特殊教育研究學刊 民103，39 卷 3 期，49-80 頁 DOI: 10.6172/BSE.201411.3903003
青少年智能障礙學生活動與參與量表
之發展
張萬烽*
高雄市明華國中教師吳裕益
高雄師大特教系教授陳靜江
高雄師大復諮所教授 本研究以世界衛生組織所發展之「國際健康功能與身心障礙分類系統—兒童 與青少年版」（ICF-CY）為架構，編製「青少年智能障礙學生活動與參與量表」， 以 12 到 18 歲智能障礙學生為評量對象，除考驗量表各種信、效度外，亦建立常 模，以供智能障礙學生鑑定與教學之用。研究者先編輯量表，再透過學者專家進 行檢核，並以 AiKen 內容效度係數進行題目篩選，形成 276 題預試題目。在預試 工作上，以分層叢集抽樣，針對高雄市 390 位國中和高中階段智能障礙學生進行 評定，回收問卷後，以試題反應理論中的單參數Rasch 模式進行分析，在刪除兩題 適配度欠佳的題目後，再以全國中等教育階段智能障礙和一般學生為對象，進行 分層叢集抽樣，分別回收 1,686 份和 1,676 份問卷。在信度方面，蒐集包括重測信 度、評分者一致性信度和內部一致性等，重測信度在.84〜.95 間，評分者一致性則 為.66〜.84，內部一致性則介為.79〜.98；而效度證據方面，則包括內容效度、效 標效度和建構效度等三種，經分析發現，本研究具有良好信、效度證據，且在潛 在構念上為一個因素，並依據樣本建立常模，同時利用 ROC 曲線，進行智能障礙 學生切截標準之訂定。此外，透過t 檢定和單因子變異數分析發現，本研究可以有 效區辨不同能力的智能障礙學生。本研究根據研究結果與結論提出幾點建議，作 為未來研究和實務上之參考。 關鍵詞：ICF-CY、活動與參與、智能障礙、適應行為 * 本文以張萬烽為通訊作者（wanfeng0603@yahoo.com.tw）。緒論
一、研究緣起
我國特殊教育實施已逾百年，其中智能障 礙者約占教育階段身心障礙人數的 28.2%（教 育部，2012a），其相關議題亦持續受到關注。 Schalock（2011）認為，特殊教育有幾個關鍵 性議題值得探討，其中之一即是智能障礙如何 定義（defined）和鑑定（identified），因此， 如何發掘智能障礙者並提供特殊教育服務，一 直備受關注。以美國而言，智能障礙的定義， 自 1919 到 2010 年為止，共歷經 11 次的修 訂，發展與修訂定義的目的在於診斷、分類、 鑑定及提供個別化教育服務（Schalock et al., 2010）。我國《特殊教育法》自 1984 年立法 後，在特殊教育鑑定上採取分類方式定義障 礙，而以往《身心障礙者保護法》也以分類鑑 定方式進行，但此一情況在 2007 年重新修 訂，並改稱為《身心障礙者權益保障法》後， 有了大幅度的轉變。世界衛生組織（World Health Organization, WHO）發展出「國際功 能、障礙及健康分類系統」（international clas-sification of functioning, disability and health, ICF）來建構完整的障礙服務體系，同時與國 際接軌，自 2012 年 7 月起，將特殊教育鑑定 改以ICF 編碼方式進行，採身體功能的分類方 式進行鑑定，例如：智能障礙即已劃歸至「神 經系統構造及精神、心智功能」此一分類中。 美國智能障礙協會（American Association on Intellectual and Development Disabilities, AAIDD）也從 2002 年「智能障礙定義指南第 10 版」開始轉變對於智能障礙的思考層面， 使 WHO 和 AAIDD 對於障礙的理論模式看法 漸趨一致，且在概念上也多有相符之處，兩個 組 織 均 主 張 障 礙 乃 是 多 向 度 的 分 類 模 式 （multidimensional classification frameworks）。而 AAIDD 在 2002 年發展智能障礙定義時， 將智力功能以及適應行為兩個標準和ICF 中的 「身體功能」領域和「活動與參與」領域加以 連 結 ， 嘗 試 將 智 能 障 礙 的 概 念 與 國 際 接 軌 （Luckasson et al., 2002）。學者指出，在適應 行為的分類可歸納至活動與參與領域九個向度 中，兩者在概念上均是指「日常生活中的能 力」（Buntinx, 2006; Harman, Smith-Bonahue, & Oakland, 2010）。 WHO（2007）另外發展出兒童及青少年 版，稱之為 ICF-CY，係因應兒童發展之特性， 由ICF 修正而來，主要針對 0 至 18 歲的兒童及 青少年所發展，用於記錄發展中兒童的特徵與 周遭環境的影響，使用一般語言和術語，以記 錄涉及身體功能和結構，以及出現在嬰兒、兒 童、青少年及相關環境因素的活動侷限和參與 限制的問題。ICF-CY 明確規範健康與健康有 關的構成因素，分成「功能與失能」以及「環 境因素」兩部分，「功能」包括身體功能、活動 和參與，「失能」包括損傷、活動侷限及參與限 制，「環境因素」則明確定義對於功能的阻礙或 便利（WHO, 2007）。ICF-CY 並非評量工具， 但提供了完整的系統，可檢視個體整體功能， 極 適 合 作 為 評 量 工 具 的 架 構 （Simeonsson, Leonardi, Lollar, Bjorck-Akesson, Hollenweger, & Martinuzzi, 2003）。我國所發展或修訂之適 應行為量表，多以 AAIDD 對適應行為的分類 為基礎進行編製，例如：「修訂中華適應行為 量表」（徐享良，2007）、「社會適應表現檢核 表」（盧台華、鄭雪珠、史習樂、林燕玲， 2006）、「文蘭適應行為量表中文編譯版」（吳 武典、張正芬、盧台華、邱紹春，2004）以及 「適應行為評量系統第二版」（盧台華、陳心 怡，2008），未有符合現行《身心障礙權益保 障法》鑑定中評估「活動與參與」需求的工 具。同時，本研究採用 ICF-CY 中的「活動與 參與」領域作為量表發展架構，其優點在於
ICF-CY 其發展目的之一即是針對不同專業人 員發展共同語言，容易溝通和資料轉換，同時 是一套完整的系統，將有助於我國之鑑定工 作。以往特殊教育鑑定獨立於身心障礙鑑定， 對於流程與評量工具的發展，也多從教育觀點 出發，隨著我國身心障礙福利提供的機制趨於 整合之際，如何使教育服務能銜接不同階段之 需求，同時結合 AAIDD 以及 WHO 兩個組織 長期在「適應行為」和「活動與參與」發展的 成果，將使量表發展更具整體性與前瞻性。 根據以上研究動機，本研究擬以 ICF-CY 「活動與參與」架構發展「青少年智能障礙學 生活動與參與」量表（以下簡稱活動與參與量 表），除可與我國身心障礙相關系統接軌，作為 我國在ICF 架構下身心障礙鑑定與診斷之用外， 亦可作為具體教學目標和課程設計之依據。
二、研究目的與問題
本研究主要依據 ICF-CY 中「活動與參 與」領域各向度作為量表發展之架構，除可了 解信、效度外，並建立常模。 根據上述研究目的，本研究之研究問題如 下： （一）「活動與參與」量表的效度情形如 何？ 1-1.了解「活動與參與」量表的內容效度 情形為何？ 1-2.了解「活動與參與」量表的效標效度 情形為何？ 1-3.了解「活動與參與」量表的建構效度 情形為何？ （二）「活動與參與」量表之信度情形如 何？ 2-1.了解「活動與參與」量表的內部一致 性信度情形為何？ 2-2.了解「活動與參與」量表的重測信度 情形為何？ 2-3.了解「活動與參與」量表的評分者一 致性信度情形為何？ （三）活動與參與量表之常模情形如何？三、名詞解釋
（一）青少年智能障礙學生 我國《身心障礙及資賦優異鑑定辦法》 （教育部，2012b）對於智能障礙的界定為： 「智能障礙，指個人之智能發展較同 年齡者明顯遲緩，且在學習及生活適 應能力表現上有嚴重困難者；其鑑定 標準如下：一、心智功能明顯低下或 個別智力測驗結果未達平均數負二個 標準差。二、學生在自我照顧、動 作、溝通、社會情緒或學科學習等表 現上較同年齡者有顯著困難情形。」 本研究所指稱青少年智能障礙學生，為 101 學年度就讀中等教育階段，年齡在 12 到 18 歲之間，領有身心障礙手冊，其主要障礙 為智能障礙者或領有教育局核發之智能障礙鑑 定證明者。 （二）活動與參與 本研究主要依據 ICF-CY 活動和參與領域 內學習和應用知識、一般任務與需求、溝通、 移動、生活自理、家庭生活、人際交往與人際 關係、主要生活領域以及社區、社會與公民生 活等九個向度及其類目進行量表發展。九個向 度中，含括了個體在日常生活中所有全部範 圍，而「適應行為」是指個體因應日常生活中 自然環境與社會情境要求時所表現的符合社會 期待的行為，亦即個體處理日常生活的有效行 為（Schalock et al., 2010），在人類多向度功能 模式中，「活動與參與」和「適應行為」兩者 被視為是同一個概念（Buntinx, 2006），本研 究也遵循此一觀點。 由於美國智能與發展障礙協會 2002 年後的定義對於適應技能內涵的界定僅提供概念、 社會與應用等三個向度，而 ICF-CY 除有完整 架構，更在各向度下的類目（categories）提供 操作性定義，有利題目的建立。
文獻探討
一、新近智能障礙定義的演變
美國AAIDD 對於智能障礙定義和概念的發 展有著領導的地位，自1908 到 2010 年為止，先 後提出 12 次定義。自 1992 年第九版定義出版 後，陸續有相關學者針對內涵進行評論，包括對 於 智 力 水 準 、 適 應 行 為 、 分 類 系 統 的 批 判 （Luckasson et al., 2002）。其中明確地界定出適 應技能的 10 個領域，引導了評量者對於智能障 礙者適應行為的評定工作，同時對適應行為量表 發展產生深遠的影響，卻也飽受質疑，因為此一 分類並非透過實證研究所獲得之結果，被稱為是 「人為的構念」（Greenspan, 1997），這樣的結果 對於2002 年的定義產生影響。 AAIDD 於 2002 年提出第 10 版定義，將 智能障礙界定為： 「智能障礙是一種同時在心智能力和 適應能力有顯著限制的障礙，表現在 概念的、社會的和應用的適應技能 上。這種障礙發生在 18 歲以前。」 （Luckasson et al., 2002: 1） 將適應行為界定為概念、社會和應用等三 方 面 的 技 能 （ 鈕 文 英 ，2003 ； Okland & Harrison, 2008），這樣的分類主要是透過因素 分 析 相 關 研 究 （Thompson, McGrew, & Bruininks, 1999; Widaman & McGrew, 1996）獲 得的實證性成果。2010 年版之定義大致上延 續 2002 年版定義，主要依據「生態」觀點， 強調「環境」和「個人能力」互動的過程及重 要性，著重個人在所處環境的功能表現；在名 詞 上 ， 將 「 mental retardation 」 改 為 「intellectual disability」；保留 2002 年定義、 對於定義的五項假設，以及維持「多向度」的 診斷模式，另外將 2002 年定義中的「參與、 互動和社會角色」修改為「參與」，同時對於 「健康」和「情境」向度的內涵進行些微調整 （鈕文英，2010）。2010 年智能障礙概念性架 構如圖一。 圖一 美國智能與發展障礙協會對於人類功能所發展之概念性架構 註：修改處為增加灰色區塊。 資料來源：修正自Buntinx（2006: 311）。 Ⅰ.智力 Ⅲ.健康 Ⅱ.適應行為 Ⅴ.情境 Ⅳ.參與 人 類 功 能 支 持二、「適應行為」和「活動與參與」
間的關係
AAIDD 在 2002 年的多向度分類系統有五 個概念，包括智力、適應行為、健康、參與度 以及環境背景等五個因素，到了 2010 年版本 時，除加強其意涵外，也強調與ICF 的連結。 Schalock（2011）指出，ICF 將人類功能分為 健康狀態（障礙與疾病）、身體功能和結構 （損傷）、活動、參與、環境因素和個人因素 等六個因素。二者均將人類功能視為是多向度 的概念。大致上，AAIDD 和 ICF 兩個系統在 多向度功能架構下的關係，如表一。 表一 ICF 與 AAIDD 系統「多向度」模式架構之比較 ICF AAIDD 健康狀況 身體功能及結構 活動 參與 情境因素 智力 * 適應行為 * 參與 * 健康 * * 情境 * 註：研究者將AAIDD 五個因素從內文放到表格中。 資料來源：修改自Buntinx（2006: 312）。 兩者間可分為理論模式、定義、評量及支 持系統等四個層次加以說明。 （一）理論模式 ICF 和 AAIDD 除 均 主 張 人 類 功 能 （human functioning）的觀點外，亦強調生態 的支持，因此可視為「雙重模式」（dual ap-proach），但也仍將障礙的生物醫學模式納入 思 考 中 （Schalock & Luckasson, 2004 ）。 此 外，兩者均重視功能和失能的動態概念，同時 著重功能的正向與反向意義，例如：優勢和限 制、環境的促進與阻礙，亦均透過正向的概念 提供障礙者改善生活；再者，兩者並非僅以單 一主觀或客觀的角度來做決策，而是嘗試融合 障 礙 的 醫 學 、 心 理 和 社 會 模 式 等 概 念 （Buntinx, 2006）。 （二）定義層次 AAIDD 在智能障礙的定義上可分為三個 層 面 ： 第 一 個 層 面 是 對 於 智 力 的 標 準 ， AAIDD 主張智能障礙需在智力功能上顯著低 於平均水準，與 ICF 向度中的身體功能（b1 心智和智力功能）有關聯；第二個層面則是適 應技能，AAIDD 認為智能障礙需在適應技能 上有顯著限制，與ICF 中的活動領域相符；第 三個層面是主張智能障礙發生在 18 歲以下， 與ICF 環境因素中的個人因素較為密切，其關 係可歸納如表二。 （三）評量層次 雖然ICF 並非直接用來評量，但由於其架 構和大規模的分類系統，在許多領域中，其架 構仍可發展成評量工具和程序，而 AAIDD 發 展的評量架構與原則，則特別針對智能障礙之 需求，但兩者的評量均以多向度評量歷程作為 基礎，因而可說是兩者的評量層次是相容的。 美國智能障礙協會指出，在評量適應行為時， 可以運用「活動與參與」領域中的分類，進一 步 描 述 有 關 適 應 行 為 和 參 與 度 的 表 現 （Luckasson et al., 2002）。表二 AAIDD 定義與 ICF 對應領域之關係 AAIDD 定義的標準 對於定義的說明 ICF 的對應領域 狀態（state） 智能障礙為一障礙（個體功能在社會情境顯 現困難，且個人表現持續低於平均水準） 身體功能和結構 活動 參與 第一個標準 在智力功能有顯著限制 身體功能 第二個標準 在適應行為，例如：概念、社會與應能等適 應技能顯著有限制 活動 第三個標準 發生在18 歲之前 情境（個人和環境）因素 註：研究者將「ICF 對應領域」的資訊從內文整理至表格中。 資料來源：修正自Buntinx（2006: 313）。 （四）支持層次 AAIDD 系統中最核心的概念就是「支 持」，模式中假設針對個體描述優弱勢、促進 與阻礙，進而針對這些需求發展支持需求的服 務，因此，AAIDD 強調是障礙的支持派典， 同時也被視為是模式中描述個人功能中的一個 向度。而在ICF 模式中，不是將支持單獨列為 向度，而是放在環境因素中，著重在個人支持 與人際支持。另外，ICF 模式也將結構性的服 務、組織和法令作為是障礙者的一種支持系 統。 Buntinx（2006）將 AAIDD 適應行為與 ICF 活動與參與之關係加以整理，研究者彙整 如圖二，可見兩個系統間之關聯性。由於兩個 系統在障礙及潛在派典的概念和理論模式上有 高度相似之處（Buntinx, 2006; Luckasson et al., 2002），兩者在人類功能架構也有一致的看 法，因此，Schalock（2011）極力主張兩個模 式間需要更多的合作機會，方能在實務上獲得 更為豐富的成果。Buntinx 認為，如要將兩個 模式整合，並在實務上加以運用，可將ICF 作 為 AAIDD 系統在評量資源內容上的補充。首 先，可將ICF 向度作為評量工具的向度，進行 診斷；另外，AAIDD 系統可以使用 ICF 的編 碼系統來作為適應行為技能內涵，將對實際評 量有所幫助。
研究方法
一、研究設計
（一）量表評量對象 考量以往適應行為量表發展題目大多以 6 到 18 歲者進行評量，題目的設計難以符合所 有年齡層的需求，且在測量上較容易產生「天 花板」效應，難以評量到較大年齡者的實際能 力。另外，從發展的觀點來看，人類的能力會 隨 年 齡 而 有 不 同 的 發 展 階 段 與 重 點 ， Luckasson 等人（2002）對於適應行為診斷提 出幾點假定，強調適應行為應針對不同發展階 段（學前、兒童期、青少年前期、青少年後 期、成人）加以檢視，因此，本研究將針對 12 到 18 歲青少年階段智能障礙者為對象進行 量表發展。 （二）評量人員 大部分的適應行為量表均採第三者評量為 主，主要是設計給熟悉受評者日常生活各方面 表現的人員進行評量，本研究所發展之量表主 要以學校情境作為重點，因此，評量人員是由 平常與受評學生互動較為密切者擔任（除一年 級學生外，至少相處或認識一年以上者），在 評量過程中，如果主要評量人員在某些題項中 無法填答，則建議由學生家長或其他認識學生圖二 ICF 與 AAIDD 多向度模式之關聯性 註：修改處為將六張圖合併為一張，並以不同線條表示。 資料來源：修正自Buntinx（2006: 315-317）。 （受評者）之教師或同儕協助完成。另外，一 般學生的評量方式則採自評。 （三）題目發展依據 量表題目主要以 ICF-CY 中活動與參與領 域的第二層類目為依據，為使量表發展有所依 循，並以下面各項原則進行題目編製： 1.是一般人日常生活中必須具備之技能或 能力。 2.符合 12 到 18 歲年齡之青少年的身心發 展特性。 3.依據 AAIDD 智能障礙定義第 10 版對適 應技能的看法，將非適應行為的肢體能力加以 排除，包括第四章「移動」中改變和維持身體 姿勢（d410-d429）以及運送、移動和處理物 品（d430-d449）等類目剔除。 4.排除較為主觀且難以評量之類目，例 如：第九章中的d930「宗教與靈性」。 5.納入美國智能與發展障礙協會對適應技 能的看法，加入易受欺騙、容易相信和資訊運 用等題目。例如：易受欺騙和容易相信納入 d720「複雜人際關係」，而資訊運用則納入 d360「使用溝通裝置和技術」中。 （四）量表評定層面 ICF-CY 可分別針對「表現」與「能力」 AAIDD 模式 健康 身體功能與結構 活動 參與 活動 活動 智力 適應行為 參與和角色 健康與環境 情境 個 人 功 能 支 持 ICF 模式
兩個不同限定值做評定，表現是指個人在沒有 提供協助下於現在環境中的表現，而能力則是 指個體執行任務或能力時，在特定情境下和特 定範疇所能達到最高水準或程度，並要求需要 有「標準化」環境來進行評量，就實務上來 說，表現的評量似乎較容易為人所接受和理 解，因此，本研究僅針對「表現」限定值加以 評量。 （五）量表題項評定方式 依據 ICF-CY 對於限定值的說明，將障礙 或損傷的程度分為 0 到 4，「0」為沒有問題、 「1」為輕度問題、「2」為中度問題、「3」為 重度問題、「4」為極重度問題。依此標準作為 評定之依據，其標準如表三，因此在得分上， 量表總分愈低，表示個人能力愈佳。
二、研究對象
（一）內容檢核人員 在形成量表初稿後，為使量表發展更臻周 全，本研究邀請 13 位相關專家學者進行內容 效度檢核工作。除邀請六位特殊教育教師和五 位學者進行檢視外，同時邀請兩位輔導教師從 一般青少年發展的角度提供意見，於 2013 年 1 月發出，2 月底前回收，人員名單如表四。 表三 本研究量表評定標準 分數標準 分類 程度 量尺標準 0 無問題 沒有、不存在、微不足道 0〜4% 1 輕度問題 輕微的、低的 5%〜24% 2 中度問題 中等的、一般的 25%〜49% 3 重度問題 高度的、非常的 50%〜95% 4 極重度問題 完全的 96%〜100% 資料來源：整理自WHO（2007: 58）。 表四 青少年智能障礙學生活動與參與量表內容檢核人員名單 職稱 編號 學、經歷 教師 A1 國中資源班教師、特教博士 教師 A2 國中資源班班教師、特教碩士 教師 A3 國中特教班教師、特教博士 教師 A4 國中特教班教師、特教碩士 教師 A5 國中高職特教班教師、特教碩士 教師 A6 特殊學校國中部教師、特教博士 教師 B1 國中輔導教師兼資料組長、心輔系畢業 教師 B2 國中輔導教師、輔導諮商博士 教授 C1 特教系教授 教授 C2 特教系教授 教授 C3 特教系教授 教授 C4 社會福利系教授、ICF 專家 助理教授 C5 公共衛生系助理教授、ICF 專家（二）預試之研究樣本 預試採用分層叢集抽樣，對象為101 學年 度就讀高雄市國中、高中職之智能障礙學生； 另外，為使樣本能反映母群特性，本研究之樣 本挑選含括市區與偏遠地區學校。從101 學年 度特教通報網（2013 年 3 月 20 日網路公布） 得知，兩個階段的智能障礙共有 2,143 人，本 研究約選取母群的五分之一，共 400 名學生進 行預試，依據母群比例進行抽樣，由於系統僅 能針對班別和障別分別查詢人數，為精確掌握 資源班和特教班智能障礙學生人數，向高雄市 特教資源中心詢問兩個班別中智能障礙學生人 數，除作為預試之用，也作為推估正式施測人 數之參考。一般國中有 164 名（41%），特殊 學校國中部有28 名（7%），一般高中職有 120 名 （30% ）， 特 殊 學 校 高 職 部 則 是 88 名 （22%），其中一般國中智能障礙學生多安置 於不分類身心障礙資源班和特教班，因此，針 對兩個班別進行抽樣，特教班和資源班分別占 一般國中智能障礙學生的56%和 44%，故特教 班抽樣人數為94 人、資源班為 72 人。 完成預試題目修正後，於 2013 年 3 月底 以電話徵詢，共邀請到 18 所學校協助施測工 作，其中，國中特教班有四所、資源班有 10 所（其中兩所同時設有特殊班）、高職特教班 有三所、特殊學校國中部有一所、特殊學校高 職部有兩所，於發放三週後催收，4 月底完成 回收。實際回收390 份，回收率為 97.5%，其 中一所國中將發放之數量搞錯，因此特教班少 收兩份，而資源班則多收了兩份，另外有一所 國中資源班因將備用問卷兩份予以填答，因此 在資源班部分比預計所收份數多出四份，而高 職特教班有 12 份未能順利回收，僅回收 108 份。 （三）正式施測樣本 正式施測樣本分為一般學生和智能障礙學 生兩個群體，其中一般學生作為常模建置之 用，依據教育部101 學年度中等教育階段學生 統計資料（教育部，2012c），共選取 1,800 名，而智能障礙學生則是依據教育部特教通報 網（2013 年 3 月 20 日）資料進行抽樣，同樣 抽取 1,800 名，其中，資源班和特教班人數比 例因無法從通報網完全得知，因此，依循預試 的比例進行抽樣，兩個群體合計 3,600 名，以 下分別說明抽樣方法與比例。 1.一般學生樣本 全 國 中 等 教 育 階 段 學 生 共 有 1,606,370 人，其中，國中學生約占 52.2%，而高中職學 生則是 47.8%，採取分層叢集抽樣，將全國分 為北、中、南、東等四個區域，抽樣人數和比 例如表五。實際抽樣時，原則上是以班級為單 位進行，因此，抽樣結果會略高或低於該地區 抽樣人數。為使抽樣符合母群各次群體比率， 盡量平均選取都市和鄉村地區的學校，而高中 和高職也盡量分別加以選取。 表五 正式施測一般學生樣本與母群地區分布表 地區 國中 高中職 合計 北 417（44.3%） 389（45.3%） 806 中 251（26.7%） 218（25.4%） 469 南 250（26.6%） 230（26.8%） 480 東 23（ 2.4%） 22（ 2.6%） 45 合計 941（100%） 859（100%） 1,800
在確認抽樣人數後，以電話徵詢問，共邀 請到12 所國中和七所高中職，於 2013 年 5 月 郵寄問卷至各校後，由教師轉發問卷和說明填 答 方 式 。 發 放 後 一 個 月 進 行 催 收 ， 共 回 收 1,717 份問卷，將嚴重漏答或未填答者加以剔 除，有效問卷共 1,676 份。其中，在性別方 面，各分區比例大致上沒有太大差異，所有男 生占49.2%，而女生占了全體抽樣的 50.8%。 2.智能障礙樣本 智能障礙群體依據北、中、南、東等四個 區域和五種班級類型進行抽樣，在普通學校國 中階段共選取 720 名，其中，資源班部分為 317 名，占普通國中智能障礙人數的 44%，而 特教班則是403 名智能障礙學生，占普通國中 智能障礙人數的56%。依據各區五種班級抽樣 人數，共邀請到 99 所學校協助施測。於 2013 年 5 月發出，於一個月後開始催收，共回收 1,713 份，回收後，進行問卷之整理，剔除無 效問卷 27 份，有效回收份數為 1,686 份，有 效回收率為 93.67%。其中，在性別方面，男 生共有987 人，占整體人數的 58.5%，另外， 女生有699 人，占整體人數的 41.5%，檢視通 報網資料，男、女生比例約與母群大致相符。 3.信度證據的研究樣本 在信度方面，分別針對重測信度和評分者 一致性信度分析所選取的樣本加以說明。 （1）重測信度之研究樣本 考量研究時間的限制，以及預試量表題目 刪減僅有二題，故決定以預試版本進行重測， 節省回收時間。重測信度所選取之對象，以立 意抽樣方式選取 42 人，作為重測信度之樣 本，在間隔四週後，郵寄給同一位教師進行評 量並全數回收。其中包括資源班 22 名、國中 特教班 18 名以及特殊學校高職部三名。在回 收 樣 本 中 ， 男 、 女 各 為 50% 、 資 源 班 為 38.1%、特教班為 47.6%、特殊學校國中部和 高職部均為 7.1%；在障別上，則多為智能障 礙，占73.8%、自閉症占 4.8%、自閉症伴隨智 能障礙占 9.5%、多重障礙占 9.5%、其他占 2.4%，而在障礙程度上，輕度為 57.1%、中度 為21.4%、重度為 11.9%，極重度則為 9.5%。 （2）評分者一致性信度 評分者一致性信度的實施採立意取樣方式 進行，隨著正式施測同時寄發，由於目前國中 特教班均設置兩位導師，對於學生的認識應大 致相同，因此，研究者以兩位導師針對同一位 受試進行評定工作，針對八所學校共發出 64 份問卷（32 位學生），結果全數回收。在樣本 中，男、女分別為 40.1%、59.9%，一年級為 56.3%，二、三年級均為 21.9%，其中智能障 礙共78.1%、自閉症和多重障礙分別為 12.5 和 9.4%，在障礙程度上，輕度為 21.9%，中度為 62.5%，重度則為 15.6%。 4.效度相關證據之研究樣本 以下針對效標效度以及構念效度兩種效度 選取樣本方式進行說明。 （1）效標效度樣本 本研究對於效標效度資料的蒐集分為兩部 分：第一部分是在正式施測時，請教師填寫智 力測驗得分，共取得450 位學生之智力測驗分 數；另外，則是選擇高雄市和屏東縣正式施測 之學校，請教師提供受評學生一年內施測的 「修訂中華適應行為量表」得分，共取得 46 名樣本的資料。研究者亦請高雄市教師提供智 力測驗和適應行為量表紙本資料，進行資料驗 證工作，結果與教師所填寫之內容一致。 （2）構念效度樣本 由智能障礙群體中透過隨機抽樣方式分為 三組，從中選取一組進行試探性因素分析，人 數為562 人。 5.建立常模之樣本 一般而言，在建立常模上，大多以一般學 生為群體，另外選取一定比例的智能障礙學生 進行常模建置，此法固然有其便利之處，但亦
有其缺點，例如：中重度學生因人數較少，透 過比例抽取時，就已經在抽樣時被捨棄，而本 研究為能充分運用蒐集到的樣本，採加權方式 分別給予一般學生和智能障礙學生不同比例的 權數。一般學生約占母群的 97.7%左右，而智 能障礙學生依據負兩個標準差的切截標準，大 約為 2.3%左右，以總人數分別乘以 97.7%和 2.3%，以取得兩個群體在母群應有之人數，另 外分別除以一般生人數和智能障礙人數，便可 獲得兩個群體之加權係數，權數如表六。 表六 一般學生與智能障礙學生不同年齡組權數一覽 年齡組 總人數 一般生比例 智障生比例 一般生人數 智障生人數 一般生權數 智障生權數 12 134 130.918 3.082 78 56 1.68 0.06 13 541 528.557 12.443 315 226 1.68 0.06 14 540 527.580 12.420 302 238 1.75 0.05 15 603 589.131 13.869 294 309 2.00 0.04 16 516 504.132 11.868 235 281 2.15 0.04 17 485 473.845 11.155 216 269 2.19 0.04 18 431 421.087 9.913 177 254 2.38 0.04 全體 3,362 3284.674 77.326 1,676 1,686 1.96 0.05
三、研究工具
（一）題目發展階段 由於量表是以一般學生為常模，為使題目 符合國內青少年現況，因此在發展題目前，自 編一份「國中學生日常生活狀況調查表」，針 對高雄市 14 所國中一年級各隨機發放一個班 級，共回收440 份問卷，以了解國中學生日常 生活情形，例如：從事家事的類型、使用的家 庭用品、購物地點、休閒活動類型、使用電 話、手機與電腦以及交通工具等能力。 （二）預試階段 1.試題編輯與修改 研究者依據活動與參與九個向度的類目進 行題目編輯，共形成400 題初稿，以專家學者 檢核與AiKen 內容效度係數作為題目的增刪的 依據，形成預試共 276 題，其中，第一章 57 題、第二章 25 題、第三章 31 題、第四章 3 題、第五章 48 題、第六章 27 題、第七章 36 題、第八章 38 題、第九章 10 題，共包含了 65 個類目，另外在每一題後面均附上活動與 參與的第二階編碼。 2.預試題本發展 在題本編輯上，除了撰寫評量者說明外， 另外針對評定值的標準加以說明。由於預試有 276 題，為提高填答意願，同時加快回收速 度，採用題目反應理論（item response theory, IRT）進行預試工作，將題本分為三個版本， 每個版本所填答之題目數量相等，均為 205 題，將相同類目中的題目刪除，例如：d137 共有三題，填寫任何一個版本之教師不需要填 答三題，僅需要填答兩題即可，採用共同答題 來估測所有試題之參數。 （三）正式施測階段 在預試結束後，刪除兩題適配度欠佳的題 目，共得到 274 題正式題目，而在研究變項 上，為了進行效標效度分析，增加了智力分數 變項，其餘評量者說明和題項內容則依循預試 之設計，進行正式施測。四、資料處理與分析
本研究資料處理主要使用 SPSS 21.0、 AMOS 21.0 以及 WINSTEPS 3.66 等軟體進行 資料分析，以下依據所運用的各種方法簡要說 明如下： （一）內容效度分析 以SPSS 程式語法進行 AiKen 內容效度係 數之計算，請專家針對題項勾選「保留」、 「修正」和「刪除」等三種，評定每個題目， 並視為是「三點量尺」，其中，「保留」為 「3」、「修正」為 2、「刪除」為 1，由研究 者輸入資料，以 SPSS 語法進行計算，係數決 斷值取在「.64」之標準，另外配合專家建 議，由研究者綜合研判題目予以刪除或保留。 （二）預試分析階段 在預試階段，以 SPSS 進行敘述統計工 作 ， 包 括 平 均 數 和 標 準 差 ， 另 外 透 過 WINSTEPS 進行題目分析、針對受試者信度、 向度信度、個別試題信度、受試能力估計以及 試題難鑑別度等進行分析。 由於本研究預試題目較多，本研究在預試 工作上採取部分試題作答，減少教師填答負 擔，再透過IRT 來進行題目和受試能力估計工 作，同時進行信度檢視。 （三）正式施測階段 1.敘述統計 針對一般生和智能障礙學生兩個群體進行 平均數、標準差和標準化平均差異量數（即 Cohen d）分析。 2.效度分析 （1）效標關聯效度 以結構方程模式軟體Amos 探討本研究量 表與智力分數及修訂中華適應行為量表間的關 聯性。 （2）構念效度 除針對一般學生和智能障礙學生進行群體 的差異比較外，分別針對智能障礙學生不同年 齡、階段、性別、年級、班級類型、障礙類 別、障礙程度等背景變項，進行 t 檢定或單因 子變異數分析，以了解不同背景智能障礙學生 是否有顯著差異。若有顯著差異且超過兩組， 則進行事後比較，以了解本量表是否可以明確 區分不同群體的能力。而在因素分析方面則進 行試探性因素分析，以探討量表之因素結構。 兩種構念效度之分析均以SPSS 進行。 3.信度分析 各種信度之分析工作，均以 SPSS 進行。 內部一致性信度以Cronbach’s α 信度求取正式 施測中九個向度與全量表的內部一致性信度。 而重測信度與評分者一致性信度則分別計算其 皮爾森（Pearson）積差相關係數。研究結果與討論
一、預試結果分析
在預試分析工作上，以 WINSTEPS 進行 Rasch 模式分析，結果如表七。IRT 最主要的 優點是可以得到具有等距量尺水準的題目及受 試能力參數估計值。Rasch 模式是將題目參數 標準化為 0，本量表之計分方式是分數愈高， 代表障礙程度愈高，因此，受試參數明顯超過 0 的分量表，表示該分量表所測的功能大致上 是受試尚未具備者；反之，受試參數明顯低於 0 的分量表，則表示受試已經具備者。表七 中，受試參數平均值僅有第一章為正值，且趨 近於 0，表示第一章題目對受試難易適中，能 較有效地區分智能障礙學生在「學習與應用知 識」的能力之高低。第五章為所有向度參數平 均最低者，推測該向度主要是評量自我照顧的 能力，不少題目對於中等以上能力的智能障礙 學生來說，是偏易的技能。分量表試題信度 從.88〜.99，表示試題信度良好。表七 預試各向度整體受試與試題統計摘要一覽 向度 受試向度 試題向度 人數 受試參數平均 受試信度 題數 試題信度 C1 390 0.03 0.98 57 0.99 C2 383 -0.81 0.93 25 0.98 C3 371 -0.45 0.96 31 0.88 C4 258 -0.18 0.56 3 0.96 C5 385 -1.60 0.96 49 0.98 C6 383 -0.78 0.95 27 0.99 C7 383 -0.65 0.96 37 0.97 C8 369 -0.61 0.92 38 0.98 C9 349 -0.43 0.85 10 0.99 註：C1 表學習和應用知識、C2 表一般任務與需求、C3 表溝通、C4 表移動、C5 表生活自理、C6 表家庭生 活、C7 表人際交往與人際關係、C8 表主要生活領域以及社區、C9 表社會與公民生活。 在分析工作上進行模式適合度之評估，此 部分是檢視題目的外適合度與內適合度。其 中 ， 內 適 合 度 是 「 加 權 適 合 度 」（weighted fit）指標，它給予標的觀察值較大之加權，外 適 合 度 則 是 「 未 加 權 適 合 度 」（unweighted fit）指標。所謂的外適合度是「極端值—敏感 適合度統計數」（outlier-sensitive fit statistic）， 這是依據傳統χ2的計算方法之統計數，也就是 一般所謂的均方（mean-square），而均方本身 的期望值是 1，範圍可能從 0 到無限大，若超 過1 太多，則表示實際資料與 Rasch 模式預期 的有過大的差距。在 WINSTEPS 軟體中，對 於均方的評鑑標準是不超過 1.5，結果如表 八。外適合度、內適合度超過 1.5 以上的題目 共有 25 題，占總題數的 9.1%。各題得分與 Rasch 估計的受試能力參數之積差相關大多介 於.70 〜 .80 ， 考 量 實 際 評 量 需 求 ， 僅 刪 除 d720_14「不會講他人的壞話或在背後批評他 人」和 d510「在洗手後，會將手擦乾」兩 題，其餘23 題均予以保留。 表八 各向度中各題適配度指標和信度摘要一覽 向度 題數 內適合度低於1.5 的題數 外適合度低於1.5 的題數 內、外適合度均超過 1.5 的題數 C1 57 54 54 1 C2 25 23 23 2 C3 31 29 30 0 C4 3 3 2 0 C5 49 46 44 2 C6 27 27 25 0 C7 37 35 35 0 C8 38 34 32 4 C9 10 10 10 0 註：C1 表學習和應用知識、C2 表一般任務與需求、C3 表溝通、C4 表移動、C5 表生活自理、C6 表家庭生 活、C7 表人際交往與人際關係、C8 表主要生活領域以及社區、C9 表社會與公民生活。
另外，d845_4「能接受雇主或負責人面 試」和 d845_5「能穿著合適的衣服前往面 試」兩題由於僅需高職三年級學生填寫，在人 數偏低的情況下，應是部分偏離值較大的樣本 影響適合度所致，因此也予以保留，到正式施 測時再行檢視。25 題適合度偏大的題目中， d161_2「在吵鬧的環境中，能聆聽他人說話而 不會分心」、d250_3「能控制情緒，不容易發 脾氣或哭鬧，如：被他人踩到、被他人撞倒」 和 d530_1「能自行小便」等三題的適合度超 過 2.0 以上，但檢試題目內容與智能障礙學生 日常生活功能關係密切，因此先予以保留。另 外，d530_3「不會憋尿」，有老師反應題目是 概念較難以評量，與其他題目正面描述有所不 同，較難評定，因此將題目修改為「能依需求 上廁所」，以作為正式施測之題目內容敘述。
二、效度
在效度方面，提供有關效標效度和構念效 度，以下簡要說明。 （一）構念效度 1.群體間的比較 將兩個群體各向度總分平均數與標準差整 理如表九，並進行平均數差異統計檢定，從表 九可知，兩個群體在各向度和總分平均數有所 差 異 ， 標 準 化 平 均 差 異 量 數 （d ） 在 .99 〜 1.77，其中，生活自理能力差異較小，學習與 應用知識則是最大。其中第一章、第四章、第 九章與全量表效果量d 值均超過 1.5 以上的效 果量；換句話說，均超過 1.5 個標準差，其他 向度也有 1.0 個標準差以上的差異程度。另 外，兩個群體依據年齡進行分組，一般學生扣 除未填答年齡者 59 人，每一個年齡分為一 組，其中19 歲以上僅有六人，因此併入到 18 歲組；另外智能障礙學生排除未填答年齡者 53 人後，19 歲以上僅有 45 人，與 18 歲組合 併，除 12 歲組僅有 134 人外，各組人數大致 上在500 人左右，如表十。 觀察兩組學生在標準化平均差異量數的表 現，有隨著年齡差距減小的趨勢，如表十。其 中，差異最大的是 12 歲、13 歲和 14 歲，一 般生與智障生差異達兩個標準差以上，顯示年 齡愈低，兩群體間的差異有愈大之傾向。一般 生與智障生在 15 歲以上雖有很大差異，但二 者之差異已縮小到 1.5 個標準差以下，顯示隨 著年齡增長，一般生與智障生活動與參與能力 之差異有縮小之趨勢。 表九 一般學生與智能障礙學生各向度與總分之基本統計一覽 向度 一般生（n=1,676） 智障生（n=1,686） t 值 d d_se 平均數 標準差 平均數 標準差 C1 23.61 27.42 108.79 63.55 1.55 1.74 .04 C2 11.50 13.08 38.20 28.35 1.86 1.21 .04 C3 12.55 16.35 54.55 34.97 1.60 1.54 .04 C4 0.88 1.71 5.45 4.16 1.39 1.44 .04 C5 8.98 15.41 41.37 43.45 1.55 0.99 .04 C6 8.42 12.94 43.49 32.53 1.48 1.42 .04 C7 15.10 18.35 56.19 36.22 1.74 1.42 .04 C8 8.09 11.47 38.53 27.98 1.53 1.42 .04 C9 4.16 5.68 18.91 11.17 1.56 1.66 .04 全量表 93.27 108.27 405.48 262.15 1.60 1.66 .04 註：d_se 為效果量的標準差。表十 一般學生與智能障礙學生標準化平均差異量數一覽
年齡組
一般生 智障生
d d_se d_CIU d_CIL 人數 平均數 標準差 人數 平均數 標準差 12 78 97.10 113.80 56 502.96 219.46 2.44 0.23 2.89 1.99 13 315 91.64 102.48 226 514.41 236.12 2.47 0.12 2.69 2.24 14 302 96.65 115.18 238 489.04 271.01 1.97 0.11 2.17 1.76 15 294 102.27 106.49 309 400.81 263.06 1.48 0.09 1.66 1.29 16 235 83.75 117.26 281 331.32 240.08 1.28 0.10 1.47 1.09 17 216 100.02 106.05 269 331.28 235.04 1.23 0.10 1.42 1.03 18 177 82.03 95.72 254 349.15 264.55 1.26 0.11 1.47 1.05 註：d_se 為 d 值的誤差、d_CIU 為 95%信賴區間的上限（Upper limit），d_CIL為 95%信賴區間的下限
（Lower limit）。 最後以折線圖呈現各年齡在總分平均數上 的表現，如圖三，一般學生的「活動與參與」 能力沒有隨年齡增加而有太大的改變，而智能 障礙學生仍會隨著年齡的成長在能力上有所增 進。推測其原因，以活動與參與能力而言，絕 大部分一般生到國中階段均已接近成熟，因 此，整個中學階段隨年級而成長之現象不大明 顯，加上一般生幾乎都會就讀高中職，國中 圖三 兩個群體在不同年齡之總分平均數折線圖
生與高中生母群大致相同，因此，國中至高中 階段基本生活適應能力沒有明顯陡升之現象。 智能障礙學生活動與參與能力之發展明顯不如 一般生，進入國中後，仍有明顯隨年級而成長 之現象。另外，智能障礙學生就讀高中職之比 率低於一般生，沒有進入高中職就讀的智能障 礙學生大部分可能是活動與參與能力較差者， 導致高中職智能障礙學生之基本生活適應能力 較明顯優於國中智能障礙學生。上述分析或許 可以用來解釋一般生與智障生基本生活適應能 力之差距，國中階段要高於高中職階段之原 因。 本研究在一般學生和智能障礙學生的平均 數差異程度，大多可以超過負.15 個標準差， 與修訂中華適應行為量表結果相仿。從一般學 生的表現可以知道，一般學生在青少年階段的 身心發展較穩定，因此，不管是哪一個年齡 層，各個向度和全量表都沒有顯著的差異，但 智能障礙學生卻仍然有隨著年齡改變的特質， 顯 示 兩 個 群 體 在 發 展 階 段 上 的 落 差 。 Thambirajah（2011）指出，理論上，發展的軌 跡可分為四個類型，分別是常態發展（normal development ） 、 發 展 性 障 礙 （ developmental disorder）、發展遲緩（developmental delay） 和發展倒退（developmental regression）。所 謂的常態發展，是指一般學生在某一個年齡程 後，表現達到成熟階段，發展就會趨於平穩； 而發展性障礙學生則是在發展上遲緩且持續存 在，並且導致在行為能力上廣泛性和跨時間性 的困難，雖然在能力上會有所增進，但仍與一 般學生有一段差距存在，如圖四。因此，從本 研究所獲得之實證資料可以驗證理論，也就是 智能障礙學生在發展歷程上到了身心發展的穩 定期，在活動與參與能力上，會與一般學生保 持一定程度的差距。 另外針對智能障礙學生群體各背景變項進 行變異數分析，檢視所得結果是否與理論預期 相符，以作為另一項構念效度之證據。 （1）性別 不同性別之智能障礙學生在總分上之平均 數分別為 431.59 和 368.62，而 t 檢定結果為 4.89（p<.001），顯示性別間表現有顯著的差 異，Cohen d 值為-.24，為小效果量，表示性別 的總分平均數之間有.24 個標準差的差距，且 女生優於男生，如表十一。本研究發現，在性 別上的活動與參與能力有所差異，而盧台華等 圖四 假定派典（hypothetical diagram）所呈現的不同發展軌跡 資料來源：引自Thambirajah（2011: 19）。 A.一般發展 B.發展性障礙 C.發展遲緩 D.發展倒退 實際年齡
表十一 智能障礙性別與階段別 t 檢定、平均差異量數結果一覽
變項 t 值 Cohen d d_se d_CIU d_CIL 差異比較結果 性別 4.89*** -.24 .05 -.15 -.34 女＞男 階段別 4.89*** .63 .05 -.53 -.73 高中職＞國中 註：d_se 為 d 值的誤差、d_CIU 為 95%信賴區間的上限（upper limit），d_CIL為 95%信賴區間的下限
（lower limit）。 人（2006）的研究結果卻發現男、女生在適應 行為上的表現沒有差異；吳武典等人（2004） 研究指出女生優於男生；徐享良（1999）的研 究也有相同的結論。但 Oakland 和 Harrisson （2008）的研究卻指出，性別在適應行為不會 有統計上的顯著性，Boney 進行適應技能領域 的性別差異比較，同樣也屬於小效果量，這個 結果與本研究男女生效果量值的差異為-.24 相 仿（引自Oakalnd & Harrison, 2008）。
（2）階段別 以不同階段別而言，高職階段表現優於國 中階段學生，如表十一，且 d 值達.63，顯示 兩個階段之間的差異為中效果量，顯示高職學 生之表現優於國中學生，二者差異達.63 個標 準差。 （3）年齡 不同年齡層學生變異數分析結果達顯著 （F=22.97, p＜.001），如表十二，表示不同年 齡間有所差異，因此，採取 Scheffé 法進行事 後比較，結果發現年齡愈高，智能障礙學生在 活動與參與上的整體表現愈佳。檢視 η2值， 也就是所謂的關聯強度指數為.08，以 Cohen 的標準來看，其關聯強度屬於中效果量。相關 學者認為，適應行為本身是一種發展性的行 為，會隨著年齡增加並趨於穩定（吳武典等， 2004 ； 徐 享 良 ， 2007 ； Oakalnd & Harrison, 2008）。本研究所發展之量表在年齡上大致符 合隨著年齡愈高表現愈佳的結果，與相關研究 的結果一致，Oakalnd 和 Harrison（2008）認 為，這樣的結果就如同其他發展性測驗的結果 是一致的。但可能會因為量表發展的年齡階段 不同，而有所差異。從階段別和年齡來看，活 動與參與能力會因年齡而有成長，但影響的因 素仍有待後續研究提供訊息。 表十二 智能障礙不同變項之單因子變異數分析與事後比較結果一覽 變項 F 值 η2 事後比較結果 年齡別 22.97*** .08 17yr＞16yr＞18yr＞15yr＞14yr＞12yr＞13yr 班級別 178.27*** .30 高職特教班＞國中資源班＞特殊學校高職部＞國中特教班 障礙別 98.07*** .07 智障＞自閉症＞自閉症伴隨智障＞多障＞其他 障礙程度別 344.42*** .09 輕度＞未註明＞中度＞重度＞極重度 （4）不同班級類型 不同班級類型的全量表分數上有差異，其 F 值為 178.27（p<.001），η2為.30，顯示不同 班 級 類 型 在 量 表 總 分 上 可 以 解 釋 的 變 異 為 30%，如表十二，因此進行事後比較，高職特 教班在分數上的表現優於國中資源班、特殊學 校高職部、國中特教班以及特殊學校國中部 等，與國內智能障礙學生依據能力安置的現況 大致相符。 （5）不同障礙類別
不 同 障 礙 類 別 間 的 F 值 為 98.97 （p<.001），如表十二，達顯著水準，經過事 後比較發現，智能障礙表現優於其他類別，接 下來依序為自閉症、自閉症伴隨智能障礙、多 重障礙和其他障礙者。 （6）不同障礙程度 不同障礙程度在總分平均數上有顯著差異 （F=344.42, p<.001），η2為.09，如表十二，可 以解釋的變異達 9%，大致上可說是有障礙程 度愈輕，活動與參與能力也愈佳之傾向，惟影 響活動與參與能力仍有其他重要因素，有待後 續研究繼續探討。其中，值得注意的是，本研 究中的「未註明障礙程度」其實分為兩類，其 中一類是教育局核發之身心障礙證明，未註明 障礙程度；二則是填答人員未將受試的障礙程 度填入所致，以第一類學生為多，而教育局核 發之證明多為輕度，因此在分數表現上較近似 輕度智能障礙學生的能力。本研究結果指出， 障礙程度愈輕，在活動與參與能力上的表現也 愈 佳 。 而 吳 武 典 等 人 （2004 ） 與 徐 享 良 （1999 ） 的 研 究 也 有 相 同 的 結 論 。 Spreat （1999）認為，在適應行為上的評量表現會與 所需要的支持程度有關，換句話說，在量表上 得到低分者，其服務需求也會愈多，因此從這 個觀點，障礙程度跟量表分數應是正相關的關 係。 為了解一般學生與不同程度智能障礙學生 在總分平均數表現的差異情形，以一般學生為 對照，進行效果量計算，結果如表十三。一般 學生與不同障礙程度的智能障礙學生在活動與 參與能力上的差異程度，隨著障礙程度愈重， 效果量愈大，顯示量表能明顯區分不同障礙程 度的智能障礙學生。 表十三 一般學生與不同障礙程度智能障礙學生平均差異量數一覽
組別 Cohen d d_se d_CIU d_CIL
一般生vs.輕度 1.29 .048 1.38 1.12
一般生vs.中度 2.37 .059 2.48 2.25
一般生vs.重度 4.75 .107 4.49 4.19
一般生vs.極重度 6.13 .146 6.42 5.84
註：d_se 為 d 值的誤差、d_CIU 為 95%信賴區間的上限（upper limit），d_CIL為 95%信賴區間的下限 （lower limit）。 2.因素分析 除上述有關群體間差異程度可作為構念效 度證據外，本研究以試探性因素分析，作為另 外一項構念效度。首先將 1,686 位智能障礙學 生隨機分為 A、B、C 三組，以 A 組樣本的 562 位學生進行試探性因素分析。由於本研究 所發展的量表多達274 題，不大適合以單題進 行 因 素 分 析 ， 因 此 ， 以 59 個 類 目 的 題 組 （item parcel）作為試探性因素分析之觀察變 項，如此除可使分析的結果更為穩定外，亦可 使因素數量的判別更為精準。KMO 取樣適切 性量數以及 Bartlee 球型檢定結果顯示 KMO 值為.95，超過.50 之標準；而 Bartlett 球型檢 定之p<.001，適合進行因素分析。本研究以主 成分分析提取因素，其中第一個特徵值可解釋 總變異量的 69.95%，第二個特徵值開始所能 解釋總變異量百分比都低於5%，顯示 59 個類 目的共同性極高，真正重要的因素只有一個。 由於本研究所發展的量表有提供九個分量 表之得分，因此，研究者將分量表內題目得分
加總後除以題數，形成九個分量表得分，進行 因素分析，結果顯示 KMO 值為.93，Bartlett 球型檢定為p<.001，同樣適合進行因素分析。 第一個特徵值可解釋總變異量的 91.64%，第 二個特徵值開始，所能解釋的變異量比率都小 於3%（如表十四），顯示僅有一個主要因素。 透過平行分析，針對本量表特徵值分布與 相同變項數和樣本數的隨機資料特徵值加以比 較，結果顯示僅第一個特徵值 8.25 超過隨機 資料之特徵值 1.19，如表十五及圖五，亦證實 本量表構念僅有一個因素。 綜上所述，本量表除可明確區分一般學生 與智能障礙學生外，亦可針對不同變項的次群 體加以區分，而在試探性因素分析上也可明確 指出構念組成僅有一個，可符合「活動與參 與」的架構，但無法明確區分為九個向度，可 說量表內容具有一定程度的構念效度證據。 （二）效標效度 本量表以魏氏兒童智力量表和修訂中華適 應行為量表作為效標，分析之間的關聯性。魏 氏智力量表共蒐集到450 人之資料，修訂中華 適應行為量表有 46 人之資料。結果顯示，修 訂中華適應行為量表和本研究發展之量表之相 關為.59，而修訂中華適應行為量表與智力測 驗分數之相關為.64，本研究所發展之量表與 智力測驗分數之相關.54，三者彼此之相關大 致上屬於中度相關，如表十六。 表十四 智能障礙 A 組樣本九個分量表主成分分析特徵值及其解釋總變異百分比 成分 初始特徵值 總數 變異數的% 累積% 1 8.25 91.64 91.64 2 0.23 2.55 94.18 3 0.18 2.02 96.20 4 0.12 1.36 97.56 5 0.09 1.05 98.60 6 0.06 0.70 99.30 7 0.05 0.55 99.85 8 0.01 0.14 99.99 9 .001 0.01 100.00 表十五 本研究資料與平行分析特徵值一覽 成分 本研究特徵值 模擬資料特徵值 1 8.25 1.19 2 0.23 1.13 3 0.18 1.08 4 0.12 1.04 5 0.09 1.00 6 0.06 0.96 7 0.05 0.92 8 0.01 0.87 9 0.001 0.82
圖五 實際資料與模擬資料陡坡圖 表十六 效標效度相關係數一覽 測驗名稱 智力測驗 本研究量表 CABS 智力測驗 1.00 本研究量表 .54 1.00 CABS .64 .59 1.00 註：CABS 表修訂中華適應行為量表。 從本研究發展之量表與智力分數結果可 知，活動與參與能力（或適應行為）以及智力 測驗間具有中度相關，從相關文獻可知，智力 與適應行為的相關與本研究結果相仿（吳武典 等，2004；Boan & Harrison, 1997; Oakalnd & Harrison, 2008）。適應行為與智力有中度的相 關，可能與測量工具和測量的表徵、方式有 關，亦可能與教育和訓練有關，由於智力本身 較難透過教育大幅度地提升，但適應行為本身 卻可透過教育來改善行為能力，因此，兩者間 僅有中度的相關性。但實際如何，仍有待更多 證據來加以支持。而本研究所發展之量表與修 訂中華適應行為量表之間為中度相關，而國內 外相關研究指出，兩個不同的適應行為量表間 均有類似的結果（徐享良，2007；Oakalnd & Harrison, 2008）。綜此可知，雖然使用的工具 不同，但所測的構念如果大致一致，則兩個工 具間必定會有關聯。然本研究所發展的量表與 其他適應行為量表的內涵還是有些差異，加上 施測對象不同，不同量表間有中度相關是合理 的。不過，相關僅有中度也顯示，本研究所發 展的量表與其他類似量表間具有區分效度，有
其獨特之功能。但值得注意的是，本研究礙於 實際情況，無法蒐集太多修訂中華適應行為量 表的實徵資料，在樣本數上與本研究量表所獲 得之樣本數差距較大，在解釋上應慎重。
三、信度
在信度方面，提出包括內部一致性信度、 重測信度與評分者一致性信度等三種證據，以 下加以敘述之。 （一）內部一致性信度 在 傳 統 信 度 結 果 上 ， 整 體 量 表 之 Cronbach’s α 值為.99，各向度之間的相關介 於.82〜.99 間，顯示向度間有一定程度的關連 性。另外各題之相關，最低為.63，最高則 是.93 ， 單 題 個 別 信 度 良 好 。 各 向 度 之 Cronbach’s α 值，整理如表十七，係數從.79 〜.98 之間，由於第四章「移動」僅有三題， 對於Cronbach’s α 信度估計造成影響，但仍屬 可接受的範圍，各向度與題目間具有一定的同 質性。 表十七 正式施測各向度與題目間之 Cronbach’s α 係數一覽向度 Cronbach’s α 向度 Cronbach’s α 向度 Cronbach’s α
C1 .98 C4 .79 C7 .95 C2 .96 C5 .91 C8 .95 C3 .96 C6 .98 C9 .94 註：C1 表學習和應用知識、C2 表一般任務與需求、C3 表溝通、C4 表移動、C5 表生活自理、C6 表家庭生 活、C7 表人際交往與人際關係、C8 表主要生活領域以及社區、C9 表社會與公民生活。 另外，以Rasch 模式進行正式施測結果之 信度分析，題目之信度在.99〜1.00 之間，顯 示本研究各向度整體題目信度有不錯的表現， 而在受試者信度方面，除第四章「移動」信度 為.63 外，推測仍與題數有關，其餘各向度信 度介於.89〜.98，整體而言，受試在各向度之 信度有良好的表現。 在適合度方面，正式施測有 20 題內適合 度或外適合度高於 1.5，大部分題項仍在 1.5 標準左右。而比較預試題目與正式施測之題目 之關係，結果發現，在預試中適合度超過 1.5 以上的25 題中，在正式施測結果中仍有 10 題 適配度欠佳，將兩次施測之內外適合度均欠佳 的題目整理如表十八，而在預試內外適合度高 達2.0 以上的 d845_4「能接受雇主或負責人面 試」以及 d845_5「能穿著合適的衣服前往面 試」兩題，由於樣本數從 35 和 27 人修正到 300 人，在題目的整體適合度就能獲得較佳的 表現，而未來在考量題目實際功能後，預試和 正式施測適合度均欠佳的這 10 題在未來可優 先考慮加以刪除。 （二）重測信度 以 Pearson 積差相關進行重測信度之檢驗 工作，結果如表十九，相關係數介於.85〜.95 之間，具有良好的重測信度結果，表示本量表 在時間的穩定性上有不錯的表現。 （三）評分者一致性信度 在 評 分 者 一 致 性 信 度 結 果 上 ， 介 於.66 〜.84，如表十九，雖然第七章相關係數較 低，但仍屬可靠的範圍，信度較低的向度多與 個人生活功能有關，顯示不同評量者在觀察行 為上有其主觀性，造成兩次評量結果不如重測 來得穩定。
表十八 兩次測驗外適合度與內適合度均欠佳之題目一覽 編號 題目 預試適合度 預試 ptmeasur 正式適合度 正式 ptmeasur 內適 合度 外適 合度 內適 合度 外適 合度 d160_1 與他人說話時，能注意看著對方 1.52 1.60 0.79 1.68 2.17 0.72 d161_2 能獨自從事一項活動至少超過 15 分鐘以 上，例如：寫作業、閱讀、玩遊戲 2.19 2.31 0.72 1.68 1.88 0.73 d161_3 能 依 據 指 導 者 的 提 示 ， 適 當 地 轉 移 注 意 力，例如：從黑板轉移到課本 1.63 1.56 0.80 1.42 1.55 0.75 d240_1 能在班級同學或一群人前克服心理壓力， 進行表演或發表意見 1.58 1.76 0.64 1.69 1.84 0.66 d250_3 能 控 制 情 緒 ， 不 容 易 發 脾 氣 或 哭 鬧 ， 例 如：被他人踩到、被他人撞倒 2.02 2.31 0.65 1.66 1.76 0.70 d350_1 在與他人交談時不會插嘴或搶話 1.93 1.90 0.65 1.58 1.58 0.73 d640_8 會協助餐後的收拾工作，例如：將殘渣倒 垃圾桶、洗碗筷、收拾桌面、桌椅歸位等 1.38 1.56 0.83 1.16 1.52 0.80 d660_2 家人或同學情緒低落時，能主動表達關心 或給予協助 1.38 1.53 0.76 1.55 1.86 0.74 d710_14 不會任意說粗話或髒話 1.96 2.20 0.65 1.56 2.29 0.65 d820_3 準時到校，不隨意缺曠課 1.75 1.59 0.53 1.46 1.72 0.67 註：「ptmeasur」是「點－量數相關」：「觀察值」與「報告的量數」之相關係數（point-measure
correla-tion: observations vs. reported measures），也就是各題得分與 Rasch 估計的受試能力參數（measure）之 積差相關。 表十九 重測信度與評分者間信度 分量表 重測信度 （n=42） 評分者一致性 （n=32） C1 .95** .84** C2 .89** .81** C3 .93** .82** C4 .89** .78** C5 .94** .70** C6 .94** .73** C7 .85** .66** C8 .85** .71** C9 .84** .76** 註：C1 表學習和應用知識、C2 表一般任務與需求、C3 表溝通、C4 表移動、C5 表生活自理、C6 表家庭生 活、C7 表人際交往與人際關係、C8 表主要生活領域以及社區、C9 表社會與公民生活。 **p＜.01
與國內適應行為工具相較，本量表除了在 IRT 中的受試與試題信度均良好外，在傳統信 度證據上也有不錯的表現，不論是在內部一致 性信度、重測信度和評分者一致性信度之間都 有不錯的表現。除第四章「移動」在發展過程 中將肢體動作發展排除，使得類目剩下 d470 「使用運輸工具」和 d475「駕駛」，在實際編 輯題目後僅有三題，在預試或正式施測過程中 均發現第四章信度雖然符合要求，但均較其他 向度來得低，推測影響信度的因素應為題目數 量過少所致。
四、常模之建立
為提供受試在群體中相對地位的資訊，透 過 ROC 曲線來了解作為本研究量表各年級組 切截分數的參考，ROC 主要可以用於診斷工 作。獲得 ROC 曲線後，可計算曲線的最佳 「切點」（cutoff）數據，亦可作為驗證本研究 所發展之工具是否有良好的診斷鑑別力。ROC 曲線的面積（area under curve, AUC）愈高， 表示工具的診斷鑑別力愈高，其判別指標如表 二十，超過.90 以上表示有非常好的判別力， ROC 曲線以下的面積所占比率愈大，表示檢 驗結果愈可靠。 本研究中，不同年齡組 AUC 的係數均超 過.85 以上，12、13、14 和全體樣本組更高 達.90，顯示本量表在不同年齡層均具有良好 鑑別力，同時，所有年齡組均達顯著水準，各 組 AUC 係數、標準誤、顯著水準和信賴區間 如表二十一。 表二十 ROC 曲線下面積的判別指標 係數 判別程度 AUC ≧ .9 傑出區別力 .9 ＞ AUC ≧ .8 優良區別力 .8 ＞ AUC ≧ .7 可接受區別力 AUC = .5 無區別力 表二十一 不同年齡及全體樣本在 ROC 曲線係數、標準誤以及信賴區間一覽 年齡組 12 歲 13 歲 14 歲 15 歲 16 歲 17 歲 18 歲 全體 AUC 值 .97 .96 .93 .88 .88 .85 .87 .90 標準誤 .014 .007 .011 .014 .015 .017 .017 .005 漸進顯著性 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 信賴區間 .94〜1.00 .95〜.98 .91〜.95 .85〜.90 .85〜.91 .82〜.88 .83〜.90 .89〜.91 接著，繼續檢視各年齡組的可能分割點， 分別以-1、-1.5、-2 和-2.5 個標準差作為切截 點。以 13 歲組為例，表二十二是所有可能分 割點的「敏感性」和「1-明確性」，其中「敏 感度」是智能障礙者被判為陽性（確定為智能 障礙）的機率，「1-特殊性」則是表示一般人 被判為智能障礙的機率。 如以負一個標準差為基準，查 13 歲年齡 組的分數為 207，敏感性為.92，也就是可以找 出92%的學生，因此，在 13 歲的 226 位智能 障礙者中會有219 位被視為是智能障礙者，訂 在-1.5 個標準差，則敏感度為.78，大概約可找 出七成的智能障礙學生，為176 位，其餘各年 齡組中各種標準下的敏感度如表二十二。表二十二 不同切截標準下 ROC 曲線的敏感度比例一覽 切截標準 12 歲 13 歲 14 歲 15 歲 16 歲 17 歲 18 歲 全量表 2.5SD 敏感度 .11 .22 .09 .10 .05 .19 .22 .16 1-特殊性 .000 .000 .003 .003 .004 .000 .000 .002 2.0SD 敏感度 .27 .55 .42 .40 .25 .24 .37 .36 1-特殊性 .013 .010 .009 .014 .017 .023 .011 .013 1.5SD 敏感度 .73 .78 .66 .60 .48 .45 .48 .58 1-特殊性 .051 .048 .053 .058 .055 .060 .056 .053 1.0SD 敏感度 .96 .92 .85 .71 .69 .65 .66 .75 1-特殊性 .150 .133 .142 .146 .170 .148 .119 .144 從表二十三可知，如果將 12 組歲標準訂 在-1.5 個標準差，人數為 41，占該年齡組原先 鑑定為智能障礙者 56 名中的 73.2%，換句話 說，可以鑑定出該年齡組 73.2%的智能障礙學 生。在-2 個標準差時，僅能找出 26.8%左右的 智能障礙學生。而如果訂在-1 個標準差，則可 以找出約96%的智能障礙學生，而可能被診斷 為智能障礙的一般生也會有 15%左右。而 13 歲組訂在-1.5 個標準差則是可以篩選出 77.9% 的智能障礙學生，14 歲訂在 -1.5 個標準差， 可以找出52.9%的智能障礙學生，15 歲則可以 找出59.9%的智能障礙學生，16 歲則有 48%、 17 歲有 59.95，18 歲則可以找出 48%，整體來 說，以-1.5 個標準差大約可以找出原先被鑑定 為智能障礙學生人數的一半，年齡愈小，被鑑 定出的比例愈高，在16 到 18 歲則仍可以找出 原先鑑定人數的一半。而如果訂在-1 個標準， 則篩選率大致可在 96%〜65%之間，年齡愈 高，篩選準確率也會愈低，顯示及早鑑定的重 要性。另一方面，被鑑定為智能障礙的一般學 生的機率也隨之增加，其中可能原因有二： （一）顯示一般生中有部分活動與參與能力欠 佳者，應屬於智能障礙的潛在群體，應可透過 鑑 定 提 供 服 務 ， 或 不 願 意 鑑 定 而 被 排 除 ； （二）也可能並非智能障礙者，仍有待透過鑑 定予以排除，因此，建議可以以負一個標準差 作為切截標準。 表二十三 不同標準下鑑定為智能障礙學生之人數一覽 12 歲 13 歲 14 歲 15 歲 16 歲 17 歲 18 歲 全量表 該年齡組人數 56 226 238 309 281 269 254 1,686 -2.5SD 標準下人數 6 50 21 31 14 51 56 270 -2SD 標準下人數 15 86 105 124 70 65 94 607 -1.5SD 標準下人數 41 176 126 185 135 161 122 843 -1.0 標準下人數 54 208 202 219 194 175 168 1,264 註：以四捨五入取至整數。 檢視智能障礙學生在常模上的相對地位， 結果可以發現兩個現象：（一）依據常模建立 後，高中職階段的智能障礙學生未被納入 1.5 個標準差者超過半數，造成此一現象的原因， 可能與教師評量的觀點有關，由於高職特教班 學生入學前經過能力評估，因此在班級整體能
力和表現上均會較其他群體為佳，經研究者檢 視評量內容，大多評定為「0」（沒有問題）或 「1」（少數問題），因此在參照常模情況下， 會接近一般學生能力中下者，造成實際低於負 1.5 個標準差以下的智能障礙學生少於國中階 段。（二）如以美國智能發展障礙協會之定 義，將切截標準訂在負兩個標準差以下，在實 際評量與鑑定上，將造成智能障礙學生人數減 少，且被鑑定出的學生應為中度以上的智能障 礙學生。以下針對此現象進行討論。 Tassé 等人（2012）認為，在智力表現上 容易達成常態分布的要求，但對於適應行為來 說 ， 則 是 屬 於 「 開 放 性 問 題 」（open question）。事實上，適應行為的評量經常遭遇 到所謂的「天花板效應」（ceiling effect）或 「地板效應」（floor effect）。Tassé 等人指出， 適應行為在心理測量上如何界定顯著限制，一 直都是受到重視的一項議題，一般學生在目前 所有適應行為量表中的評定，大多能表現良好 或近乎良好，但智力測驗卻並非每個人都可以 拿到高分。在這樣的情況下，只要中等智力以 上的成人均可以在適應行為上獲得良好的測驗 分數。另外，智力測驗在發展某一向度的題目 上，通常會採取部分給分或增加題目來提高分 數組距，這樣的做法將可使不同能力之間的個 體得以反映出常態化的特徵，也就是說，智力 測驗較能測量出較大受試能力的範圍。 另外，李克特式量表單題的差距不大，如 果題目數不多，要達成常態化的要求，往往是 遙不可及的。除此之外，一般學生在填答上經 常是趨近於4 或 5 點的選項，能力高者和程度 中等的一般學生無法明顯區辨出能力上的差 異，而能力極差者，例如：極重度智能障礙或 重度障礙，在評量上則容易被填為 0 或 1，而 造成極重度和重度障礙者能力同樣無法區辨， 形成實際評量或鑑定上的困擾。因此，Tassé 等人（2012）認為，適應行為分數要達到常態 化應有其困難之處。故從常態分配所換得的百 分等級就不可靠，所以，切截分數就不能在 2.28%以下。而在實務上，我國所制定的《身 心 障 礙 與 資 賦 優 異 鑑 定 辦 法 》（ 教 育 部 ， 2012b）對於智能障礙鑑定有關生活適應的鑑 定標準：「…在生活自理、動作與行動能力、 語言與溝通、社會人際與情緒行為等任一向度 及學科（領域）學習之表現較同年齡者有顯著 困難情形……」，僅提到較同年齡者有顯著困 難，並未具體規範實際切截標準，也反映了實 際上的困難。
研究結論與建議
一、研究結論
以下分別從效度、信度和常模等三方面來 陳述研究結論。 （一）效度 1.構念效度 （1）群體間差異 在正式施測結果中，智能障礙學生九個向 度與全量表的平均分數均低於一般學生，在第 一章、第三章、第九章以及全量表的標準化平 均差異量數達到 1.5 個標準差以上，表示兩個 群體間的差異極大。依年齡分組來看，也發現 不同年齡的兩群學生在本量表總分平均上具有 顯著差異，12 到 14 歲的標準化平均差異量數 高達 2.0 個標準差，大致符合鑑定在負兩個標 準差以下之要求，另外在15 到 18 歲組的差異 也約有1.2 以上個標準差。 （2）智能障礙群體 不同年齡的智能障礙學生在量表總分上的 差異程度達顯著水準，且大致上年齡愈大表現 愈佳，這可能與教育或身心發展有關。在性別 上，則可以發現女生之表現優於男生，且兩個 群體差異達.2 個標準差。不同教育階段智能障礙學生，以高職學生整體能力為佳，且差異 達.63 個標準差，達到中效果量的程度，主要 與教育和身心發展有關，大致上與年齡的結果 相符。不同班級類型的智能障礙學生在活動與 參與能力上的表現有所差距，且達顯著水準。 與各個班別安置障礙程度有關，其中，以高職 特教班的智能障礙學生為最佳，而以特殊學校 高職部表現為五種班級類型中相對較差者。對 於不同障礙類型的學生來說，以單純為智能障 礙的學生在群體中的表現相對較佳，多重障礙 學生則是相對最差之群體，自閉症和自閉症伴 隨智能障礙表現居中。不過，值得注意的是， 自閉症和自閉症伴隨障礙的人數偏少，在群體 差異表現上的解釋應謹慎。最後，在障礙程度 上，可以發現隨著障礙程度的增加，能力的表 現也隨著愈差，其差異程度達顯著水準。 （3）試探性因素分析 經過試探性因素分析結果，活動與參與領 域屬於一個主要的潛在構念，且透過平行分析 的檢驗可以獲得證實。 2.內容效度 在內容檢核工作中，採用質量並用的方 式，在量的方式上，以AiKen 內容效度係數檢 視各題目的係數，同時配合專家檢核與修正意 見，進行內容上之調整，使量表更能符合實際 評量需求。 3.效標效度 在效標效度方面，本量表與修訂中華適應 行為量表與魏氏智力測驗之間具有中等程度的 相關。 綜上所述，本研究在不同效度證據的結果 上均有良好而穩定的特質。 （二）信度 1.內部一致性信度：量表整體或各向度的 α 值均在標準之上，顯示各向度與題目間分別 具有良好信度。從年齡分組來看，各向度與量 表總分的α 係數，大致上，兩個群體的內部一 致性信度仍在一定的水準。此外，Rasch 模式 的信度分析結果，不管是受試的信度還是題目 的信度，都在標準之上，可以說本量表具有不 錯的內部一致性信度。 2.題目適合度：透過 Rasch 模式進行題目 內外適合度的檢視，結果發現有 20 題的適合 度欠佳，其中有 10 題與預試的題目相同，可 作為未來刪減題目之依據。 3.重測信度：整體而言，均符合信度的要 求，可說本量表具有跨時間的穩定性。 4.評分者間一致性信度：同樣也有高於標 準以上之結果，因此，本量表在不同評量者間 具有良好信度。 綜上所述，本研究所提出的信度證據均可 以說明量表大致上能測量到受試群體的特徵。 （三）常模 1.本研究所建置之常模可以針對智能障礙 學生提供負2.5 個標準差以上的 Z 分數，在鑑 定工作上應可有效使用。 2.透過常模建置，檢視本研究樣本，如以 負 1.5 個標準差，則可以鑑定出約六成，但國 中階段出現比例會高於高中職階段，而以負 1 個標準差則可以鑑定約七成五，但過度診斷現 象也隨之增加。
