「國小資優生創造傾向量表」之編製研究

. 79 .

特殊教育研究學刊 民 101

'

37 卷 1 期. 79-102 頁

「國小資優生創造傾向量表」之編製研究

李偉清

臺北市立教育大學附小教師 本研究旨在針對國小賣價生編製一份具有信、效度之創造傾向量衰，並比較 不同背景賣價生在此一測量工具上是否具有組間的不變性。該量表乃根據 Williams (1 9駒， 1993) 的創造傾向理論並參考林幸台和王木榮(1 994) 的「威廉斯創造性 傾向量表」所蝙製而成，採分層隨機與叢集取樣合併之抽樣方式共獲得有效樣本 894 份，再依分析的需要將此一樣本隨機分為三等分。先以第一組據本作探索性因 素分析和項目分析，再以第二組據本進行結構方程模式之驗證性因素分析，然後 用第三組標本做此一測量模式之複核效化，最後則採多群組分析進行逐漸嚴苛之 多層次檢驗。結果顯示:本量表之因素結構良好具有建構效度，信度考驗也達到 令人非常滿意的標車，且蒐集的資料適配提出的理論模式，而模式的穩定性也通 過了最寬聽至最嚴苛複製策略之統計考驗，男本研究也證實了此一瀏量工真對不 同背景之資優生而言均具有測量的恆等性。 關鍵詞:創造傾向、資優生、驗證性因素分析

· 80 .

特殊教育研究學刊

緒論

一、研究背景、動機與目的 二十一世紀人類正面臨第三次產業革命: 一個以腦力決勝負的知識經濟時代，周明武 (2007) 指出這場戰役唯有從教育著手並培養 具創造力之高素質國民，才能在這場戰爭中脫 穎而出。因此，世界各國為了順應此趨勢無不 把注大量人力、物力於教育上，期待藉由敢發 與培養學生的創造能力，來厚植國家未來的競 爭力。因此，創造力已被視為二十一世紀最重 要的經濟資海( Flori曲， 2002) 。 我國對於創造力教育的重視一向不遺餘 力，近年來從〈教育基本法}第二陳明定培養 人民創造能力為教育之目的，到「九年一貫課 程綱要」明確指出培養學生創新能力是重要的 課程目標，再到「創造力與創意設計教育師資 培訓計畫」、「創造力教育先導型計畫」、 「創造力教育 91-94 年度中程發展計畫」的敢 動，及「創造力教育白皮書」與「賣價教育白 皮書」的相繼頒佈'在在顯示政府重視高晶質 人才教育之企圖心與決心，並期望早日打追我 國成為創造力的國度 (Republic

of Creativity,

ROC) 。是故，創造力教育已成為當今及未來 教育工作的重要核心內容(葛續、何向東、呂 進，

2006

;鄭磊磊、劉愛倫， 2000) 。連帶創 造力的研究近年來也進展十分神速 (Kaufman

& Beghetto,

2009) 。林幸台( 1995) 指出創造 力可從認知與情意這兩方面來加以探討，認知 與情意實為一體之兩面，彼此相輔相成，關係 至為密切。但是國內外對於創造力的研究大多 偏向認知的部份(周宜平，

2004)

，而創造力 的男一面向:情意部份，也就是創造力傾向這 方面的研究卻相對明顯較少(王木榮、林幸 台， 1986)' 尤其是針對國小學童創造傾向的 實證性研究更不多見，迄今圍內、國外各僅十 餘篇而已(石瑋玲 '2009 ;申繼亮、王鑫、師 保圈 '2005 ;朱曉紅，

2001

;周明武 '2007

;

吳衛東，

2009

;洪文東，

2002

;孫鳳吟，

1999

;徐毓苓 '2008 ;徐霈 '2008 ;曾繁鈞，

2001

;黃信義，

2006

;黃朝凱，

2003

;黃馨 儀 '2007 ;蔡笑岳、朱雨潔 '2007 ;饒智凱，

2007

;蘇瑋翔，

2008

;蘇碧麗，

2008 ;

Almahbo曲， 2000; Cl缸ton，

Pannells,

&

Rh

oads,

2005; Hsiao,

Wong,

Wang,

Yu,

Chang,

& Sung,

2006; Hwang,

Chen,

Dung,

& Yang,

2007; Kagan,

1988;

Kn

ezek & Miyashita,

1993; Magoun,

Eaton,

& Owens,

2002; Rookey,

1973a,

1973b;

Wood-rum & Savage,

1994)

，可惰的是這些研究皆未 論及賣價學生的創造傾向，故我們無法得知我 國小學資優生的創造傾向現況，有鑑於此，研 究者想以畫灣地區的國小資優生為對象，編製 一份兼具信度、效度與應用價值的「國小資優 生創造傾向量表 J '此為研究者亟欲進行本研 究之最主要動機。 其次，不同背景的國小資優生在此一新編 量表上的表現是否具有組間的差異，以及若有 差異其不同究竟是位於何處則是研究者男一甚 感興趣之處，此為本研究動機之二。 基於上述兩點理由，可知本研究的目的是 在編製一份具有信效度實證基隨之優良量表， 並比較不同背景的賣價生在此量表上是否具有 測量的恆等性。研究結果將提出若平具體建 議，以供未來關於量表應用或進一步研究參考 之依據。 二、創造傾向的意涵 創造傾向是個體於創造活動中所表現的人 格傾向(毛連墟，

2000

;劉世南、郭誌光，

2002 ; Beeko,

2005; Edwin,

Emily,

&

Jo恤， 2005;

Maddux &

Galins旬， 2009;

Rookey

, 1973a) 。這 種人格傾向係創造性人物顯現出來的人格特 質，包括氣質、態度、動機、興趣與情緒等等

「園小資優生創造傾向量表」之福製研究

. 81 .

非能力特質 (Hallman， 1963) 。這種一致與持 久性的心理傾向屬於創造行為表現的情感層面

(毛連墟，

2000 ; Williams,

1980) 。它對於個

體創造力的發揮真有直接、關鍵的積極促進作 用(申繼亮等， 2∞5 ，周明武， 2∞7 ，葉玉

珠，

2006 ;

Amabile,

1988;

Oldham

&臼mmings ，

1996) 。是以，個體若無創造傾向也難有創造性 行為之產生(黃朝凱， 2003) 。 近年來，國內外專家學者對於創造傾向內 涵的看法大都採取 Williams

(1980,

1993) 的 四分類法，即使並非採取其四分類的觀點，也 大致是以其理論為基礎再加以衍生。基本上與 Williams 的創造傾向理論相較，可說是大同小 異(黃朝凱，

2003

)。林幸台與王木榮

(

1994) 、周宜平 (2004) 均指出 Williams 的 理論是根據 Mackinnon 、 Torrance Starkweather 、 Barron 、 Yamamoto 、 Cattell 等 人對於創造者人格特質的研究結果所歸納出 來，因此立論基體嚴謹。而方瑋和邱發忠

(2009

)則進一步指出 Williams 的創造傾向架 構是與大部分專家學者的創意人格構念重疊的 部份最多，足見其所提出的理論架構是創造性 人格傾向構念中最為關鍵之重要構念。因此， 本研究亦採 Williams 的看法，將創造傾向的內 涵分為下列四大類: (一)好奇心 好奇的關鍵字是「疑惑 J' 係指面對問題 能感到懷疑並樂於追根究底，即具有「打破沙 鍋問到底」的心理特質。 (二)想偉力 想像的關鍵字是「視覺化或具體化 J '係 指善用直覺推測，能夠在腦海中將各種意象構 思出來，並加以其體化。 (三) .酸性 冒險的關鍵字是「猜瀏 J' 是指面對批評 或失敗還能鼓起勇氣再接再厲、全力以赴，即 真有「勇於探索」的精神。 (四)挑戰性 挑戰的關鍵字是「從混亂中理出頭緒 J' 是指在種雜混亂的情境中能臨危不亂、尋求各 種可能性，並找出問題之關鍵。 三、現有測量工具之評述 Williams 針對學生創造傾向的評量編製有 「擴散式情意測驗 (Exercise

in Divergent

Feel-ing)J' 該測驗與「擴散式思考測驗(

Exercise

in Divergent

Thinking)

J 和「威廉斯量表 (The

Williams Scale)

J 構成一套組合測驗稱為「創 造力評量組合 (Creativity

Assessment Packet,

CAP)J' 此套工具在測量學生認知與情意的創 造表現方面辜負盛名。國外使用 Williams 的 「擴散式情意測驗」所進行的應用研究可謂不 少，近五年有 Claxton 等人 (2005 )、 Hsiao 等

人 (2006 )、 Hwang 等人 (2007 )、Liu 、 Shih

與 Ma

(2010)

,

Qian

、 Plucker 與 Shen

(2010

)以及 Wells 、 Donnell 、Thomas 、 Mills 與 Miller (2006) 等，而圍內根據 Williams (1980， 1993) 的創造傾向理論所騙製的量衰， 除方瑋和邱發忠 (2009 )、林后泰 (2004 )、黃 朝凱 (2003 )等少數研究是參考林幸台和王木 榮( 1994) 修訂自 Williams

(1993)

r 擴散式情 意測驗」所福之「威廉斯創造性傾向量表」再 重新編製新的測量工其外，其餘的創造傾向研 究皆直接使用「威廉斯創造性傾向量表」進行 相闊的研究，近五年如王立永、李小平與張金 秀 (2006 )、石瑋時 (2009 )、申繼亮等人

(2005

)、李小平、張慶林與何洪渡 (2005 )、 周明武 (2007 )、吳衛東 (2009 )、邱瓊玉 (2∞8) 、侯日霞 (2010 )、師保國與許晶晶

(2009

)、徐毓苓 (2008 )、徐霈 (2008 )、許 淑婷(

2005

)、黃信義(

2006

)、黃攝薰

( 2010

)、黃馨儀(

2007

)、葛縷等人

(2006

)、蔡笑岳與朱雨潔 (2007 )、饒智凱

(2007

)、蘇瑋翔 (2008 )、蘇碧麗 (2008

)

· 82 .

特殊教育研究學刊 等，可見該量表在國內已被廣泛應用且甚受歡 迎(王立永、李小平、張金秀，

2006

;師保 國、許晶晶， 2009) 。然而，潘朝昱 (2008

)

指出「威廉斯創造性傾向量表」的試題選項只 有三項(完全符合、部份符合、完全不合)明 顯偏少，較難區別受試者在各試題上之反應， 且易產生回歸效應的缺失。而方瑋與邱發忠

(2009

)則指出原量表的題數過多會造成施測 的時間太長而影響測量的有效性。研究者也發 現 50 題對國小學童而言真的明顯偏多，根據 多次施測的經驗，常發現許多學生作答到後面 的題目會缺乏耐心亂勾一遇或索性乾脆不答， 這不僅嚴重影響測驗的結果，也對我們了解學 生的創造傾向全貌產生相當程度之扭曲。 其次，該量表題項的諸多用語常有含混不 清、語句過長、賀詞太多、意義不清或歸類錯 誤等之現象，這些情形常不利於小學生的閱讀 理解，如原量表第 12 屆: r 我喜歡生活在太空 站，也不喜歡住在地球J '該題諒屬於想像力 的題目之一，但研究者實在看不出該題與想像 力有何平聯，因此本量表並未選用該題。又如 原量表第問題: r 我長大後，想做一些別人從 沒做過的事情J '該題表述不清且容易讓人產 生誤解，因為想做一些別人從沒做過的事情有 可能是好事也有可能是壞事，當學生產生不同 的解讀後，則該題可能測到的內涵就已不再是 創造傾向了，故本量表亦是直接捨棄該題不予 採用。再如第 38 題: r 當我看到一張陌生人的 照片時，我喜歡猜測他是怎麼樣的一個人J ' 該題明顯語句偏長、贅詞稍多且不夠具體，所 以本量表將之修改為「看到陌生人的照片時， 我喜歡猜測他的個性」可顯得較為簡潔明確。 而原量表第 39 題: r 我喜歡翻閱書籍及雜誌， 只想知道它的內容是什麼 J '該題用「只想」 兩個字來形容，容易讓人產生負向的錯覺，但 該題又非反向題，所以本量表將其修改為: 「我喜歡翻閱新的報章雜誌看看裡面的內容」 可比原題項更為妥當合宜。 第三，原量表信度部份分量表之 Cronbach

α 係數介於.401-咒o '輝、分之 α 係數介

於 .765-.877 之間。信度方面實未臻於理想 (方瑋和邱發忠，

2009)

;而效度部份僅進行 相關研究與各分量表內部相關之一致性分析， 並未進行因素分析透過共同因素的發現而確定 觀念的結構部份(潘朝昱，

2008)

，此甚為可 惜。是故，本研究將針對全畫灣地區的國小資 優生，依據 Williams 的理論，並參考林幸台和 王木榮( 1994) 所修訂的「威廉斯創造性傾向 量表 J '採 Likert 式五點量表編製一份優良工 具，並進行因素分析等信效度衡鑑，期待藉由 該量表的建立能建構本土資優生創造傾向之內 涵與測量。

研究方法

一、調查對象 本研究調查的對象為畫灣本島地區資優班 設置較密集的十個縣市公私立國小在學之資優 生。資優生係指經過甄選與安置，並於九十八 學年度就讀國小集中式或分散式班級型態之一 般智能或學術性向資優生，本研究只取這兩類 資優生，主要原因是他們都屬於認知方面較優 秀的一群，即認知導向優異的學生，與其他四 類資優生在分類上有明顯的區別。其次是因為 圍內的資優班，在小學階段主要是以一般智能 的資優班為主，若抽樣時要區分這兩類資優 生，勢必學術性向的資優生會樣本嚴重不足， 這將影響後績的統計檢定及結果之解釋，故一 般智能與學術性向賣價生在國內小學階段的研 究可合併為一類。

二、研究據本

為期樣本具有代表性，本研究探分層隨機 取樣與叢集取樣合併之抽樣方式，先從「教育

「國小資優生創造傾向量表」之編製研究

. 83 .

部特殊教育通報網」得知小學教育階段一般智 能與學術性向資優生分別為 5，287 和 154 人， 若抽取1/ 10 的人數為樣本且估計量表的回收 率為 65%則需發出 837 份量衰，但扣除可能會 出現廢巷的情形，故取整數本研究擬發出 900 份量表。因研究對象為畫灣本島，所以抽樣縣 市須先扣除外島的澎湖縣、金門縣、連江縣， 再扣除國民教育階段無設立一般智能或學術性 向資優班的嘉義市、嘉義縣、高雄縣，再扣除 一般智能與學術性向資優生合計人數在 100 人 以下之基陸市、新竹縣、苗栗縣、南投縣、雲 林縣、屏東縣、宜蘭縣、花蓮縣、畫東縣，故 最後抽樣的縣市為畫北市、畫北縣、桃園縣、 新竹市、畫中市、畫中縣、彰化縣、畫南市、 畫南縣和高雄市，合計共有十個縣市。 若設置賣價班的學校每關注 30 名資優生來 借十，則本研究預計抽取 30 所學校。然後把這 十個縣市國小資優生人數分佔此寸個縣市國小階 段全部資優生人數的比例算出來後，乘以預定抽 樣的校數，再用四捨五入法求得整數，此即本研 究最後預定之抽樣校數，耕跟一 裹一預定抽樣校數 抽樣縣市 國小抽樣校數 畫北市

10

畫北縣 3 桃圖縣 新竹市 畫中市 畫中縣 彰化縣 臺南市 畫南縣 2 高雄市 ₉ 合計 ₃₀ 再根據「特殊教育學校暨園中小學特教班 名冊(九十六學年度 )J 所載各縣市設有賣價 班的學校，以學校為單位進行隨機抽樣，每校 預計抽出資優生 30 名，但考盧到有的學校資 優班人數可能會在 30 人以上，為免施測時有 的學生受測有的學生沒有受測可能會造成部分 學生心理上的差別待過感，故最後每校一律皆 寄發 35 份量表，共寄出 1 ，050 份，而回收有 907 份，扣除無效量表 13 份，總計有效量表 達 894 份，有效量表回收率為 98.57% 。因涉 及不同階段之分析，本研究將接本用 SPSS lO.0 中的觀察值隨機樣本選擇法將樣本 分為三群，各有 298 份量表。第一組樣本作為 預試樣本，進行探索性因素分析(

exploratory

factor analysis,

EFA) 與項目分析，以尋找最佳 的理論建構及最適切之題目，並依據預試結果 修訂量表。第二組樣本則當作正式量表施測的 對象，用Amos6.0 進行結構方程模式

(

strucωral

equation modeling,

SEM) 之驗證性 因素分析 (confirmatory

factor analysis,

CFA )

與多群組分析 (multiple-group

analysis)

，以檢 驗 EFA 初探的量表內涵架構與實際觀察資料 的線性結構適配情形，以及檢定模式之形式與 參數的相似性。第三組樣本則為效度樣本，作 為複核效化( cross-validation) 研究之用，以 驗證本研究所提出之理論模式是否具有穩定與 預測性。 為檢視分割後的三個樣本在「性別」、「年 級」與「就讀地區」三方面是否與全體樣本的 分配相符合，研究者分別統計全體樣本與三組 樺本在此三個變項上所佔之比例，由表二中的 數據可明顯得知，三組樣本與全體樣本在此三 個變項各層面間之百分比可說大致相符。研究 者再以卡方進行適合度考驗，分別檢定三個接 本在這三個變項的分配是否與全體樣本的分配 相符合，考驗的結果(詳如表二) ，所有的卡 方值皆不顯薯，一致顯示本研究分割後之三個 樣本在「性別」、「年級」和「就讀地區」的分 佈可說與全體樣本並無差異。

· 84 .

特殊教育研究學刊 表二 全體與分割三樣本在不同背景之統計與適合度考臨結果 背景樣本 全體據本 _{第一組樣本} 第二組樣本 第三組據本 變項特性 _N

_%

_N

_%

_%2

_{df N}

_%

_%2

_{df N}

_%

_%2

_df 性別 男

570

64%

197

66%

.57

183

61%

.87

190

64%

.01

女

324

36%

101

34%

115

39%

108

36%

一一

102

11%

29

10%

32

10%

41

14%

年級 四

114

13%

40

13%

.79

3

38

13%

.74

3

36

12%

2

.4

6

3

五

544

61%

187

63%

178

60%

179

60%

-/A、E

.

134

15%

42

14%

50

17%

42

14%

就讀 城

494

55%

161

54%

170

57%

163

55%

地區 鄉

400

45%

137

46%

.11

128

43%

.51

135

45%

.01

一

--

一一一-一一一一一.一一一

--

一-一一一一-一-一一一一-一

--

一

三、研究工具

(一)置費肉睿 基本資料部份調查資優生的「性別」、「年 級」及「就讀地區J' 而量表內容部份則調查 資優生的「創造傾向」現況。題項係參考林幸 台和王木榮(1994) 所輔之「威廉斯創造性傾 向量表 J '因為原量表的題目有多項缺失，所 以研究者僅挑選原量表中的21 題予以修改後 採用，其餘 11 題則依據 Williams(l 980，

1993)

的理論內涵並配合資優生的創造傾向特質自福 而成，如第 8 題: r 面對問題我喜歡打破沙鍋 問到底」即是根據 Williams 創造傾向理論有關 好奇心的論述以及許多學者(如 Clark， 2002 、 吳昆霄， 2009) 都提到賣價生具有好奇好間的 特質所福擬而成，又如第問題: r 做事過到挫 折時，我喜歡再接再厲把它完成」則是根據 Williams 理論有關冒險性的論述以及 Walberg (l 982)提及賣價生具有目標導向的堅持 力，不連目的絕不終止的特質所福擬完成。 而填答方式係要求學生選擇一個最符合自 己實況的選項加以勾選，並採Li kert 式五點計 分法，得分愈高表示創造傾向愈強。 (二)置費爾製 本研究依序應用 EFA 及項目分析兩種方 式篩選題目。在重複探索因素的過程中，每次 均檢視其 KMO 值皆高達 .90 以上且 B甜lett's 球形檢定之卡方值皆達顯著水車(p<

.05)

，顯 示本量表題項確實有共同因素存在並適合進行 因素分析。然後逐題審視刪除因素負荷量 在.3 0 以下的題項及內容無法適切歸類之題 目。分析結果 32 題共刪除了 14 題，並抽取四 個因素，共同因素的累積解釋變異量為

67

.4

0%

'因素一至四分別有 5 、 5 、 4 和 4 題， 詳如表三。 再將 EFA 後剩下的問題進行試題分析， 刪除題目的決斷值(C. R.值)未達顯著水單的 題項，並 it 除校正題項與分量表總分的相關 在別以下及會造成分量表整體 α 係數不變或 增加之題項。此階段原先預計刪掉第 4 、 24 、 32 和 13 題(表四) ，但考量刪掉第 32 題和第 13 題可能會產生向度的題數過少而涵蓋面過 窄的問題，且 α 係數已達令人滿意之標車，為 了考量信度與效度的平衡問題，最後決定保留 這 2 題，故本量表的正式題數共有 16 題。

· 85 . 「國小資優生創造傾向量表」之編製研究 因素四 .94 .91 .71 .50 因素三 .86 .64 .54 題項 5我喜歡拆開玩具看看裡面的構造 7.我喜歡探尋事情發生的前因後果 6我喜歡翻閱新的報章雜誌看看裡面的內容 8.面對問題我喜歡打破砂鍋間到底 4.我喜歡翻箱倒櫃看看裡面藏有什麼 18.我喜歡利用舊報紙、舊月曆或舊罐頭等等來做 各種好玩的東西 17.我喜歡在同學面前發表 19做事遇到挫折時，我喜歡再接再勵把它完成 23 我喜歡嘗試新鮮事的感覺 24.我喜歡打破現有的慣例或規則 31 當大家的意見分歧時，我喜歡解決大家的難題 3。我喜歡戰勝問題的感覺 29我喜歡面對問題、接受挑戰 32.我喜歡用還輯推理的方法來解決生活中所遭遇 到的問題 10.我喜歡想像一些不曾在我身上發生過的事 1 1.我喜歡想像故事書中的不同結局 9.我喜歡推測一些我想知道或我想傲的事 13.我喜歡自己編故事或歌曲 註:1.因素負荷量.30 以下者省略。 2.修:表題項修改自「威廉斯創造性傾向量表 J .自:表題項由研究者自編。 因賽組型矩陣摘要 表三

.82

因素二 1.

02

.93

.84 .68

.52

因素一 .86 .74 .85 .55

.93

棘一修修修自修

修自自修修自自 修 自 修修修修 值­

a-1.

-L 訓U-AVJAHVOXUAaT -臼何回 -nUZOAYAaT -心、-弓，弓，。。。。 -H 叫 -nxunxuoBOB

--....

-lE

言細一 一項一 一題 驗一 檢一 住一 質一 同一 校正題項與總分相關 .85

.9123

.82

.78

.64 分量表的 α 值 =.9078 .86

.76

項目分析結果摘要 極端組比較 決斷值 21.103'"

22

.4

35

20.72

1'''

22.852

16.529'"

表四 題項 .8640

.8690

.8812

.8892

.85

.75

.60

分量表的 α 值 =.9068

.79

25.790'"

25.283'"

23.798'"

20.738'"

12.617'"

5 7 4 6 8

18

17 19

23

.9237

24

同質性檢驗 題項刪除後的 α 值 ·6924 .7193 .7577 .8710 特殊教育研究學刊 .8383 .8443 .8566 .9049 校正題項與總分相關 .78 .72 .65 .4

3

分量表的 α 值 =.8107 .83 .81 .78 .65 分量表的 α 值 =.8923 項目分析結果摘要(續) 極端組比較 決斷值 24.151

. 86 .

費四 題項 冒 AAUnwJ 弓'， 句3 弓3 司， a 弓3 22.617·" 26.24

5"··

21.926··· 21.632··· AU--A ‘，司、， ll!1 因子法及直接斜交轉軸法(因素間並非彼此獨 立無闕，如表五)抽取因素，因素的挑選標準 須符合 Kaiser 的觀點(特徵值大於1)與 Cattell 所倡導的特徵值圖形的陡坡考驗，再分 別予以命名，因素一至四依序命名為「好奇 心」、「冒險性」、「挑戰性」與「想像力」因 素，完全吻合 Williams

(1980

,

1993) 的理論 架構，然後檢視所抽取的題目其內涵是否大致 相同，以表示因素的結構是否良好和是否具有 建構效度，最後再以 CFA 進行建構效度之驗 證，以考驗測量模式的效度。 四 四 1.00 3. 平均變異數抽取量 平均變異數抽取量可以檢驗測量工真的效 度、評鑑測量模式的優劣，是一種思敵效度的 指標，係指潛在建構可以解釋指標變異量的比 1.00

.33

費五因棄相關矩陣摘要 因素一 二 1.00 .19 .4

8

1.00 .51 .4

2

.64 (三)置費之信度 本量表在 EFA 階段採內部一致性 α 係 數，四個分量表的值介於.8107 至9078 之間。 均連 .80 以上表示具有使用的價值，是一份優 良的瀏驗工具 (Camines

&

Zeller

'引自吳明 隆， 2006) 。而在 CFA 階段則採觀察費項的個 別信度與潛在費項的建構信度。建構信度是傳 統信度係數的延伸，代表測量指標是否能瀏到 潛在建構的程度(李茂能， 2006) 。 (四)置費之強度 本量表用以下四種方式進行效度分析: 1.內容效度考驗 量表題目擬定後，商請資優教育實輯工作 者、有此相關研究經驗者和有學術背景之學者 共五人，以其專業知識及經驗背景為依據，針 對量表內容加以評閱，以建立本量表的初次專 家效度。並於正式量表定稿後，再次商請前述 專家學者進行第二次的專家效度檢驗，以檢視 EFA 及項目分析刪題後之題項內容與排序是否 依然具有內容效度，兩次檢核的結果學者專家 皆認為本量表具有相當理想之內容效度。 2. 建構效度考捨 先用 EFA 進行建構效度的考驗，以主軸 可 <.001

「國小賣價生創造傾向量表」之編製研究 . 87 . 率。 4.稜核效化 為了確定模式的適配不是由於特異樣本的 特徵所產生的結果，本研究使用同一母群下的 其他樣本作為效度樣本進行交叉驗誼，以求本 量表模型在不同樣本下仍具有模型穩定之證 據。

四、研究實施程序

由於研究者對本主題的關切，在確立研究 題目與目的後，乃開始文獻之蒐集與深入探討 而確立本研究的架構，並依據相關文獻的理論 編製完成量表的初稿。 初稿擬定後，於 2009 年九月起開始邀請 專家學者及國小賣價班的資深教師共同審題， 針對量表初稿進行修訂，並於十月中完成本研 究之預試量表。進於十月底選取畫北市立教育 大學附小三、六年級各一班普通班學生進行量 表之試查，以試驗量表的妥當性，並針對試查 結果採取有效措施與修正。 隨即於同年十一月進行全國施測，由於樣 本學校遍及十個縣市，故採郵寄方式將量表轉 發於受試學校，並隨同量表附上一張施測說明 與一個回郵信封，丟面提高回收率，研究者於量 表寄出一週後開始電話催收。 量表回收後隨即進行資料的過濾、電腦的 福碼與計分，再進行相關的統計分析，最後則 進行研究報告之撰寫。

結果與討論

本研究以 SEM 之 CFA 檢驗量表的概念架 構和進行測量模式的適配度考驗，再以 SEM 之多群組分析進行模式穩定檢定和跨樣本模式 形式及參數相似性之檢驗，以比較不同背景資 優生其創造傾向測量模式是否相同，詳細的過 程與結果呈現如下:

一、觀察變項檢查與模 it估計方法

選擇

本研究觀察題項之平均數介於 3.20 至 4.05 並未嚴重趨於極端，標準差介於 .98 至 1.23 並未明顯過小，此顯示本量表所用之觀察 指標相當適切可行。而觀察變項的態勢值介 於-1.05 至-.1 8 之間，峰度值介於-1.02 到別之 間，依據 Kline (1998) 的意見，態勢的絕對 值要大於 3 才視為極端，峰度的絕對值要大於 10 才有問題。是以，本研究的評量指標對於 使用常態分配的估計法影響不大，故本量表選 用最大概似法進行模式參數之估計。

二、違犯估計檢查

模式評鑑之前需先確立所估計的參數並未 連反統計所能接受的範圍，本研究估計的參數 並沒有任何負的誤差變異數存在(介於.1 2

-.60)

，且標準誤都不大(介於.02-.12) ，也 沒有任何標車化迴歸係數值大於或等於.95 (介於.15-.93) ，故本研究並沒有連犯估計的 情形發生，亦即沒有不適當的解產生，所以本 研究的整體模式適配度檢定與個別變項之效度 檢定都將有效可信。 三、模式整體與內在結構適配度評鑑

Hair

、Anderson 、 Ta出血和 Black

(1998)

將整體適配評鑑指標分為三類:絕對適配量 測、增值適配量測和簡效適配量測。本研究經 Amos 處理後得到表六的結果，評鑑結果顯示 除封值不佳與 AGFI 、 RMSEA 、 SRMR 值屬 於尚可接受外，其餘9 個指標皆一致顯示觀察 資料與提出之理論模式適配情形良好，雖然 /值不佳顯示理論模式和實際觀察資料不適 配，但是余民寧 (2006 )指出 j 值易受樣本 大小的影響，當樣本稍大時，即容易達顯著之 差異，所以/值是否達顯著此項指標只能作

· 88 .

特殊教育研究學刊 為參考。故整體而論，本研究的假設模式具有 理想的外在品質，無需進行模式的修正，其標 準化係數呈現如圖一所示。 而內在結構適配評鑑主要在檢視模式的內 在品質。首先，本研究所有觀察費項的負荷量 其 C.R值皆大於1.96 '表示所有指標皆連顯著 水準 (p<.05 或是更好) ，也就是這些觀察費 項可以有效作為其所屬因素的指標。而所有測 量誤之非標準化係數其 C.R值也都大於1.96

'

顯示測量誤皆達顯著水準並非測量沒有誤差， 此符合測驗的原理。 其次，從表七中可知僅題項 29 、 32 和 13 的 R2

_低於

_{.50 的標單，但此三題的迴歸係數檢} 定皆具有顯著性，表示這三個觀察費項可以有 效地反映其所對應的潛在因素，仍為良好可用 之外顯指標。 Bollen 也曾指出只要構念與指標 間係數的 C.R.值大到顯著的程度， R2_就可以 接受(引自楊世安 ， 2004) 。其餘 13 個觀察指 標的 R2_{皆大於.50 '就個別信度的評鑑而言，} 其結果十分理想。而潛在變項的建構信度皆遣 大於 .60 甚多，顯示觀察指標對此四個潛在變 項均提供可信的建構測量。再從平均變異數抽 取量來看，四個平均變異數抽取量皆高於 .50 的標單，顯示觀察變項的變異性受誤差的影響 不大，可謂本模式的潛在構念具有足夠之蔥合 效度。概括而論，本研究理論模式的內在結構 適配度評鑑結果堪稱滿意。 四、複核妓化驗語 為進一步驗證本研究的理論模式是否具有 穩定性，乃以第三組獨立樣本作為效度樣本， 進行Amos 之多群組分析，雖然表八上半部各 個模式的 p 值均小於.01 '顯示模式與資料似 乎不相適配，但是 NFl 、 IFI 、盯I 和 ILl指標

均顯示模式的適配情形令人滿意(大於.90)

,

此表示校正樣本與效度樣本在構念型態上可說 是等同的。再從表八下半部之設限與未設限模 式間的比較得知，在「負荷量限制模式」和

表六

假設模it之聲體適配度考臨 評鑑項目 _分析結果 評鑑結果 %2 未達顯著

%2 =20

1.

51

df=98p=.000

不佳 絕對

GFI>.9

GFI=.93

優良 適配 尚可 量測

AGFI>.9

AGFI=.90

指標 RMSEA<.05優良， .05-.08 尚可

RMSEA=.06

尚可

SRMR<.05

SRMR=.05

尚可

NFI>.9

NFI=.94

優良 增值 優良 適配

RFI>.9

RFI=.92

量湖

IFI> .9

IFI=.97

優良

指標

_TLI

_{(即 NNFI)}

_>.9

_TLI=.96

_優良

CFI>.9

CFI=.97

優良 CM的/DF 介於 1-3 間

CMIN

/D

F=2.06

優良 簡效 優良 適配

PNFI>

.5

PNFI=.76

量測

PCFI>

.5

PCFI=.79

優良 指標 AlC 指數是否較小

AIC=2

77.

51

模式間比較用 CAlC 指數是否較小

CAIC=456.00

模式間比較用

GH

題項 5

.57

.75

題項 7

.65

題項 6

.87

題項 18 「國小資優生創造傾向量表」之編製研究

了\肝\別

/n

八小

.60

題項 23

.69

題項 31

.93

.81

題項 30

.39.63

題項 29

.4

, 好奇J心 冒險性 挑戰，陸 想像力

.4

3

圖一假設模it之標準化保值

.4

5

.53

·89·

.50

· 90 . 特殊教育研究學刊

表七

觀察費項與潛在費項之信度與平均變異數抽取量 潛在變項 觀察變項

R

2 _{建構信度 平均變異數抽取量} 好奇，心 .88 .65 題項 5 .57 題項 7 .75 題項 6 .65 題項 8 .59 冒險性 .92 .75 題項 18 .87 題項 17 .78 題項 19 .75 題項 23 .60 挑戰性 .80 .52 題項 31 .69 題項 30 .82 題項 29 .39 題項 32 .20 想像力 .90 .69 題項 10 .82 題項 11 .74 題項 9 .74 題項 13 .48 表八模式種定性之評鑑

模式 df CMIN P NFl RFI IFI TLI 。未設限模式 196 449.01 .000 .93 .92 .96 .95 @負荷量限制模式 208 460.19 .000 .93 .92 .96 .96 @結構共變限制模式 218 477.68 .000 .93 .92 .96 .96 @殘差限制模式 234 548.25 .000 .92 .92 .95 .95 ~-Q) 12 11.18 .513 .00 -.00 .00 -.00 @一@ 10 17.49 .064 .00 -.00 .00 -.00 @一@ 16 70.57 .000 .01 .01 .01 .01 「結構共變限制模式」均具有組間不變性 (p 究測量模式之穩定性可說通過了從最寬鬆到最

>.00

' 但在「殘差限制模式」則具有組間的 嚴苛條件之統計考驗，顯示從校正樣本到效度 差異，然而 Little (1997) 曾指出若兩個模式 樣本的效度複核獲得支持，也就是本研究之理 之 NFl 值差距小於.05 則可謂組間的比較不具 論提議模式是一個有效的模式，該模式可推論 差異。本研究 NFl 值小於.05 甚多，因此本研 至同一母群中不同組的其他樣本。

「國小資優生創造傾向量表」之編製研究 · 91 .

五、多群組分析

限模式的/值皆連 .01 顯著水準 (

X

2

₌

Byrne

(2001 )建議多群組分析可依照 336.46 、 1080.37 、 354.86 '

df

= 196 、 468 、 Joreskog 的傳統做法先檢驗多個群體在每一個 196'p<.OOI)' 顯示本量表對於不同背景群 觀察費項的因素負荷量是否相等，假如發現某 組的資優生而言似乎不同，即因素型態(指因 越觀察資料因素負荷量具組間不變性，則在其 素個數和題數)可能不同。不過由於此整體性 後新一組參餅目等性之考驗時'f!阿將這些具有 之虛無假設考驗因缺乏基線模式的比較常易過 不變性的參數限制為相同。所以考驗模式的組間 於嚴苛而導致被拒絕，因此可察看「未設限模 不變性乃是一系列逐漸巖苛之統計考驗，此即所 式」的其他指標來加以確認(李茂能， 謂巢套模式比較 (nes能d

model

comparison) 。 2006)，經查整體適配度考驗的其他指標並綜

本研究亦採多群組分析針對資優生的不同 合評判後，發現事實上模式的適配情形尚佳，

背景群組進行多層次之檢驗，從表九可知不管 即不同背景群組資優生在因素型態方面的比較

是「性別」、「年級」或「就讀地區J '其未設 可視為等同。

費九 多群組分析與』麗華模式的比較

變項 模式 Df

CMIN

P

NFl

RFI

IFI

TLI

。未設限模式 196 336.46 .000 .89 .87 .95 .94 @負荷量限制模式 208 350.56 .000 .89 .87 .95 .94 @結構共變限制模式 ₂₁₈ 368.40 .000 .88 .87 .95 .94 性別 @殘差限制模式 234 388.85 .000 .88 .87 .95 .95 @一。 12 14.10 .294 .00 -.00 .01 -.00 @一@ 10 17.84 .058 .01 .00 .01 .00 @一@ 16 20.45 .200 .02 -.00 .01 -.00 。未設限模式 468 1080.37 .000 .73

.72

.83 .82 @負荷量限制模式 480 1094.53 .000 .73 .73 .83 .83 @結構共變限制模式 490 1111.34 .000

.72

.73 .82 .83

年級 @殘差限制模式

506 1187.08 .000 .70

.72

.81 .82 @一。 12 14.16 .291 .00 -.00 .00 -.00 @一@ 10 16.81 .079 .00 -.00 .01 -.00 @一@ 16 75.74 .000 .02 .01 .02 .01 。未設限模式 196 354.86 .000 .90 .87 .95 .94 @負荷量限制模式 208 377.71 .000 .89 .87 .95 .94 說讀 @結構共變限制模式 218 395.38 .000 .88 .87 .94 .94 地區 @殘差限制模式 234 479.56 .000 .86 .85 .92 .92 @一。 12 22.85 .029 .01 .00 .01 .00 @一@ 10 17.67 .061 .01 .00 .01 .00 @一@ 16 84.18 .000 .03 .02 .03 .02

• 92' 特殊教育研究學刊 接著，從巢套模式的比較可知所有群組變 項的「未設限模式」和「負荷量限制模式」之 差，以及「負荷量限制模式」和「結構共變限 制模式」之差的p 值皆未達到統計上的.01 顯 著水準，因此可推知不同背景群組資優生在測 量模式中的因素負荷量和各因素之共變數及變 異數等方面的比較都可視為相等。但「年級」 與「就讀地區」的「結構共變限制模式」和 「殘差限制模式」之差的p 值達到統計上 的 .01 顯著水準，顯示此二個群組不同背景的 資優生在測量誤差之變異數方面不相等，然而 李茂能 (2006) 指出一般 CFA 最感興趣的是 因素負荷量與因素共變數的相等性假設考驗， 因為「殘差限制模式」的要求過於嚴苛。而 Tabachnick 和 Fidell (2001)則強調當因素負 荷量與因素共變數等參數若在組間具有相等性 時，其測量模式就真有不變性，即研究者可宣 稱各群組的資料來自於同一母群。故本量表對 於不同背景群組之資優生而言可說均具有測量 的不變性。 六、建立常模 表十為全部 894 份有效樣本在創造傾向總 得分之平均數與標準差，可明顯發現資優生各 年級男、女生抽樣的人數很不平均，有的懸殊 頗大，有的甚至因緯巧合沒有抽到任何學生， 因此本量表的常模實不宜依據學生的性別來建 立常模對照表。 研究者謹以單因子變異數分析考驗年級在 創造傾向總分上之差異情形，表十一為變異數 分析的結果，可知不同年級的資優生其創造傾 向有顯著的差異，故本量表常模乃依年級為對 象，分別編擬三~六年級原始分數與百分等級 的對照表，以供量表施測結果解釋之用。 義+ 各年級男女生在創造傾向總分之平均數與攝準差 年皺 _一 四 五 -/A、

-性別 男 _女 全 男 女 全 男 女 全 男 女 全 人數 102

_。

102 82 32 114 320 224 544 66 68 134

總分

M 57.33 57.33 58.21 63.00 59.55 58.75 58.71 58.74 64.53 67.75 66.16 SD 7.69 7.69 3.65 2.03 3.92 8.29 7.57 8.00 8.47 5.11 7.13 實+一 年級在創造傾向總分之變異數分析搗要 變異來源 SS df MS F 事後比較 組間 6671.60 3 2223.87 40.23""" 4>1 、 2 、 3 組內 49201.12 890 55.28 全體 55872.72 893

p<.OOI

註: 1 -4分別代表三~六年級。 七、綜合討論 本量表的編製不僅採用傳統因素分析的方 法進行潛在架構的分析與資料的簡約外，也應 用當代測驗統計學的主流技術 SEM 來進行理 論之驗證'除了精單估計測量誤差及處理誤差 的相關問題外，還用以檢驗測量工真之信效度 和進行測量不變性的考驗，這是本量表與過去

「國小資優生創造傾向量表」之編製研究

. 93 .

相關量表編製不同的最大差異之處。單就與林 幸台和王木榮( 1994) 的「威廉斯創造性傾向 量表」相較，本研究除了驗證創造傾向四大類 潛在心理構念的存在外，還清楚呈現本量表的 信效度皆優於原量表、題數也比原量表明顯來 的精簡、題目選項也比原量表來的多可讀受試 者的反應有較精確之選擇，以及題目用語也比 原量表更為順暢明瞭，且本量表有特別針對國 小資優生的年級變項建立全新的常模對照表， 可比原量表更能有效鑑別與解釋資優生之創造 傾向。 其次，本量表其整體與內在結構的適配度 評鑑結果皆令人滿意，複核效化的結果也佳， 顯示本量表不僅因素構面十分穩定外，也再次 強化 Williams(l 980， 1993)創造傾向理論模式的 可行性，足見其所提出的創造傾向理論不僅適 合一般的普通學生，也適用於資優生身上，是 一個可推論至不同群體的有效理論，足供我們 深究、解釋與了解個體之具體創造傾向。 再者，從圖一可知創造傾向的四個因素間 真有低至中度的相閱(係數介於.1 5 至 .53 )。 相關皆未超過 .85 以上，顯示該模式應不具有 男一更高層次之因素結構(李茂能， 2006; 黃 芳銘， 2007) 。其慎重起見，首先依據因素間 相關係數的標車誤來計算所有標準誤的信賴區 間，結果其值介於m 至.67 '此信賴區間並沒 有包括 I '顯示本量表的模型可以是一個四面 向之瀏量模式。接著，以競爭模式的觀點，針 對此四個一階因素可能存在一個高階共同因素 的對等模型，再以 SEM 考驗二階 CFA 模式的 適配情形，結果幾乎所有指標的適配度(如

RMSEA =

.064 、 SRMR= .07 、 CMIN/DF

=

2.23 、 CFI=.96 、 GFI=.92) 皆不若一階四因 素模式來的好，且 AIC=294.53 和 CAIC= 463.62 與表六的數值相比，也一致指出二階單 因素模式不若一階四因素斜交模式來的適配與 簡效，可見本量表一階四因素的測量模式是非 常正確的模式界定。 最後，從圖一完全標準化解的參數值中， 可以看到對潛在變項「好奇心」而言， r 題項 7J 比其他三個題項在建構上更有效度;對 「冒險性」而言， r 題項 18 J 比其他三個指標 更具反映的效果;對「挑戰性」而言， r 題項

30

J 比其他三個題項更真關鍵性的影響;對 「想像力」而言， r 題項 10 J 也比其他三個指 標更能反映該因素的效度，此顯示這四題分別 與各自的潛在內涵最有關係，是本量表測量上 述潛在因素的最佳試題。而題項 13 、 29 和 32 的因素負荷量較低，則表示這三題對潛在建構 的貢獻度明顯較小，造成此現象的成因很可能 是指標的品質不佳所致，然確切之原因仍需後 績的研究才能真正釐清。

結論與建議

一、結論 本研究以 Williams

(1980

,

1993) 的創造 傾向理論為基底，並參考相關的資料，而形成 量表的構念與指標，當進行理論模式之整體適 配度考驗時，發現該模式與觀察資料間的契合 情形達到令人相當滿意的適配標車，且模式的 信效度經評鑑後也相當理想，此顯示本研究的 量表模式具有相當理想的內、外在品質。為檢 驗模式的效度，本研究再以男一相同人數的不 同樣本進行理論模式的模核效化，結果顯示該 模式依然適配良好，即本研究所建構之測量模 式真有穩定性、推論性、有效性及預瀏效度。 為了比較不同背景費項(性別、年級與就 讀地區)之資優生在此測量工真上是否真有組 間的差異，本研究採用巢套模式比較的多群組 分析方法，以檢定模式的形式與參數的相似 性，結果發現不同背景的資優生在因素型態、 因素負荷量和各因素之共變數與變異數等方面 的比較皆可視為相等，有的恆等性假設考驗結

· 94 .

特殊教育研究學刊 果甚至已達到測量誤差之變異數與共變數層次 的等同，是故，本研究的測量工具對於不同背 景之資優生而言均具有測量的不變性。 二、建議 (一)關於量表的應用 本研究所發展的創造傾向量表係一具有良 好信效度之有效工具，該量表除了可幫助我們 了解國小資優生創造傾向整體與四個面向的詳 細情形外，還可以進一步作為探查資優生創造 傾向強弱等相關研究與輔導的有效工具之一， 透過本量衰，研究者不僅可以擴展相關知能， 還可以洞悉與評估資優生創造傾向之優弱勢現 況與差距。此外，在教育現場的實際運用上， 若能再配合其他質化資料的佐證'相信更能深 入、完整釐清資優生創造傾向之全貌。 其次，本量表僅能適用於賣價生創造傾向 之分析，不可用於創造力認知方面的評量，雖 然兩者間的關係密切，但是創造傾向得分較高 的資優生其創造力認知表現是否也真的較佳， 從目前的文獻卻無法明確得知，此為本研究的 限制所在，亦是未來可以後續研究的重點議題 之一。 (二)關於種割的研究 1.進行量表修正之研究 表七顯示本研究的指標有三題的 R2 _低

於

.50 的標單，此表示這三屆與潛在內涵間的 關聯性明顯較低，故未來量表的修正，建議可 從不佳指標的修正改進來下手，以降低測量誤 差對指標之影響，並增加潛在變項對觀察費項 的解釋力，如此再檢視其模式之適配情形，應 能顯著提昇觀察變項的個別信度。 2. 進行量表妓度延展之研究 本研究因時間、行政、經費的限制僅以國 小的資優生為研究對象，建議未來的研究可將 研究的對象延伸到其他教育階段或其他類別的 資優生，再檢視模式是否依然適配，以檢視此 測量工具的效度延展性，並進而驗證本量表是 否具有廣泛且良好之適用性與頡化性，如此將 可使本量表的研究會更形完整。 3. 進行資優生其他背景費項恆等性之研究 本量表的測量具有跨性別、跨年級及跨就 讀地區之恆等性，然有關資優生的重要背景費 項尚有許多，如賣價生的資優類別、就讀的班 級型態、家長的社經地位等等，這些變項的不 同群組資優生是否依然在此量表上具有組間的 不變性，則需要再重新蒐集資料並予以檢定才 能進一步得知，故建議後續的研究者可針對資 優生的其他背景費項再進行多群組分析，以了 解本量表是否依然存在測量的恆等性。 4. 進行兩階段的研究程序以累積本量表的 效度詮據 本研究所有樣本資料均於預試階段時蒐集 完畢，之所以採行單一研究程序的主要理由係 因為通常預試的樣本是採立意取樣的方式來獲 得，尤其全國抽樣的研究更是如此，因為在有 限經費與人力物力的限制下，不太可能預試與 正式施測都全國抽測，而本研究的預試樣本能 做到隨機取樣主要係拜單一研究程序所賜，此 也是單一研究程序優於兩階段研究程序最主要 之處。但不可諱言的是，單一研究程序忽略了 預試題數刪減後題目排序或題目重新組合後對 作答的影響(樓永堅， 1999 、 Price

&

Tewlcs-b帥" 1996)' 以及題數減少後可能對效度產生 的衝擊，此為本研究的另一限制所在，故建議 未來的研究可採預試與正式施測兩階段皆進行 隨機抽樣的研究程序，來檢視和驗證本量表的 信效度是否依然合宜，以持續累積本量表可以 有效測得資優生創造傾向特質之效度證據。

參考文獻

王木榮、林幸台(

1986)

:威廉斯創造力測驗 修訂研究。特殊教育研究學刊，

2 '