分別敘 述如下。

本測量模式之

χ

²值為 264.03(df=59，p＝.000) 然而 χ²值常會隨 著樣本人數波動，一旦樣本人數很大，幾乎所有的模式都可能被拒 絕(Marsh & Hocevar, 1985)，故應同時參照 Hoelter (1983)提出的「臨 界 N」(critical N，簡稱 CN)大於 200 之標準，由於本測量模式之 CN 值達.05 的顯著水準需要 207 個樣本數，大於 Hoelter 建議之樣本

數，因此符合此適合度標準。

而其他整體模式適合度評鑑結果如表 4-4 所示。由表中可知，

本測量模式之AGFI 指數為.91，SRMR 指數為.04，NFI 指數為.95，

IFI 指數為.96，TLI 指數為.94 與 RMSEA 指數為.07，上述皆符合良 好整體模式適合度指標之標準，而 TCD 值為 1.10 則未能符合理想 數值，故本模式有修正之必要。

表 4-4 認知–情意交織特質測量模式之整體模式適合度評鑑標準及 結果

評鑑指標 理想數值 實際數值

CN ＞200 207

AGFI >.90 .91

SRMR <.05 .04

Δ1NFI >.90 .95

Δ2IFI >.90 .96

TCD（整體 R²） .90~1.00 1.10

TLI (NNFI) >.90 .94

RMSEA <.08 .07

(三) 模式內在結構適合度

評鑑模式內在結構適合度是檢視模式的內在品質。Bagozzi和Yi (1988)建議良好模式內在結構的標準有：(1)個別項目的信度在.50以 上；(2)潛在變項的成分信度在.60以上；(3)潛在變項的平均變異抽 取在.50以上；(4)所有估計的參數都達顯著水準；與(5)標準化殘差 的絕對值小於1.96。由前述圖4-1得知，本測量模式的個別項目的信度 分別為於.77、.72、.58、.71、.44、.77、.49、.85、.28、.49、.69、.48

與.72，由此可知，本測量模式，除了全神貫注、洞察力、魅力、好 為.75、.64、.61、.67、.39與.63 ，除「身心活力」之平均變異抽取僅 為.39，未達應大於.50以上之標準(見表4-5)。而高階潛在變項的成分

至於參數估計之顯著水準由前述附錄 4-1 與 4-3 顯示，除 a5(p=1.96)外，所有估計參數都達.001 的顯著水準。

有關標準化殘差之數值分析如附錄 4-4 認知–情意交織特質測量 模式之標準化殘差矩陣所示。由附錄4-4 可知，本測量模式之標準化 殘差的絕對值介於.00~2.97 間，雖不符合標準化殘差的絕對值必須小 於1.96，然由於標準化殘差受樣本數影響，樣本越大標準化殘差就會 越大，而本研究樣本多達700 人，因此此項指標僅作參考。

綜合上述結果分析如表 4-6 所示。由表 4-6 可知本測量模式之 個別信度、潛在變項的平均變異抽取與標準化殘差皆未能完全符合 理想數值，故本模式有修正之必要。

表4-6 認知–情意交織特質測量模式之模式內在結構適合度評鑑 標準及結果

評鑑指標 理想數值 實際數值

個別項目的信度 ＞.50 .28~.77^{註 1} 潛在變項之成分信度 ＞.60 .55~.94 潛在變項之平均變異抽取 ＞.50 .39~.75 所有估計參數p 值 <.05 ＜.01 標準化殘差絕對值 <1.96 .00~2.97

註1：全神貫注為.44；洞察力為.49；魅力為.28；好奇心為.49 與未來規劃為.48

歸納上述本測量模式之基本適合度、整體模式適合度與模式內在 結構適合度等評鑑結果得知：(1)身心活力此初階潛在變項之誤差變 項為負數，且未達.05 顯著水準之理想標準；(2)「認知–情意交織特質」

至身心活力之標準化因素負荷量高達1.04，顯然不合理；(3) TCD 值

為 1.10，已超過最大值 1.00，亦顯不合理；(4)「全神貫注」、「洞察 力」、「魅力」、「好奇心」與「未來規劃」之個別項目的信度均未達.50 以上，尤其「魅力」僅為.28，與需大於.50 以上之標準相距甚遠；以 及(5)「身心活力」之成份信度僅為.55，未符合需大於.60 以上之理 想標準。而本研究於探索性因素分析結果發現魅力較適合獨立成為一 個因素(如附錄1-1) 。

再由相關矩陣(如附錄4-5)可知，魅力與好奇心之相關僅有.37，

而「樂觀」所涵蓋的希望與正向感受兩個觀察變項之相關為.75，「勇 氣」所涵蓋的心智獨立與道德信念兩個觀察變項之相關為.64，「熱情」

所 涵 蓋 的 全 神 貫 注 與 對 學 科 或 主 題 之 熱 情 兩 個 觀 察 變 項 之 相 關 為.58，「人道關懷」所涵蓋的洞察力與同理心兩個觀察變項之相關 為.64，而「遠景」所涵蓋的未來影響力、未來規劃與追求目標等三 個觀察變項之相關分別為.65、.68 與.55。上述結果顯示，魅力與好奇 心兩者之間的相關，相較於其它潛在變項所涵蓋的觀察變項間之相關 偏低，且由魅力與好奇心兩者之內涵觀之，兩者亦有相當的差異，實 難歸為同一向度，故有修正認知–情意交織特質測量模式之必要。

二、修正之認知–情意交織特質測量模式之適合度檢驗

基於上述各種模式適合度考驗之結果發現，魅力與好奇心不適合 共同抽取「身心活力」之潛在變項；且由相關矩陣(如附錄 4-5)發現 魅力與其他觀察變項之相關均不高，僅介於.35~.50；而在探索性因素 分析結果亦得知魅力較適合獨立為一個單獨的因素，而好奇心與「勇 氣」潛在變項的兩個觀察指標（心智獨立與道德信念）之相關反而明 顯高於其與「魅力」之相關。此結果導致本研究擬將魅力視為一個獨 立的潛在變項，包含人緣、領導力兩個觀察變項；而將好奇心、心智 獨立與道德信念歸為「勇氣」。再分別以希望、正向感受、心智獨立、

道德信念、好奇心、全神貫注、熱情、洞察力、同理心、人緣、領導 力、未來影響力、未來規劃與追求目標等14 個分量表列為觀察指標，

以樂觀、勇氣、對學科或主題的熱情、人道關懷、魅力與遠景等6 項 為初階潛在變項，並以認知–情意交織特質為高階潛在變項再次進行 驗證性因素分析模式適合度考驗，所得到的標準化解如圖4-2 所示。

其中 6 個初階潛在變項至 14 個觀察指標之標準化因素負荷量分別 為.87、.85；.73、.79、.72；.67、.87；.70、.92；.85、.76 與.83、.69、.85；

而 高 階 潛 在 變 項 至 6 個 初 階 潛 在 變 項 之 標 準 化 因 素 負 荷 量 則 為.83、.94、.70、.75、.62 與.90。6 個初階潛在變項可被高階潛在變 項解釋的比率分別為.68、.88、.49、.57、.39 與.82；而 14 個觀察變

項之個別信度則分別為.76、.73、.53、.62、.52、.44、.76、.49、.85、.72、 Chi-square = 318.514 (71 df)

p = .000

追求目標 err_13 .85

好奇心 ^err_10

.72

(一)基本適合度

本測量模式之誤差變異值介於.54～7.17 之間，且均達.001 之顯 著水準(見附錄4-6)，故符合沒有負的誤差變異，且誤差變異須達顯 著水準之標準。而各估計參數之間相關的絕對值介於.00~.72 之間 (見附錄4-7)，故符合各估計參數之間相關的絕對值不能太接近 1.00

本測量模式之誤差變異值介於.54～7.17 之間，且均達.001 之顯 著水準(見附錄4-6)，故符合沒有負的誤差變異，且誤差變異須達顯 著水準之標準。而各估計參數之間相關的絕對值介於.00~.72 之間 (見附錄4-7)，故符合各估計參數之間相關的絕對值不能太接近 1.00

在文檔中 國小資優學生認知–情意交織特質之分析及其介入方案成效之研究 (頁 138-0)