數 本研究針對所搜集資料的分析方法，除使用傳統的 Pearson 相關係
分析、獨立樣本ｔ考驗、相依樣本ｔ考驗及肯德爾和諧係數(Kendall coefficient of concordance)外，尚使用余民寧所發表的同質性信度係 數(coefficient of homogeneity)分析方法作相關的分析。茲將本研究中 針對不同的探討主題所使用的分析方法和流程做以下的說明。
透過他人覺察的個人的思考風格何者有較高的互評一致性？
分析方法：
評風
coefficient of concordance)分析，以求得行組內評分一致度。
能以組內達一致度水準的 組數比例進行討論，以獲得一粗略性的結論。
以行政型風格為例示意圖如下：
同組組員互評行政風格結果示意(立法及司法風格雷同) 探討問題一：
本研究將全體受測樣本分為十二組，在實驗的第三週各組組員需對同 組組員進行個人思考風格互評問巻。以六人小組為例，毎一組員需評同組 其他五位組員的三種思考風格(行政、立法及司法)，也就是每一位組員均 會有五份來自同組組員對其風格的評分結果，而每份結果均有三種風格的 評定值。為探討組內成員對單一風格互評的一致度，本研究分別以互 格的單一風格為單位進行組內同一風格的肯德爾和諧係數(Kendall
理論上為求風格互評是否達一致度顯著水準，需所有受測者互評每個 人的結果進行分析。如實驗者如有ｎ人，則每人需評ｎ-1 人的思考風格，
而在統計分析上要求需基本樣本數量下限的條件下，其在實際執行上有其 窒礙之處。因此，本研究乃以分組互評的方式縮小其互評的數量，以使問 巻得以順利進行。此法固然可對組內互評的結果使用肯德爾係數做組內一 致度的分析，但是因組間互評的評分者和被評者分屬不同的評分群組，因 此無法對所有的樣本做一致性分析，故本研究只
表 3-5 同組組員互評行政風格一致度分析示意表
被評分者
評分者 1 2 3 4 5 6
1 ? ? ? ? ?
2 ? ? ? ? ?
3 ? ? ? ? ?
4 ? ? ? ? ?
5 ? ? ? ? ?
6 ? ? ? ? ?
本研究所使用的肯德爾和諧係數(Kendall coefficient of
concordance)分析方法，主要是探討 K 個人評 N 項作品時，探討這 K 個人 對所評作品的名次是否達到一致性的分析。應用於本研究，組內的每一位 組員除了均為評分者外，同時也為被評的對象，即被評者風格視為被評的 作品。以行政風格的互評為例，因評分者不評自己，故每組均以上表以 6 * 5 矩陣的形式進行肯德爾和諧係數(Kendall coefficient of
concordance)(林清山,民 82,p.536)進行統計分析。因肯德爾和諧係數分 析的資料需為次序變數，而本研究所獲得的原始資料則為連續性資料的風 格值。因此、在進行本分析前需將原始資料轉換成次序性資料。同時、因 所轉換的結果會有相同等級的情形，故需先將其結果進行校正，再進行肯 德爾
本研究分析的資料以「單一風格」的問巻為單位。以某組對行政風格 的肯德爾和諧係數分析為例，毎一位評分者對毎一位被評者各有 5 題問巻 得分，因此毎組的行政風格分析列鄰表則為 6(評分者)*5(作品)的距陣。
以此資料分析所得的肯德爾和諧係數(W)值即可表示該組同學互評組員行 政風格的信度，也就是同組組員對思考風格的互評結果一致性的程度。因 本研究的分組樣本中被評者數為 3 至 7 人的小樣本，因此可以查表（肯德 爾和諧係數顯著性考驗時Ｓ的臨界值）來考驗其Ｗ值是否達統計上的顯著 水準。若己達其顯著水準則可解釋某風格被他人觀察的結果有相當一致的 看法，也就是該風格是昜於被他人覺察的。而本研究以.05 為顯著的考驗 臨界
因本研究共分為十二組，而毎一組各有三種風格的肯德爾和諧係數(W) 值。因此，本研究以各組的相同風格達內部互評一致度顯著水準的組數比 率，進行風格是否易於被他人覺察的討論。當某種風格對大部份的分組互 評後均有相當比例的組數達一致性顯著水準，則表示該風格的特質具有易 於被觀察與發現的現象。因此、可認為此風格有易於被他人覺察的傾向，
即其
本研究的肯德爾和諧係數的分析方法，是在探討個人風格被他人覺察 的程度，其所得係數值的高低表示他人對某個人或某一風格的認同度的一 致性。而本研究分析對組內每種風格的認同一致度和風格的高低無關，而 只是表示其互評者對同一觀察目標的共識高低。其共識性愈高表示評分者
和諧係數分析，而此過程本研究均在 SPSS 軟體中分析完成。
值。
風格被他人覺察的程度愈高。
對同一事的看法岐見愈小，也就是此經多人共同認可的結果，有其相當的
分析方法：
其相對客觀的參考價值。而本研究對於個人思考風格 的互評一致性分析則採用同質性信度係數(coefficient of homogeneity) 分析方法進行之。
同質性信度係數(coefficient of homogeneity)分析方法：
為探討個人思考風格的自我覺察程度，必須獲得一客觀且可資信賴的 信度係數(coefficient of homogeneity)分析方法。該分析方法主要在用 於評分者對問巻內容評分的一致性及信度分析，其詳細的分析方法公式，
之：
題 7 題 11 題 13
.05 的顯著水準，此被 評的結果即可視為相對接近於被評對象的真正風格，因此後續將以此風格 值的
在。否則、則接受虛無假設，即認為自評和互評的結果間 並是無差異存在的。綜合相關係數和 t 考驗的結果以推論該風格是否易被
風格自覺程度考驗(自評和互評差異性)
本分析的最後結果，乃為組內互評的機制求個人的各種風格被他人評 分的內部一致度(Hj)，而Hj值高低即表示多位評分者對單一個人某種思考 風格看法的一致性程度，一致性愈高表示多人所觀察到的個人某一風格的 共識度愈高。即經多人觀察所得的結果（如一面虛擬的鏡子），其所呈現 的影像是愈接近於真實，也因此該結果具有相當的信度可做為後續評估個 人對自我認知的風格的參考指標。如個人Hj值己達
平均值作為個人自我覺察程度的參考標準。
個人的同質性信度係數(H 值)達一致性水準表示其經互評的風格具有 相當的可信度。針對互評結果達一致性顯著水準的個人而言，個人自評的 結果是否夠真實或接近真正的自我，則以個人自評和互評平均值(同質性 信度係數達顯著水準的個人)的差值表示。而本研究挑出滿足一致性顯著 水準的所有被評者的自評和來自於他人互評的結果平均值進行相關係數 考驗。相關係數值愈高，表示該風格的自我認定的風格和他人(多人)對當 事者所認知的風格一致性愈高。同時、針對同一樣本中個人自評和互評平 均數的差值進行獨立樣本 t 考驗以考驗自評和互評結果間的差異性。如考 驗結果達顯著水準則拒絕虛無假設，表示該風格的差值(自評和互評結果 之差)有差異存
自我覺察。
表 3-8 思考風格自我覺察程度考驗
考號 行政(自評) 互評平均 行政差值 立法(自評) 互評平均 立法差值 司法(自評) 互評平均 司法差值
1 X1 ？ DX1 Y1 ？ DY1 Z1 ？ DZ1
2 X2 ？ DX2 Y2 ？ DY2 Z2 ？ DZ2
3 X3 ？ DX3 Y3 ？ DY3 Z3 ？ DZ3
. . . .
. . . . . . .
. . . . . . .
K Xk ？ DXK Yk ？ DYK ZK ？ DZ3
自我
時、以兩次自我覺察程度的值進行配 對樣本 T 考驗，以考驗兩次自我覺察程度的差異性。當差異達顯著水準，
作用而有顯著的改 變。本節考驗方式如表 3-9 所示：
表 t
行政 立法 司法
思考風格問巻前告知同組組員對其個人思考風格的評定結果，其目的 在於以其結果作為受測者再度省思自己思考風格的參考。
思考風格的自我覺察程度的認定是以自我評定的思考風格值和所有 同組組員評其風格平均值的差異值。而在本研究中在組員回饋互評的前後 各有一次自我思考風格的問卷，因此、本節資料分析的資料是前後兩次的 自我覺察的程度值(自評和互評平均值的差異值)。而分析的對象只限於被 組員互評結果達一致水準的個人。同
即表示該組員對該風格的自我覺察經由同儕回饋的
3-9 思考風格自覺程度改變考驗配對樣本 考驗
考號 第一次 D 值 第二次 D 值 第一次 D 值 第二次 D 值 第一次 D 值 第二次 D 值 1
2 3 . . . K
配對樣本 t 考驗 配對樣本 t 考驗 配對樣本 t 考驗 備註：
(2). 著性考驗，如其值夠小達顯著則表 示該風格因鏡子效應而提高其自
(3). 考驗對象為互評同質性信度係數(H 值)達一致水準之 個人思考風格。
(1). 差值Ｄ表示兩次風格問巻自覺程度的改變程度 對所有差值進行顯
覺
四、 實驗結果分析及討論
本研究實驗中共搜集了 70 位受測者的有效樣本，每一樣本均有第一 次自評個人思考風格問巻、組內互評個人思考風格問巻及第二次自評個人 思考風格問巻。其中互評問卷是指每一位受測者互相評定同組組員(約六 至七人一組)的思考風格，因此、每個人均有評定 5 至 6 份以他人為對象 的問卷，即每個人都有 5 至 6 份來自他人對自己的問卷資料。將所有資料 整理研究後針對不同的探討主題進行不同的資料分析後，本章將對本資料 分析結果及解釋做如下陳述：