第四章 結果與討論
第四節 量表的驗證性因素分析
本節主要探討本研究所建立的身體覺察能力量表其因素結構模型是否與實際 資料適配。先以SPSS 12.0 進行樣本的常態分配考驗，以了解適合進行驗證性因素 分析中的何種參數估計法，再以LISREL 8.2 進行驗證性因素分析，考驗量表的適 合度。
一、樣本資料的偏態和峰度考驗
驗證性因素分析的樣本，來自有效資料 1468 個樣本中，經隨機抽取進行探索
素因素分析後剩餘的705 個樣本。
觀察變項要符合常態分配，其峰度和偏態係數最好在正負 2 之間，由表 3-1 可看出各觀察變項的偏態係數介於-0.55~0.0 之間，而峰度係數介於-0.28~.0.58 之間。皆介於正負 2 之間，符合常態分配。由於樣本數多且符合常態分配，因而 在驗證性因素分析中，適用最大概似估計法（maximum likelihood estimation ; ML），其所得的 ML 估計值、標準誤和卡方值檢定的結果都是適當、可信且正確 的（吳明隆，2006b）。
表4-18 觀察變項之平均數、標準差、偏態和峰度係數摘要表
觀察變項 人數 平均數 標準差 偏態係數 峰度係數 Q1 →A1 705 3.96 .99 -.25 -.25 Q6 →A2 705 4.32 .98 -.44 .05 Q7 →A3 705 4.15 .10 -.27 -.09 Q10→A4 705 4.07 .98 -.30 .27 Q12→B1 705 4.20 1.04 -.44 .04 Q13→B2 705 4.39 1.04 -.45 .01 Q15→B3 705 4.57 .93 -.37 -.02 Q16→B4 705 4.49 .89 -.54 .57 Q18→B5 705 4.59 .90 -.55 .58 Q29→C1 705 4.21 .94 -.26 .12 Q30→C2 705 4.33 .96 -.33 .16 Q41→C3 705 4.26 .91 -.24 .16
續表4-18 觀察變項之平均數、標準差、偏態和峰度係數摘要表
觀察變項 人數 平均數 標準差 偏態係數 峰度係數 Q49→D1 705 3.74 1.11 -.05 -.24 Q55→D2 705 3.52 1.07 .02 -.28 Q56→E1 705 4.26 1.01 -.34 .07 Q58→C4 705 4.18 .86 -.18 .23 Q59→C5 705 4.25 .83 -.06 .05 Q60→D3 705 3.70 .96 -.04 -.17 Q62→E2 705 4.03 .93 -.03 .10 Q63→E3 705 4.39 .948 -.32 .25 Q67→D4 705 3.94 1.07 -.22 -.16
二、驗證性因素分析結果
確定樣本符合常態分配後，進行驗證性因素分析（語法如附錄十三），本研究 依據探索性因素分析的結果，提出驗證性因素分析之假設模式，如圖4-1，由圖 4-1 可知，潛在變項為身體使用、肌肉張力、身體控制、呼吸等五個，而「身體使用」
假設影響A1~A4 等 4 個觀察變項，A1~A4 依序為本研究量表中的第 1、6、7、10 題；「肌肉張力」假設影響B1~B5 等 5 個觀察變項，而 B1~B5 依序分別是本研究 量表中的第12、13、15、16、18 題；「身體控制」假設影響 C1~C5 等 5 個觀察變 項，C1~C5 依序為本研究量表中的第 29、30、41、58、59 題；「身體異常」假設 影響D1~D4 等 4 個觀察變項，而 D1~D4 分別是本研究量表中的第 49、55、60、
67 題；「呼吸」假設影響 E1~E3 等 3 個觀察變項，E1~E3 依序為本研究量表中的 第56、62、63 題。
圖4-1 身體覺察能力量表假設性測量模式驗證性因素分析結果
驗證性因素分析在考驗測量模式中的觀察變項與潛在變項間的因果模式圖是 否與觀察資料契合，而模式的適配指的是假設的理論模式與實際資料一致性的程 度（吳明隆，2006b），Bagozzi & Yi（1988）認為假設模式與實際資料是否契合，
須同時考慮三方面：基本適配度指標、整體模式適配度指標與模式內在結構適配 度指標。以下分別就這三方面進行結果呈述：
（一）基本適配度
基本適配度檢定摘要表採用 Bogozi & Yi（1988）所提出的檢驗指標，檢驗 結果摘要如表4-19，各指標詳細資料請參見附錄十四。由表 4-19 可知，52 個估 計參數的標準誤均很小（0.02~0.05 之間），且沒有負的誤差變異數存在，t 值介 於 14.15~21.84 之間，均達顯著水準，而因素間的相關為 0.55~0.73 之間，屬中 相關，且並未太接近1；因素負荷量為 0.55~0.79 之間，介於 0.5 至 0.10 之間。
由以上各指標所示，本次驗證性因素分析基本適配度良好，表示所假設的理論 模式沒有違反辨認規則，因而可進行下階段之整體模式適配度之判斷。
表 4-19 身體覺察能力量表基本適配度檢定摘要表
評鑑項目 檢定結果數據 模式適配判斷
是否沒有負的誤差變異量 均為正數 是
誤差變異必須達顯著水準（t 值>1.96） 14.15~21.84 是 估計參數統計量彼此相關絕對值不應太接近1 0.55~0.73 是 因素負荷量是否介於0.5 至 0.95 之間 0.55~0.79 是
是否沒有很大的標準誤 0.02~0.05 是
（二）整體模式適配度
在整體模式適度配的檢核可說是模式外在品質的考驗（吳明隆，2006b），
本研究的量表經驗證性因素分析後，所獲得的詳細指標依絕對適配度、增值適 配度、簡約適配度分別摘要如表4-20、4-21、4-22，在此並將整體模式適配依此 三部份呈現並說明：
1.絕對適配檢定
絕對適配檢定如表 4-20，檢定指標中，RMR= 0.04、SRMR= 0.04、RMSEA=
0.06、GFI= 0.92、AGFI=0.90，皆在模式契合適配標準之上，表示模式適配情 形良好，但χ2 值（P=0.00）達顯著水準，應接受對立假設，表示假設模式與 觀察值之間達顯著差異，亦即模式契合度不佳。然而卡方值易受樣本大小影響
（Mash, Balla & Mcdonald, 1988），因而一般可不參考此值，以此，本模式適配 情形良好。
表4-20 絕對適配度檢定摘要表
絕對適配指標 χ2 RMR SRMR RMSEA GFI AGFI 假設性測量模式 616.68
（P=0.0） 0.04 0.04 0.06 0.92 0.90 模式評估標準 P > .05 <0.05 ≦0.05 <0.08 >.90 >.90 2.增值適配度檢定
增值適配度指數的部份 NFI=0.88、RFI=0.86、IFI=0.92、NNFI=0.90、
CFI=0.92，當中，IFI、NNFI、CFI 值皆顯示達適配標準（大於.90），而 NFI、
RFI 則未達契合標準（小於.90）。
表4-21 增值適配度檢定摘要表
增值適配指標 NFI RFI IFI NNFI CFI
假設性測量模式 0.88 0.86 0.92 0.90 0.92 模式評估標準 >.90 >.90 >.90 >.90 >.90 3.簡約適配度檢定
簡約適配度指數中，PNFI=0.75、PGFI=0.72、CN=268.94、χ2/df=3.44。
PNFI、PGFI 為模式精簡程度的指標，本研究中，該二值皆大於 0.5，表示模式 的適度頗佳，亦即該模式頗為精簡。CN 值為 350，大於臨界值 200；χ2/df=3.44 大於標準值2，不盡理想。
表4-22 簡約適配度檢定摘要表
簡約適配指標 PNFI PGF CN χ2/df
假設性測量模式 0.75 0.72 268.94 3.44 模式評估標準 >.50 >.50 >200 <2.00
（三）模式內在結構適配度
模式內在結構適度的程度乃代表測量模式的信度及效度，可說是模式內在 品質的檢核（吳明隆，2006b）。由於報表中並未直接呈現組合信度及平均變異 抽取值，因而自計算，公式如下：
五個潛在變項的「組合信度」計算結果分別為：身體使用=0.67；肌肉張力
=0.78；身體控制=0.81；身體異常=0.75；呼吸=0.76，而在「平均抽取變異量」
計算結果分別為：身體使用=0.34；肌肉張力=0.42；身體控制=0.46；身體異常
=0.43；呼吸=0.52。
將組合信度、平均抽取變異量及其它模式內在結構適合度的結果整理如表 4-21，由表 4-21 中，可看出 52 個估計參數的 t 值為 14.15~21.84 之間（當 t 的絕 對值大於1.96 時，表示該估計參數達.05 的顯著水準，大於 2.58 時，達.01 的顯 著水準），顯示每個估計參數都達到.01 的顯著水準，模式可進行辨認。在內在 品質檢定的部份，除了參數達顯著及組合信度皆大於0.60 以外，其餘四個指標：
個別項目的信度、潛在變項的平均抽取變異量、標準化殘差、修正指標皆未達 標準，表示在模式內在品質的部份未臻理想。
表4-21 身體覺察能力量表驗證性因素分析之內在品質檢定摘要表
評鑑項目 檢定結果數據 模式適配判斷
所有估計的參數均達著水準（>1.96 ） t 值為 9.34 至 24.59 是 個別項目的信度高於0.50 0.30-0.62 未盡理想 潛在變項的平均抽取變異量大於0.50 0.34-0.52 未盡理想 潛在變項的組合信度大於0.60 0.67-0.81 是 標準化殘差的絕對值小於2.58 -6.75-13.55 未盡理想
修正指標小於3.84 未全部小於3.48 未盡理想
[Σ（λ）2+Σ（θ）]
組合信度= （Σλ）2
平均抽取變異量= （Σλ2）
[Σ（λ2） +Σ（θ）]