幼兒園園長實用智能的因素結構及其與個人表現之關係

國立臺灣師範大學教育心理與輔導學系 教育心理學報，民 96' 38 卷， 3 期， 227-250 頁

幼兒園園長實用智能的因素結構及其與個人

表現之關係

李新民

樹德科技大學

幼兒保育系

陳密桃

園立高雄師範大學 教育學系 本研究旨在探析幼兒團團長實用智能的因素結構及其與個人表現的關係。研究者以南部地區 462 名公私立幼兒圓圓長為問卷調查樣本，蒐集所得實證資料透過驗證性因素分析與結構方 程模式進行統計分析。主要研究發現有二:其一，單一主要因素與三個二階因素的幼兒團團 長實用智能模式之契合度可以接受;其二，幼兒團團長的實用智能與個人表現有顯著開聊。 根據主要研究發現，研究者進行相關的討論並研提未來研究建議。

..

關鍵詞:個人表現、結構方程揖式、實周圍能 影響真實世界表現的人類能力之探究，長期以來就是心理學界所關心的重要議題。在管理心理 學頡域，傳統的人力資源管理實證研究每每以智力測驗所測得的 IQ 來表徵人頓能力，並探討其預測 個人表現 (individual perfonnance) 的解釋量。但彙整 IQ 預測個體表現相關實證研究加以後設分析之 後，卻發現 IQ 這種強調一般認知的人顛能力，其實只能解釋個人表現變異量的 20% 左右，還有將近 的%的變異量無法解釋(J ensen ， 1998) 。於是越來越多的學者嘗試超越智力測驗此一傳統心理計量工 具之限制，從反映真實世界的社會能力此一角度切入，試圖探索脈絡化的人穎智能面向。而在此一智

能典範轉移浪潮中，最受眉目的就是 Sternberg 與其研究團隊所倡導的實用智能 (practical

intelligence

,

P

I)

(李新民、陳密桃與莊鳳茹，民的;，

Sternberg

,

2α沁， 21

_∞

₄

;

Sternberg

&

Hedlund

,

2∞2) 。實用智能

乃是在特定情境脈絡下解決真實世界問題的能力，此種社會建構論 (social constructionism) 之論述取 向，不但開啟智能的社會性建構寬廣視野，也提供了詮釋真實世界表現成功的學術研究之可行預測

變項。在為數有限的研究中，李新民(民 93) 、 Chan 和 Schmitt (1998) 、 Portfield (2∞I)以及 Taub

(1998) 已經提供了實用智能的測量模式以及有效預測個人表現之實證依據。然而此一假設測量模式 究竟包含幾個因素構面?是否為階層性建構?其與不同個人表現(

individual

perfonnance) 測量方式 所得數據之關聯程度是否一致?仍缺乏統合模式分析 (hybrid modeling) 的實證研究探析。 根基於此，本研究攝以「幼兒團團長實用智能的因索結構及其與個人表現之關係」為題進行實證 研究，主要研究目的有二:其一，探討實用智能因素結構的型態與穩定性;其二，檢驗實用智能影響 個人表現的適配模式。而為了實證研究有所依循，茲彙整相關文獻，針對實用智能的涵義、實用智能 天f

228 .

教育心理學報

的理論構面、實用智能評量與因素結構、實用智能與個人表現之關係，扼要說明如後。 一、實用智能的酒教

實用智能研究的緣起來自於傳統智力觀的困境，同時實用智能的發韌也有呼應正向心理學

(positive

psychology) 積極正向，以及近似真理(truthlikeness) 科學進展之涵義。在各種新興智能論 述風起雲湧之際，人額智能的多重面貌越來越受到教育心理學家的重視。陳李綱、林清山(民80) 根基 Sternberg 早期智能理論所建構的「多重智力理論模式J '吳武典、簡茂發(民 89 )整合 Gardner 和 Sternberg 智能理論的「人事智能衡鑑」都已提供實用智能在本土運用的關鍵索引。智能研究學術 社群也已逐漸達成共識，諸多學者都同意在傳統的語文、過輯-數學智力之外尚有其他智能型態存 在，並有積極探究研發的必要性(周子敬，民的)。綜觀理論論述與實證研究，人額智能其實包括 本質智能 (essential intelligence) 與脈絡智能 (contextual intelligence) 兩大觀察取向。傳統智力觀偏 重在本質智能觀點上，將人類智能視為一種天生注定的內在能力，一種穩定的實體，既不具備可塑 性，也缺乏動態性(李新民、陳密桃，民92) 。天生注定的內在能力見解，造成人穎智能的詮釋側重 在證明個體的天賦潛能資質，不但無助於提升個體心理能量，更將智能心理學帶向智能缺陷診斷、

智能不足分類的悲傷學問泥津之中 (Sternberg，

1985

,

2∞4

; Sternberg

&

Hedlund

,

21∞2) 。而穩定實體

的見解，則是造成人額智能的研究偏重在 Mundy-Castle (1974) 所謂的技術智能層面(

technological

intelligence)

，強調智力測驗的運用以及因素分析的心理計量實證分析，誤把IQ 等同於人穎智能的全 貌，錯將人穎智能真相的探索侷限在智力測驗的靜態領IJ量分析，因布無法引進創新的智能見解，進而 促進智能研究的科學進展。 有鑑於此，

Sternberg (1997a

,

2∞4) 從脈絡智能觀點出發提出實用智能之說，強調脈絡契合

(contextual

fit) 的智能相對觀。其主張個體實用智能來自於過去真實環境生活所累積的內隱知識

( tacit knowledge

,

TK)

，透過這些實務經驗鍾鍊的內隱知識引導，個體會找到適應環境、塑造環境

或選擇環境 (adapting

to the environment

,

shaping the environment

,

or selecting a new

environment) 的生

存之道，而這些生存之道在一艦日常生活中可稱之為生活智慧，在專業工作上可稱之為專業智慧， 兩者皆是實用智能潛在建構的內隱知識(李新民，民的;

Sternberg et al.

,

2α沁)。而構變實用智能潛 在建構的內隱知識具有三個主要特色(李新民，民的;三字新民、陳密桃，民 92

; Sternberg

,

1997a ;

Wagner

,

1987) :

(一)內睡姐輯是經驗本位姐踏

內隱知識是一種非「學術智能 J

(acadmic

intelligence) 架構的經驗本位知識(

experience-based

knowledge)

，無法透過學校教育傳授的選擇性編碼(selective encoding) 、選擇性組合(

selective

∞mbination) 、選擇性比較 (selective comparison) 知識支持，需要真實體驗的生活經驗之鍾鍊。經驗 本位知識意昧著實用智能乃是一種非結構性真實世界問題的解決能力。

(二)內隱知臨是特殊情境知磁

內隱知識是一種面對特殊情墳、特殊事例峙，知道怎樣做 (practical

know

how) 才能成功處理真 實生活問題的特殊情境知識 (context-specific knowledge) 。可以幫助個體在時間緊迫、狀況曖昧的現 實下，機伶地處理事情。特殊情境知識意昧著實用智能乃是一種脈絡相依的社群生活應對能力。

(三)內睡知輯是行動導向的知鷗

內隱知識是一種掌握竅鬥 (know

the ropes)

，直覺性地處理問題之行動導向知識(

action-oriented

knowledge) 。引導個體從內化的程序性知識 (procedural knowledge) 中，超越僵化演算式程序

(algorithmic procedure)

，自動化地握取機智的因應對策。行動導向知識意昧著實用智能乃是一種直 覺性的行動決策能力。

綜言之，實用智能具有高度文化依賴特性 (culture

dependence)

，實用智能可以依賴後天環境去 詛釀累積，而每一個體也都可以透過實用智能的發揮，找到他的生命出路。

二、實用智能的理論構面

承接上述，實用智能可謂是一種從一般生活或是職場工作經驗中，透過解決實務問題的做中學過 程，累積內隱知識以便在真實環境中生存的實用能力，其包括適應環境、盟造環境以及選擇環境等

三種相互為用的問題解決、生活應對、直覺判斷能力 (Sternberg

&

Kaufm徊， 1998) 。茲進一步說明適

應、塑造、選擇環境三個實用智能層面如下: (一)適暉環境能力

適應環境能力是個體改變自己來順應既有情勢環境，且巧妙地取得個體欲求與環境要求之間平衡

的實用能力(李新民等人，民的;

Sternberg

&

Hedlur肘， 2

_∞

1 _2;

Wagner

,

2∞0) 。將此一界定進行文化

變異 (cultural variability) 的本土脈絡化詮釋，適應環境能力強者具備儒家「克己復禮為仁」般的內 隱知識，其所運作的內隱知識包括檢視自我能力、資源，然後依照情勢改變自己去配合情勢與環境變 化的「權衡輕重，量力而為 J ;善用人際互動關係網絡，彈性調整自我角色認知、工作心態，包容異 己、廣結善緣，與人分享、互惠合作一起努力設法順應環境情勢的要求，並追求雙廳局面的「兼容並 蓄，廣結善緣 J ;行事低調一如船過水無痕，隨著時間變化慢慢改變自己，並在不引人囑目、不受外 力干擾之下，調整自己在環境中的定位，讓自己融入既成形勢的「鴨子划水，暗中使勁 J (李新民， 民的)。 (二)塑造環境能力 塑造環境能力是機智地改變環境情勢，取得有利自我條件，進而順利解決真實世界問題的能力 (李新民等人，民的;

Sternberg

,

1985

,

1996 ; Wagner

,

20∞)。將此一界說進行符應本土脈絡的解析， 則盟造環境能力強者具備道家「與造物者遊」般的內隱知識，其所運作的內隱知識包括跳脫傳統思 維限制，靈活改變外在以創造有利自己情勢的「高度創意，變化若神 J ;以退為進等待有利自己的良 機，以時間改變空間來轉移情勢，以迂迴轉進尋求營造有利自我情勢之「迂迴轉進，事緩則圓 J ;借 用外來資棍，善用現有機緣，以營造有利自己的局勢之「借力使力，轉移情勢 J (李新民，民 93) 。 (三)選擇環境能力 選擇環境能力是個體藉由選擇新環境或情勢，來另闢新局增加自我在真實世界存活機率的能力

(李新民等人，民的;

Sternberg

&

Hedlund

,

2∞2;

Wagner

,

2α)(» 。將此一定義進行本土脈絡化的轉

化，則選擇環境能力強者具備佛家「般若觀照，見性自在」般的內隱知識，其所運作的內隱知識包 括以華人文化中的太極、大智若愚、老二哲學來轉移心境，選擇適合自我心理環境的「大智若愚，心 境轉移 J ;拋棄過往沉澱成本，以實際行動重新選擇適合自己生存環境的「能捨能得，另謀出路 J ;跳 脫既有格局，選擇物理空間規範之外的心理情境，進行前瞻性行動的「男闢戰場，創造新局 J (李新 民，民 93) 。 簡言之，實用智能理論構面所指涉的環境適應、塑造、選擇，實乃華人思想中的聲勢、形勢、氣

勢、情勢、局勢、時勢之進退應對 (Hu個g

&

Zurcher

,

1995) 。

三、實用智能評宜興因，聽結構

實用智能所包含的適應、塑造、選擇環境三種能力，其原型 (prototypic form) 乃是先前所述 的內隱知識一一一種在缺乏明顯線索的曖昧情況下，卻知道怎樣做的後設構念(

meta-construct)

(Sternberg et a

I.,

21

_∞

0) 。由於內隱知識是個體對所處環境適應、塑造、選擇的內在理解過程中所累 積的經驗本位知識，真有只能意會不可言傳的特性 (Horvath ， 2000) 。在實用智能的評量研究上，無

230 .

教育心理學報

法透過訪談或一般的自陳量表來要求受試者說明其內隱知識為何，必須依賴一些觀察指標來推斷其 內隱知識。因此， Sternberg 與其同僚( 2(削)所發展的內隱知識量表乃是採用所謂的情境判斷量表

( situational judgment

invento句， S1I)型式。情境判斷量表包含虛擬實境的「狀況問題J

(work-related

sωnarios) ，以及解決問題的「可行選項J (alternatives) 。施測時受試者被要求融入狀況題情境中，假 想自己就是當事人，針對選項用來解決問題的有效性，以Likert 式量表計分型式來提出其個人評估意 見，研究者根據其評估意見時所呈現的判斷反應來推測其內隱知識，進而推論其實用智能(李新民等 人，民的)。其具體形貌如表 1 所示。 表 1 情境判斷量表例題 合 r123 幼兒園」要求老師利用假日時間配合招生宣導，但又不給老師補假和加班費，並規定每人必須招 收到若干學生，未達到續效要求即減薪甚至開除，如果您是 r123 幼兒園」的老師您會怎樣反應? 假想您是上述情境的當事人，針對以下做法，您若覺得 非常有效請闢選 1 尚且有妓請圈選 2 可能無效請圍還 3 一定無效請圈選 4

..

1.體諒園所立場，不必計較太多，心甘情願的盡量配合

1

2

3

4

2. 假裝成家長去試探其他圍所招生技巧，稍加修正調整之後用在自己的招生工作上 1

2 3 4

3 為了避免未達續效被減薪或開除，另外選擇一所可以心神專注在教學工作的圍所

2

3

4 資料來源:李新民(民的) :幼兒教師實用智能與工作表現之相關研究。高雄:復文。 323 頁。 Sternberg 與其同僚 (2000) 已經發展出很多情境判斷量表形式的內隱知識測驗來評量不同職場

領域人士的實用智能，例如:學術心理學內隱知識測驗 (tacit

knowledge test of academic psychology

,

TAP) 、管理內隱知識量表(

tacit knowledge inventory of management

,

TKIM) 、業務員內隱知識量表

( tacit knowledge in sales

,

TKIS) 等等。

這些評量工真的發展都是從外顯理論 (explicit

theoretical

approach) 以及內隱理論 (implicit

theoretical

approach) 兩種角度來建構發展。根據 Sternberg，

Conway

,

Ketron 和 Bernstein

( 198

I)的

人類智能概念 (people'

s conception of

intelligence) 說法，內隱理論又稱作非正式理論(

informal

theory)

，其來自外行人 (layperson 係指研究智能心理學家以外的人)對於智能的信念系統，並且反 映出智能構念的社會學面向，說明某時空背景下特殊社群對「智能」一詞的見解。外顯理論又稱作正 式理論 (formal

theory)

，其來自研究智能心理學家的實證研究，並且反映出智能構念的心理學面向， 說明客觀科學驗證下的智能風貌。而內隱理論對於外顯理論的貢獻，在於提出傳統智能觀所忽略的重 要智能層面，以及發展創新智能新解的依據。

Sternberg

(1997b) 本人即會針對不同頡域學術專家進行訪談研究，訪談結果發現藝術、企管、 哲學、物理等不同科系教授對於哪種學生可稱之為「有智能的學生J '彼此之間的意見相當分歧。而 這些不同領域教授的「有智能學生」答案，反映的正是這些教授對其專業領域成功的專門知能發展

的「人生軌道 J (life 甘吋ectories) 之界定 (Cas凹.1999) 。換言之，實用智能的評量工具發展並非運 用傳統智力測驗「由上而下」的方式，由專家學者主導智力測驗的內涵以及各題項在智能因素橋面 的歸屬。而是召集熟悉受試對象的主題專家(

subject matter

expe悶. SMEs) 透過焦點團體討論或諮詢 訪談的方式來規劃實用智能的評量內涵與架構(李新民，民的)。畢竟，實用智能是反應社許真實 生活世界的生存能力，最清楚這些特定脈絡機智處理方式的人就是實際生活在此一社群的人。除了 Sternberg 與其研究團隊 (2紋的)採取這種尊重實務人員意見的實用智能評量「由下而上」建構模式 之外，研究實用智能的專家學者也都追隨Sternberg 研究團隊這種符應實用智能社會建構特性的評量 工具發展模式。例如，

Herrick

(2∞I)以焦點團體訪談 (focus

group

interview) 高中生的方式來編製 符應高中生生活的模擬問題反應評量工具「高中生實用智能量表J

(practical intelligence inventory for

high school student

,

PHIS)

，其以符合高中生活的真實生活問題，要求受試學生從預設的選項中挑選其

認為合適的解決方法。然後，根據受試學生選擇的傾向來判斷其是否善於運作實用智能中的適應、塑 造、選擇環境能力。又例如，

Portfie1d

(2∞I)尊重實務專家的意見，以資深實務 λ 員和新進人員的 差異程度，來確定評量保全人員實用智能的情境判斷量表可行選項之有致性。亦即 l資深人員認為可行 選項所代表的處理方法合適，且其見解與新進人員看法差異越大者，買 IJ此一可行選項越能反應保全人 員工作社群的機智內隱知識。事實上，傳統智能心理學術研究者與實務人員意見的差異，此中所彰顯 的正是上述的僵化演算式程序與行動導向直覺性程序落差，以及學術智能與實用智能之差異。 無論如何，實用智能評量的相關研究至今仍甚為稀少，在為數有限的研究中以 Sternberg 與其研 究團隊的研究占大多數，然而 Sternberg 研究團隊的研究報告對於實用智能的因素結構之探析不是略 而不提，就是呈現在外人難以取得的委託技術研究報告。在 Sternberg 研究團隊以外的研究報告更是 稀少，國外部份只有 Herrick (2∞I)的高中生實用智能評量提及因素結構分析的相關報告，而在國 內部分，李新民(民 93) 的幼兒竭而實用智能評量，以及李新民等人(民 93) 的國小教師實用智能 評量，二者對於實用智能的因素結構則有較為詳盡的說明。茲扼要說明相關評量研究發現如後。

Wagner

(1987) 對 91 位大學教師、 61 位碩士班學生以及60 位耶魯大學學生評量實用智能，施 祺IJ所得實證資料進行主成份分析，分析結果得到一個共同因素(gp) ，可解釋 76% 的變異量，同時藉 由驗證性因素分析求得一個適配度良好的單一因素結構。Herrick (2∞I)對 171 位高中學生實施高中 生實用智能測驗，發現適應環境、塑造環境、選擇環境三個因素構面可以透過內容分析的邏輯放度

( logical

validity) 來建立。李新民(民93) 研究幼兒教師實用智能評量發現，在主軸法萃取因素搭 配直交轉軸策略之下，實用智能可分成適應環境、塑造環境、選擇環境三構面，合計可以解釋649島 的變異量。李新民等人(民93) 研究國小教師實用智能評量以驗證性因素分析，發現適應環境、塑 造環境、選擇環境能力之上，存在一個實用智能的共同因素，且此二階因素結構模式契合觀察資料， 適配度( goodness-of-fid 尚稱良好。 綜言之，針對這種過去文獻無法確認實用智能因素結構型態的現象，實可以一系列的模式建 構，透過驗證性因素分析，比較各種對立模式(alternative model) 的適配度以確認何種模式最適配 且最精簡(黃芳銘，民的)。當然如果為了釐清此一因素結構是否穩定，則所謂的複怯效度(

cross-validation) 之考驗，便可實際進行以了解假設測量模式是否受到特異(idiosyncratic) 樣本所限制(余 民寧，民 95 ;邱皓政，民 92) 。 四、實用智能與個人表現之開係 實用智能的建構與發展本即是為了捕捉傳統智力所無法解釋的個人表現變異量，在實用智能評 量假設測量模式之外，實用智能影響個人表現的探究與實證研究便成為Sternberg 研究團隊的研究重 點。而在論述實用智能與個人表現關係相關研究之前，有必要對於所謂的個人表現之涵義加以界定，

232

教育心理學報

以便蘆清實用智能與個人表現關聯的理論假設冒趣。就個人表現的實務指涉而言，教育學習領域的學 業成就以及工作職場的工作績效是心理學界最關切的議題。畢竟，學校教育機構中的學生學業成就涉 及國家人力資源培育的基礎工程，社會各職場領域從業人員的工作續效攸關國家整體競爭能力。而不 論是學業成就抑或工作績殼，其實都是人賴在真實生活中具有文化價值的活動，其乃展現於真實事例

(authentic

instances) 之中的各種智能行為 (intelligent

behavior) (Greenfield

,

1997) 。智能著重的是

Gottfredson

(2∞2) 所謂的「有潛能去做的因素 J

(will do factors)

，表徵個人表現的智能行為則是強 調「已經做完的因素J

(have done

factors) 。只是學業成就的智能行為依賴的是 IQ 之額的結構化學術 智能，而工作績效依賴的則是實用智能此種非結惰性的直覺性能力。換言之，實用智能特別適合用來 評估影響真實職場表現的「有潛能去做的因素 J '其與傳統 IQ 之差異正在於兩者預測的「已經做完的 因素」不同。

在此脈絡下論述適合實用智能預測的工作績效此一個人表現，貝 IJ 個人表現的評量依據包含具體 量化績效指標以及個體行為表現的觀察。具體量化續效指標的評量根基於續效管理(

performance

management)

，強調所謂的效率( efficiency 卜效能 (effectiveness) 與效力 (efficacy) 等數量層面的

整體表現(Lee，

Lain

, &

Chen

,

1999) 。此種經濟效益算計的評量指標，旨在評量個體與組織核心技術

有直接關聯的專業表現，並透過具有追蹤與回饋功能的數值來提供個體所處組織正確資訊，奠定薪酬 制度規劃與組織決策機制之基礎 (Scott

&

Tiessen

,

1999) 。就個體行為表現觀察而言，其乃透過所謂 的自我評估、同儕評量或者上司評分等主觀衡量的方式，來理解個人幫助組織達成目標的努力程度，

從而釐清個體利社會組織行為 (prosocial

organizational

behabv帥， POB) 對組織效能的貢獻 (Brief

&

Motowi

d1

o

,

1986) 。簡言之，客觀續效指標適合用來評量所謂的任務表現(

task performance)

，主觀衡 量適合用來評量所謂的脈絡表現 (contextual

performance)

，分別表徵個體對其服務組織的「實質有形

的產出」以及「工作過程中的各種投入J

(Cascio

,

1991) 。如果要在客觀績效指標與主觀衡量的個人

表現中取捨，根據 Meyer 、 Allen 和 Smith (1993) 的解釋，當研究重心是聚焦在整體表現結果的評量 時，踩用主觀知覺的自我評估方式比客觀續效指標更能夠反應事實。畢竟，客觀績效指標無法完全反 映出組織成員在組織目標實踐過程中的努力成果。 無論如何， Sternberg 與其研究團隊在研究報告中，曾提到若干以情境判斷量表型式評量實用智 能與不同指標定義的個人工作表現之相關研究，茲歸納整理如表 2 。 根據表 2

'

Sternberg 的研究團隊以薪水、年資、生產量等客觀量化指標，以及考續、評分等主觀 衡量分數為實用智能的效標變項，估算實用智能影響個人表現之相關係轍。其中實用智能和客觀量化 指標表徵的個人表現以及主觀衡量的個人表現之相關大多數達到顯著水準。但是，這些相關係數所呈

現解釋量幾乎都是屬於低效果量 (Hase，

Waecher

, &

Soloman

,

1982) 。此外，相關研究分析樣本數明顯

偏低，根據 Cohen (1988) 的統計考驗力計算，以 Sternberg 樣本數峭的保險業務員實用智能影響個 人表現為例，第一類型錯誤機率設定為 .05 '相關係數.35 時，貝IJ其統計考驗力為 .69 '亦即正確拒絕 虛無假設的機率為 69% 。而當相關係數為 .31 時，統計考驗力只有 .58 '正確拒絕虛無假設的機率剩 下 58% 。這樣的心理計量分析品質實很難在統計驗證上取得有力的支持譚據。

TAP

TKIS

TKIM

(n

=77)

(n

=

79)

銀行經理 (n

=

22)

(n

=

13)

(n =49) 心理學家 (n

=

59)

Wagner

(20∞)

Wagner

,

Rashotte

,

&

Sternberg 保險業務員 (n

=

(1994)

48)

Wagner & Sternberg ( 1985 )

表 2 Sternberg 研究團隊有關，用智能與個人實現之相關研究 研究者 研究對象(據本數)實用智能評量工具 個人表現指標 相關係數 著作被 SSCI 引用次數 .44料* 出席會議次數

.34*

系教評評分

.4

0**

系上學術表現評分

.4

8***

研究工作年資 41 材* 教學服務年資

.26*

行政工作年資

19*

薪水 晶* 交易買賣金額

56*

管理工作年資

30*

年終獎金 .35 料 進入公司年資

.37**

繪任業務員年資

31**

Hedlund

,

Horva曲，

Forsythe

,

排長 (n

=

368)

上司評分之考績 .1

4*

Snook

,

Williams

,

Bull訟， 連長 (n

=

163)

TKM

L"

上司評分之考續

.13

Dennis

,

&

Sternberg (1998)

.營長 (n

=

31)

上司評分之考績

42*

註 a: 轉引自 Gottfre也恤，2∞2:43 '原均資料來源為研究者無法取得之技術報告。 註 b: TKML 係 tacit

knowledge for military leaders

(軍事領導內隱知識測驗)之簡稱。 中<.肘 ， **p

<

.01

, ***p< ∞ 1

-除了 Sternberg 研究團隊發現實用智能與個人表現有關聯之外，

Portfield

(2∞ 1 )以自編情境判斷 量表測量保全人員的實用智能，並以上級督導對保全人員工作表現的評分界定個人表現，實證研究統 計分析發現，保全人員的實用智能與各方面個人表現相關在.39 至.48 之間，皆達 .01 顯著水筆 (t美 本數 n

=

506) 。在相關分析之外， Pulakos 、 Schmitt 和 Chan (1996) 以自編情境判斷量表評量 456 位 應徵公部門職位者的實用智能，以實作評量測量應徵者的個人表現，結構方程模式分析顯示實用智 能預測個人表現的路徑係數 r =.13' 連 .05 顯著水準。而李新民(民 93) 藉由結構方程模式分析的 研究結果發現，幼兒教師實用智能影響工作表現的路徑係數 r

=

.84' 達.∞ 1 顯著水準 o美本數 n=

821

)。這些研究全部聚焦在實用智能與主觀衡量的表現結果之關聯探究，然而這些研究樣本數較大， 可以補充 Sternberg 研究團隊小樣本研究發現，以及偏重在實用智能與客觀量化個人表現相關研究之 不足。 總言之，相關係數考驗分析顯示實用智能與個人學術、續效、行為表現等種種評量方式所得之個 人表現有所關聯，結構方程模式分析結果更呈現實用智能顯著影響主觀評量的個人表現之風貌。然而 相關係數只是提供預測闢係存在可能性的證據，相關係數本身並沒有明確的影響方向指涉，無法彰顯 實用智能影響個人表現此一智能行為的理論假設。相關係數平方所呈現的解釋量也無法完整說明所謂 的影響效果量。而缺乏整合實用智能影響主觀衡量與客觀衡量個人表現的結構模式分析，實難真正理 解實用智能對個人表現的影響究竟是側重在那一面向。

234 .

教育心理學報

方法

總結上述文獻探討，回應研究目的，本研究所要探討的問題有三，其一，實用智能此一新興智能 理論之因素結構型態是否符應理論模式所指涉的三向度建構;其二，實用智能的因素結構是否具備模 式穩定性;其三，實用智能是否與個人表現有顯著關聊。針對研究問題一，本研究根據理論假說，建 構三個可能模式，透過模式適配度評鑑之比較，選擇最契合實讀觀察資料的假設模式。就研究問題二 而言，本研究擬透過不同檀製策略 (replication strategy) 進行擅核效度的交叉考驗。至於第三個研究 問題之探究，擬透過結構方程模式來統合考驗實用智能對客觀衡量以及主觀衡量的個人表現之影響效 果。根基於此，茲依序說明本研究方法如下。 一、研究單構 根據文獻探討及研究目的，擬定統合考驗架構如圖 1 所示。 實用智能 塑造環境能力

的目前

適應環境能力 組合分數 l 選擇環境能力 _{組合分數 2} 圖 1 研究單構 根據圖 1 '本研究首先探究實用智能的因素結情是否包含適應環境、盟造環境與選擇環境三個構 面，此一假設測量模式是否為二階層的建檔;接著分別以客觀的續效指標之個人表現、主觀的自評工 作表現之得分為妓標，探討實用智能與個人表現的關聯。其中適應環境能力、塑造環境能力、選擇環 境能力分別以評量幼兒園長實用智能的情境判斷量表三構面總分表徵。客觀衡量的續效指標以擔任圍 所長主管年資、每月薪水、每學期招生人數表徵。主觀衡量指標以自陳量表評估的個人表現隨機加總 的兩組「組合分數 J

(composite

score) 表徵。 二、研究縷本 本研究以南部地區(台南縣市、高雄縣市、屏東縣)合法立案之公、私立幼稚園團長與托兒所所 長為研究對象，根據教育部統計處、內政部兒童局以及地方政府提供的數據，南部地區幼稚團圍長 與托兒所所長總數的為 2015 人(排除非法立案以及未具備圍所長資格者) ，以此為本研究標的母群

體(

target

population) 。依照Krejcie 和 Morgan (1970) 的抽樣曲數值分析估計，應抽取樣本數在 322

至 327 之間。研究者採取「兩階段抽樣 J

(two stage

sampling) 策略，依照南部地區公私立幼稚園、

托兒所比率，實際抽取 462 名團長為問卷調查之受試者。

三、研究工具

本研究旨在探析實用智能的因素結構，並分別以客觀衡量續效指標界定的個人表現，以及個人自 評的主觀衡量個人表現為放標，探究實用智能與個人表現之關聯程度。為連成此一研究目的，本研究

使用以下三種評量工具，茲分述如下。 (一)基本賀科圖畫費 本調查表的使用目的有二，其一調查客觀衡量的個人表現續效，其二確立抽樣的關係人口統計 (時lational demography) 比例分配符應母群體的人口結構。基本資料調查表內容包括擔任圍所長的服 務年資、月薪、招生人數、服務團所屬性(公立、私立;幼稚團、托見所) .除了服務圍所屬性以名 義尺度 (nominal scale) 編擬，由受試者依據實際情祝勾選，其他題目由受試者直接填寫數字。而服 務年資、月薪、招生人數之調查旨在探析客觀衡量的個人表現續效指標，服務國所屬性之調查則在滿 足第二個基本資料調查目的。 (二)幼兒圓圓擾，用智能量表 本量表係蔣欣好(民 94) 仿效 Sternberg 研究團隊評量實用智能的情境判斷量表形式，參考季新 民等人(民 93) 的國小教師實用智能量表，邀請 5 位熟悉幼見團圍長工作型態的主題專家，蒐集訪 談實務人員的意見，融入內隱理論的本土化實用智能觀點來編擬眉目。 本量表旨在評量幼稚園團長和托兒所所長的實用智能。此一量表包含有關幼稚園園長和托兒所所 長工作模揖情境的「狀況問題 J 7 題，每個狀祝問題之下附上解決問題的 3 個「可行選項 J. 受試者 被要求融入狀況題情境中，假想自己就是當事人，並針對選項用來解決問題的有效性提出其個人評 估意見。本量表總共包含 21 個可行選項，分屬「適應環境能力 J (7 個可行選項)、「塑造環境能力」 (7 個可行選項)、「選擇環境能力 J (7 個可行選項)三個構面。計分方式踩 Likert 式四點量表，依照 「非常有強」、「尚且有效」、「可能無效」、「完全無故」等反應程度分別給予 4 、 3 、 2 、 1 分，所有可 行選項皆為正向題，無反向計分之題項。 本量表以主軸法萃取因索，經最大變異法轉軸處理的探索性因素分析結果顯示. r 適應環境能 力」、「塑造環境能力」、「選擇環境幢力」三橋面解釋變異量分別是 14.70% 、 17.639島、 27.03% ·內部 一致性分析顯示 Cronbach'

s

a 係數分別為 .818 、 .801 、 .898 (蔣欣好，民 94) 。 (三)幼兒團團長個人費現量表 本量表係研究者參考季新民(民 93) 的脈絡表現架構發展而成，以評量幼兒園團長在幼兒園所 中所有可能的投入。本量表採取一般自陳量表型式，由幼兒園團長針對評量項目，採用 Likert 式四點 量表自我評估，所有評量題目皆是正向題，計分方式依據「非常同意」、「同意」、「不同意」、「非常不 同意」等反應程度分別給予 4 、 3 、 2 、 1 分。其騙製過程與幼見團團長實用智能量表相同，由研究者 邀請 5 位熟悉幼兒園園長工作型態的主題專家，蒐集訪談資深幼稚團團長、托兒所所長的意見，來發 展符應實際生態的題目 20 題。 20 個題目所構成的初稿，經研究者立意抽樣 80 名幼稚園團長、托兒 所所長進行預試。預試蒐集貿證資料，以主軸法抽取共同因素，根據陡坡圖決定所要抽取的因素數目 有二，再以最大變異法進行共同因素直交轉軸。刪除因素負荷量低於 5 的題目之後，共有 10 個自評 項目構成兩個因素的正式量表。就這些題目進行 Cronbach

's

a 係數估算，求取內部一致性。最終的 分析結果如表3 所示。 根據表 3 .各評分題目因素負荷量皆大於.5'每個題目皆有一定的效度，兩個因素構面分別可以 解釋 40.259島、 35 .1 6% 的變異量。各因素構面的Cronbach'

s

α 係數分別為.蚓、 .81 ·皆大於 .7 。整體 而言，本量表心理計量品質尚稱理想。但無論如何，兩個因素的產生乃是統計分析的結果，本量表可 以兩個因素構面的組合分數來簡化表微。

236

教育心理學報

n=80

因素負荷量解釋變異量 Cronbach'

s

α

.76

.84

.76

40.25

.84

.76

.83

.72

.55

.83

35.16

.81

.74

.5

0

表 3 幼兒團團長個人表現量表信、效廈 因素命名 題目 組織規定 1.我因應時代潮流發展團所特色課程 行為表現 2. 我提供教師參與行政決策機會 3. 我進行教學視導，協助教師改進教學 4. 我介入協調教師與家長之間的爭議 5. 我建立教師福利制度，幫助教師安心工作 個人奉獻 6. 我自動加班處理幼兒教保行政工作 行為表現 7. 我私下協助家庭經濟困難的幼兒 8. 我利用下班後時間蒐集教保學術資料，以供教師 參考 9. 我利用私人時間規IIJ推展圍所的幼兒福利活動 10. 我在私人時間和其他圍所長經驗交流，吸收幼兒 教保新資訊 四、實施程序

本研究實施步驟可概分成三階段，其一透過預試來考驗 rY.m兒園園畏個人表現量表」自我評量項

目的心理計量品質;其二透過競爭模式 (competing models) 策略，釐清何種假設測量模式最能適切 反應實用智能的因素結構，並以複製策略 (replication strategy) 檢驗因素結構的複核妓度;其三透過 統合考驗的路徑分析釐清實用智能對個人表現的影響。茲分述如後: (一)預試分析 立意取樣 80 名幼稚園園長、托兒所所長進行預試，針對「幼兒園團長個人表現量表 J '進行內部 一致性分析以及探索性因素分析。探索性因素分析的進行以主軸法萃取因素，透過最大變異法進行 轉軸處理，估計因素負荷量，檢驗評量題目的心理計量品質。而為了確保分析無誤，研究者事先估計 KMO 值，進行 Ba叫闕， s 球型考驗確定資料適合進行因素分析。 (二>.用智能因繁結槽型態典禮定性分析 為了符應實用智能因素結構檢測以及解析實用智能影響個人表現等不同分析所需，研究者首先 將正式施測所得 462 份實證觀察資料，利用 SPSS 的隨機還樣程式分成人數相等的三組樣本，分別以 nl 、 n2 、 n3 表徵。 研究者首先運用第一組樣本探析實用智能因素結構型態，檢定模式資料適配程度(

model-data

fit)。研究者建構單一因素模式、三因素直交模式以及二級因素模式等三個驗證性因素分析對立模式

(alternative model)

_{，並以 Byrne (1994) 、 Joreskog 和 Sorbom (1989) 所謂的競爭模式分析取向，根}

據模式適配度評鑑來釐清何種模式最能適切反應實用智能的因素結構。然後研究者以適配度評鑑最佳 的模式進行信、效度的估算。

接著，研究者以第一組樣本為建模樣本(calibration

sample)

，第二組樣本為驗證樣本(

validation

sample)

，利用 LISREL 程式的多樣本分析 (multi-samplean剖ysis) 工具，透過不同複製策略將建模樣

本的參數估計數作為驗證樣本的參數數值，驗證樣本的參數被設定與建模樣本相同，以評估驗證樣本 的適合度，檢驗實用智能因素結惰的跨樣本穩定性(余民寧，民95 ;邱皓政，民92) 。

(三)實用智能影響個人表現分析

標定義的個人表現，以及自我評估的個人表現間之關聯程度，以檢驗實用智能對個人表現的影響。分 析的同時並進行模式適配度評鑑，且參照模式內部徑路係數來分析解釋影響效果量。

結果

一、實用智能評量的因賽結構型體分析 研究者參照 B個dalos (2∞2) 與 Bollen (1989) 的建議，效法葉光輝、鄭欣佩、楊永瑞(民 94) 的作法，將「適應環境能力」、「塑造環境能力」、「選擇環境能力」三個構面的 7 個可行選項分別隨機 加總分成三組組合分數，共九組組合分數作為驗證性因素分析的觀察型項。然後在虛無模式基準上納 入各種理論上的對立模式 (alternative

theory-based models)

.進行模式比較，再選擇契合度較佳模式 作為最終模式，建立結構方程模式分析的統計漸進合理性。無論如何，組合分數運用合併題目(item p訂celing) 策略，旨在降低個別題目措辭所造成的影響，避免估計參數膨眠造成第二類型錯誤提高 (邱皓政，民 92 ;黃芳銘，民的;葉光輝等人，民94) 。同時降低測量變項數目，也有利於1∞至 2∞人之間的小樣本分析(余民寧，民的)。 而對立模式的運用則是根據文獻探討的實用智能概念進行過輯演釋，復又參照相關實證研究發 現。不同研究對象的實證研究模式不同·

Wagner

(1987) 支持單因素實譚模式 (gp) 、李新民(民 93) 和 Herrick

(200 1

)接受三因素直交貨證模式、李新民等人(民 93) 則是驗證二階因素實證模 式，有關幼兒園團長實用智能因素結構型態之探討，實需要建構單因素、直交因素與高階因素等對立 模式，透過模式比較來理解何種假設模式為最適切的因素結構概念化(

operationalization

)。 循上所述，研究者將九組組合分~只測量實用智能一個共同因素，此學一因素模式界定為模式 1 。九組組合分數分別評量「適應環境能力」、「塑造環境能力J

'

r 選擇環境能力」三個構面，且三個 構面是很此獨立，此三因素直交模式界定為模式 2 。九組組合分數分別評量「適應環境能力」、「塑造 環境能力」、「選擇環境能力」三個構面，且三個構面之上又有實用智能共同因素，此二級因素模式界 定為模式 3 ·不同模式的形貌如圖 2 所示。 一階單一因素 模式 1

，~

1 。司

10噁

一階三因素直交 模式 2 二階三因素 模式 3 圖 2 不同實用智能體股模式

238

教育心理學報

國 2 表微的不同實用智能假設測量模式，根據所謂的t 規則， 9 個觀察變項可提供 (9X

10)

-;-2

=

45 個資料點 (data

point

,

DP)

，模式 1 實際估計參數數目為18 個 (LAMBDA-X9 個、 THETA­

DELTA

9 個) ，自由度 27 ;模式 2 實際估計參數數目為18 個 (LAMBDA-X9 個、 THETA-DELTA

9

個) ，自由度 27 ;模式 3 實際估計參數數目為 21 個 (LAMBDA-Y 6 個、 GAMMA3 個、 PSI3 個、

THETA-EPS

9 個) ，自由度 24 。三個模式皆可辨識 (identified) ，有可能獲得唯一解。

模式辨識無誤之後，考量九個觀察變項的單變項偏態係數在.898 以下，單變項峰度係數在1.0個

以下，多變項偏態係數為16.888 '多變項峰度係數為15.184 '以及最大概似法 (maximum

likelihood

method

,

ML) 的強韌性，研究者以最大概似法來執行模式估計(

model estimation)

，利用 LISREL 軟

體進行統計分析，而驗證性因素分析適配度評鑑指標表現如表4 所示。 要 4 不同模式適配直指揮比較 D1

=

154

模式 模式 l 模式 2 模式 3 適配度指標(理想數值) 單一因素 三因素直交 二級因素 卡方值;(2 (越小越好)

₂₈

_1.

₈₉₄

_53.815

_25.785

自由度 df

27

27

24

pi直 (>.05

)

.α)() .∞2

.097

卡方自由度比;(2/df

«3 )

10.441

1.

993

1.

074

-均方根近似誤 RMSEA

( <.05 )

.218

071

.∞ 1 適配度指標 GFI

(>.9)

.761

.943

.994

調整後適配度指標 AGFI

(>.9)

.201

間6

.988

正規適配度指標 NFl

(>.9)

.559

.903

.929

非正規適配指標 NNFI

(>.9)

.443

.937

985

比較適配指標 CFI (>到

.582

.953

.997

增值適配度指標 lFI

(>.9)

.5則

.954

.998

精簡常態適配度指標 PNFl

(>.5)

.4

56

.5

66

.659

精簡適配度指標 POFI

(>.5)

.419

.567

.530

期望交叉效度指標 ECVl (越小越好)

1.

597

.4

51

332

Ak

aike infonnation criterion AlC

(越小越好)

317.894

89.815

47.785

Consistent

Ak

aike infonnation criterion CAlC

(越小越好)

395.264

167.185

138.050

有關適配度指標的選擇，雖然在結構方程模式的學術研究領域尚未達成共識，然而諸多學者皆指 出不同的指標評鑑之結果往往指向「一致性 J (余民寧，民 95 ;周子敬、彭睦清，民 94) 。在此「一 致性」前提下進行不同模式適配度指標比較，棋據表 4 '在絕對適配量測 (absolute

fit

measures) 指 標方面，模式 2 與模式 3 的卡方自由度比皆低於 3 的門檻，而在 RMSEA 、 AGFI 、 OFI 等評鑑指數 以模式 3 的表現最佳，模式 3 與觀察資料較契合，模式解釋力也較大。在增值適配量測(

incremental

fit

measures) 指標方面，橫式 2 與模式 3 在NFl、 NNFI 、 CFI 、 IFI 值皆已達理想鬥檻值，此二假設 測量模式與沒有任何共變關係的獨立模式相較，改善程度較大。在精簡適配置測 (parsimonious

fit

measures) 方面，模式 2 與模式 3 的 PNFI 、 PGFI 值都超過.5理想門檻值。就專門用來作為模式比較 參考之用的 ECVI 、 AIC 、 CAlC 而言，模式 3 的數值最小，顯示其適配度的波動性最小。整體而言， 模式 3 的契合度較佳，其理論架構有較大的優勢。

就川的差異量而言，模式 3 和模式 1 、模式 2 比較差異分別是/::，.

x

2

₍₃

_,

₁₅₄₎

₌

_256.109

_(p

_<

.∞ I)

•

/::,. x

2

(3

,

154)

=

28.030

(p

<

.oo

l)

，皆已達.∞1 顯著水準。整體而言，模式3 二階三因素模 式是最適配觀察資料的，也是最具因索效度(

factor

validity) 。 根基上述評鑑結果，研究者選擇模式 3 作為最終模式，進行內部估計參數的說明，詳細內容如圖 3 、表 5 所示。

44

E

1

34ε2

42

E3

.42 (2

」..

.

l.lII

47ε4

.48

E

5

~

.50

E

6

Y7

.、

4

_.45

_E

₇

I~ .50ε8 ε9 圖 3 .用智能三階臨睡性因繁分析徑路圖(標準化解)

n

J=

154

***

p<.∞1 +參照指標 根據圖 3 ·一級因素之標準化因素負荷量 λ1 至 λ9 介於 .71 至 .81 之間，二級因素負荷量 r

1

至 r3 分別是 .77 、 .76 、 .73 '一級與二級因素標單化因素負荷量全部在理想範圍.50 至 .95 之間。 所有觀察變項已足以反映其所建構的潛在變項 (H缸，

Jr.

,

Anderson

,

Tath帥，

&

Black

,

1995 ; Joreskog

&

Sorbom

,

1989) 。進一步採用 Joreskog 和 S谷rbom (1 989) 所提的潛在變項配對相關信賴區間，就

LISREL 報表的 φ 矩陣，以 r11.96 標準誤估算真實相關的近似信賴區間。貝IJ r 適應環境能力」與

「塑造環境能力 J

•

r 適應環境能力」與「選擇環境能力 J '以及「塑造環境能力」與「選擇環境能 力 J 95% 的信賴區間分別為(.25; .36) 、 (.29;42) 、(.3 1; .49)' 並未包含 1 於信賴區間，表示「適 應環境能力」、「塑造環境能力 J

'

r選擇環境能力」三個構面之區別性仍然存在。

240

教育心理學報 表 5 個別眉目、潛在費項信慶典變異數的平均解fl. Dl

= 154

一級因素潛在變項 觀察變項 個別項目信度 SMC

(R

2₎ 組合信度 _{變異數的平均解釋量} 適應環境

_Yl

_.563

Y2

.656

.817

.599

Y3

.578

塑造環境

_Y4

_.533

Y5

.524

.765

.5

21

Y6

.505

選擇環境

Y7

.548

Y8

.505

.771

.529

Y9

.533

根據表 5 '個別項目信度(j ndi討dω1

item reliability

)分別為.5 63 、 .656 、.578 、 .533 、 .524 、 .505 、 .548 、 .505 、 .533 '皆在 5 以上，顯示所有觀察變項皆具有信度。而觀察變項所測量潛在變項(構面)之組合

信度 (composite reliability ， ρc) 分別為 .817 、 .765 與 .771 '皆大於 .6 的理想數值;變異數的平均解

釋量( average variance extracted， ρv叫)分別為 .599 、.52訕1 與.5且29 '皆大於 5 的理想數值。此一現象說

明賈用智能二階驗證性因素分析模式之「測量模式適配J (me閻as印urn口mτ宜nent model 缸tυ) 已在可接受範圍，

此一分析模式之內部晶質尚稱理想，適合用來解釋觀察資料(祟民寧，民9仍5 ;季玫蓉、程炳林，民

94) 。 二、實用智能評量的因繁結構體定性分析 在上述的模式競爭策略驗證性因素分析之下，檢驗研究者所提出的因素結構模式是否存在，比較 不同模式的優劣之後，發現二級因素模式適配度較佳，其信鼓度也在可接受範圍。然而此一假設測量 模式是否呈現模式穩定 (model stability) 現象，不因特殊樣本所箱制，便需要透過複核妓度來釐清。 因此，研究者將土述假設測量模式競爭的第一組樣本設定為建模樣本，隨機選取的第二組獨立樣本設 定為驗證樣本，進行不同複製策略的複核妓度驗證。而第二組樣本九個觀察變項的單變項偏態係數

在 .856 以下，單變項峰度係數在1.082 以下，多變項偏態係數為 12.522 '多變項峰度係數為 20.084 '

研究者據取最大概似法進行參數估計。 統計分析的進行以寬鬆裡製策略 (loose replication) 為基髓，透過不同策略將建攬樣本的參數 估計數作為驗證樣本的參數數值，評估妓度樣本的適配度。在適度複製策略 (moderate

replication

strategy) 時，有關因素負荷量的參數被設定為等同(invariant) (在 LISREL 語法中加入 LY= 酬， GA

= IN)

，在嚴緊複製策略(

tight replication

strategy) 時所有參數設定為等同(在 LISREL 語法中加入

表 6 三級因聽懂式種積效度評估蜻要衰

整體模式適配

n/

=

154

n2

=

154

驗證樣本

Overall Model fit

MFFx

2

WLSx

2 dfl/:::"df

Validity sample

MFFx

2 %

49.96

49.48

49.01

160.305

16

1.656

/:::,.

MFF

x

2

=

1.351

(p

=

.998)

809.347

/:::,.

MFF

x

2

=

649.042

(p = 捌) df =48

df=69

/:::,.df =

21

df

=

57

/:::"df

=9

306

.4

34

寬鬆復製策略

320.848

適度複製策略

326.696

312.216

/:::,.

WLS

X2

=

5.782

(p

=

.762)

嚴繁復製策略

165

1.294

1262.735

/:::,.

WLS

X2

=

956.301

(p

=

.0∞)

註 :MFFx2_{f系指 Minimum}

_{Fit Function Chi-Square}

WLSx2_{係指Nonnal 刊的ry}

_Weighted

_Le

_{ast Squares Chi-Square}

差異值的計算皆是以後一個複核效度的數值減去寬鬆複製策略的數值 根據表 6 '就 d 貢獻量而言，以寬鬆策略分析所得的 MFFx2_{值以及 df 值為參照的基準，在適} 度複製策略中，驗證樣本因素負荷量套用建模樣本因素負荷量時 ， X2

(57.

308) 貢獻量為 16 1. 656 較 驗證樣本的之川 (48， 308) 值增加量 /:::"MFFx2

(9,

308)

=

1.3剖，卡方差異考驗並未達顯著水準。 亦即因素負荷量的參數估計在建模樣本以及驗證樣本之間是等同的。在嚴謹複製策略上，驗證樣本套 用建模樣本的所有參數時 ， X2(69， 308) 貢獻量為 8個.347 較驗證樣本之 x2值增加量 /:::"MFFx2(21 ，

308)

=

649.042

'卡方差異考驗達賴莘差異。換句話說，以最雕苛的標準而言，測量模式套用到強度

模式之後的適配度顯著降抵了。 總而言之，以適度複製策略來檢驗測量模式穩定性的結果是可被接受的，模式的外在有效性適 用於因索負荷量的等同。實用智能的二級因素模式獲得部分複核效化(partial

cross-validation)

(邱皓 政，民 92) 。 三、實用智能與個人表現之關聯 緊接著，研究者以結構方程模式的路徑分析來統合考驗實用智能與客觀續效表徵的個人表現，以 及自評的個人表現之間的關聯。研究者以幼稚園團長、托兒所所長的擔任國所主管工作年資、每月薪 水、一學期招生人數為續效指標個人表現之觀察變項'10 個自我評量項目分成兩組之組合分數(1 至 5 題為一組， 6-10 題為一組)為自我評估個人表現之觀察變項，以第三組樣本進行路徑分析。8 個觀 察變項可提供 (8X9)

+2

=

36 個資料點，估計參數數目厲的個 (LAMBDA-Y 3 個、 LAMBDA-X

2 個、 GAMMA 2 個、 PHIl 個、 PSI2 個、 τlIETA-EPS 5 個、 HETA-DELTA 3 個) ，自由度悶，模

式可辨識。而第三組樣本的「適應環境能力」、「塑造環境能力」、「選擇環境能力」三個組合分數， 年資、薪水、招生人數三個客觀衡量指標，以及自我評估個人表現兩個組合分數，單變項偏態係數

在 .894 以下，單變項峰度係數在1. 847 以下，多變項偏態係數為 9.311 '多變項峰度係數為 6.776 '研

242

教育心理學報 適應環境

特一捕一位

塑造環境 組合分數 l 選擇環境 ν \一，

...

--....一

. /

.75~、|組合分數2 圖 4 .用智能影，個人衰現路徑﹒(til這E化解) 的=

154

***p<.∞1 高崗一 數一 際一 貫一 析一

"-分一

='-路­ n.-究一 -研一 -本一

矗-一

砰-一

直-­

E-一

遍-一

式-一

種一一

種一一

方-一

構-一

結-←

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衰-一

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.929

.923

.936

.939

.567

.501

根據表 7 '叫受樣本數控動影響達顯著水準，但卡方自由度比.it 2/df 小於 3 '表示考慮模式檀雜 \、、 度之後，模式仍具有相當的解釋力。而在其他適配度指標評鑑除了 RMSEA 以外，其他數值都已達 理想門檻。然而 RMSEA 值 .074 '仍落在 .05 至 .08 的合理適配範圍內(余民寧，民 95 ;黃芳銘，民 的)。整體而言，實用智能影響工作表現路徑分析模式適配度評鑑仍在可接受範圍內，本研究分析的 徑路模式與觀察資料尚稱契合。 進一步檢視圖 3 實用智能放標關聯妓度分析徑路模式，實用智能影響客觀指標界定的個人表現 之徑路係數 r =.3 6' 解釋量達 12.969忘。影響自我評估界定之個人表現徑路係數 r

=

.54' 解釋量達 29.16% 。實用智能與客觀續效評量的個人表現關聯程度較低，而與主觀衡量的行為表現關聯程度較 高。

討論 本研究旨在探討實用智能的因素結構型態、穩定性以及實用智能對客觀衡量與主觀衡量個人表現 的影響。茲針對本研究主要研究發現進行討論如下。 一、實用智能的因賽結構型態 根據一系列的驗證性因素分析模式比較之適配度評鑑結果，本研究發現實用智能二級因素結構模 式較契合觀察資料。進一步檢視二級因素模式的內部估計參數，個別項目信度皆大於 5 門檻值，觀 察指標所測量潛在變項之組合信度皆大於 .6 的理想、數值，而變異數的平均解釋量也都大於 5 的理想 數值。整體看來，幼兒團團長實用智能因素結構較適合以二階層三向度解釋。此一發現與李新民等 人(民 93) 的研究發現一致，但與 Wagner (1987) 發現的單一因素結構有所不同，也不符合李新民 (民的)和 Herrick (2∞ I) 三因素直交實證模式。就 Wagner (1987) 的研究而言，其研究對象涉及 大學教師、大學生以及碩士班研究生，此一研究策略意圖把實用智能建構為跨情境脈絡的心理構念， 恐有違背實用智能脈絡相依原始涵義之處。事實土，單一因素結構的實用智能測量企圖評量 Taub (1998) 所謂的一般性實用智能 gp (p 代表買賣用智能， g 代表一酸性) ，在「特殊性一一一般性的連續 體 J

(specificity-generality

continuum) 中明顯右傾，強調一般性頡域 (domain-general) 的實用智能。 而這種實用智能單一因素結構解讀取向，極有可能把表微不同領域智能觀的實用智能內隱理論建構方 式，統一成為顯似社會大眾一般生活常識的測驗。至於李新民(民的)和 Herrick (2∞I)三因素直 交實證模式未能在幼兒園團長社群成立，除了研究對象涉及幼兒教師與高中生與本研究有所不同之 外。三因素直交模式將實用智能視為三個無關聯且各自獨立的適應環境、塑造環境與選擇環境能力， 也有違實用智能強調真實世界沒有唯一標準答案，沒有唯一選項的理論涵義。 換言之，在實用智能理論架構亭，並無一種實用智能評量工具可同時適用於不同社群。此外，實 用智能乃是一種相對而非絕對的理論建構，個體面對特定情境脈絡，可以彈性採取適應、塑造或選擇 的策略，三者並非涅滑分明彼此無涉。 gp 的概念極可能符應過去傳統智力測驗所強調的一般認知因素 g' 讓個體陷入非此即彼的二元對立中。而將適應環境、塑造環境與選擇環境能力視為彼此無關的一 階因素架構，不但無法說明三者皆受到實用智能此一共同因素的解釋，也違背真實世界三種能力統合 運作的實用智能「後設構念」原型。 此外，針對本研究假設測量模式深入探討，二級因素模式雖然在各項適配指標表現較好，但由

x

2/df 反應出來的數值已趨近過度適配(小於 I) 的可能性，二級因素模式是否為某一機運坐大的過 度辨識模式，仍有待未來研究反覆驗證。而至於二級因素模式和一階三因素關聯模式兩者為「對等模 式 J

(equivalent

model) 此一問題，在目前相關研究發現未見實用智能一階三因素斜交模式存在，復 又缺乏合理的解釋依據前提下，尚不宜將二級因素模式等同於一階三因素關聯模式。實用智能是否可 以直接視為適應環境、塑造環境與選擇環境三種相互影響的能力，仍需要Noar (2∞3) 所謂的測量工 具發展內隱理論建設提供理論導引，並在 Gustafsson 和 Balke (1993) 的巢狀因素模式 (nested

factor

mode) 驗證性因素分析策略運用下，確實成功地分割實用智能此一共同因素和適應環境、塑造環境 與選擇環境能力三個「特殊因素 J '尋求觀察資料契合的實證分析證據支撐。無論如何，正所謂理論 壇位於統計，相關研究發現支撐假設模式提出，本研究所發現的幼兒團團長實用智能二階層三向度因 素結構，實保有分析解釋的合理性與正當性，但本於科學探究精神，其否證性 (disconfmnability )也 不容許我們連自鎖定。

244 .

教育心理學報 二、實用智能因素結構的穩定性 過去實證研究缺乏實用智能因素結構穩定性的相關研究，本研究就目前之證據進一步將建模樣本 的參數估計數作為驗證樣本的參數數值，進行幼見園園長實用智能二階層三向度因素結構複核效度分 析。根據 x2_{差異量考驗，實用智能因素二階層三向度的二級因素模式，在模式穩定度的考驗結果呈} 現部分複核效化。亦即以適度複製策略來檢驗測量模式穩定性可被接受，而全部參數等同的嚴謹複製 策略，將建模樣本的全部參數估計數作為驗證樣本的參數數值 ， X2_{差異量考驗達顯著。雖然在最嚴} 苛的條件下，實用智能二級因素模式的穩定性無法獲得支持。但在此實用智能二級因素模式獲得部分 複核效化支持下，一級與二級因素負荷量已有其種定性存在，有關幼見園園長實用智能的評量分數， 就必須注意各分量表分數加總的總分 (

overall

composites) 之爭議性。 一如上述文獻探討所述， Sternberg 與其研究團隊每每以一個單純的總分表徵實用智能高低，進 行實用智能與個人表現的相關研究，然而總分代表的涵義乃是Wagner (1987) 單階單面向的實用智 能此，而非本研究二階層中第二級因素的實用智能。根據二階驗誼性因素分析模式的第二級因素負荷 量，三個初階因素可以被解釋的變異量不同，剩餘的殘差也不同，並無法由總分中呈現此種解釋變異 量的分享差異之所在，此外總分的呈現似乎埋沒7 個別構面的獨立性，成為一個空洞的數學估算下產 物，無法真正彰顯實用智能理論涵義所容納的重要構成面向。換言之，實用智能評量分數的解釋宜蝶、 各實用智能分量表總分代表不同實用智能構面的優劣好壤，而各分量表分數皆高者表示其整體實用智 能較高。以本研究受試的幼稚園園長和托見所所長為例，評量得均由合用來解釋圍所長實用智能的發 揮偏向「適應環境能力」、「塑造環境能力」、「選擇環境能力」之中哪一個構面，而非園所長單一實用 智能優劣的解讀。而此舉也正有利於 Sternberg 研究團隊意圖在傳統智力測驗之外，擺脫單一 IQ 宰制 的「脈絡化能力」理論建設工作。 然無論如何，由於缺乏理論文獻證據，在適中複製策略下複核效度尚且成立下，本研究將實用智 能因素結構穩定性暫時定位在因素負荷量的穩定主，此一決定以及解釋是否妥切，仍有待未來研究更 深入的解析，畢竟所有評量效度都是不斷累積以及反覆求證的動態研究過程。 三、實用智能與個人衰現之關聯 根據結構方程模式的統合考驗，幼見園園長實用智能統攝適應環境、塑造環境與選擇環境能力三 構面結構，與具體續效指標定義的個人表現以及自我評估定義的個人表現有正向關聯存在。在同一 分析架構之下，實用智能解釋的三構面與客觀續效指標定義的個人表現之關聯程度較低，而實用智能 解釋的三構面與主觀知覺的個人評估表現關聯程度較高。此一研究發現與文獻探討所述Sternberg 與 其研究團隊 (2∞0) 、李新民(民 93) 、 Portfield (2∞ 1 )以及Pulakos 等人 (1996) 的研究發現有呼 應之處。而主要的差異點在於本研究乃是統合考驗，可以避免其他研究的解釋可能有解釋效果量重疊 之處，亦即影響客觀衡量個人表現與影響主觀衡量個人表現之解釋有含混交織之處。雖然，Meyer 等 人 (1993) 曾指出整體的個人表現以主觀衡量為優先，客觀續效指標居次。但是兩種評量方式仍有 其獨特的貢獻與無法互相指涉的各自主體性涵義存在。本研究發現實用智能三構面對主觀衡量的個 人表現影響效果量較大，仍有其重要性存在。亦即，實用智能此一智能較適合用來說明個體在工作 過程中所有的投入此一智能行為，而實用智能對於客觀續效評量的經濟效益算計較不具影響力。特 別值得一提的是，目前國外有關實用智能與個人表現的實證研究傾向於工業組織心理學 (industrial

/

organizational

,

I/O

psychology) 的範疇，實用智能在職場領域的帽目程度似乎超越教育領域的關注。

本研究比擺 Sternberg 研究團隊的銀行經理、保險業務員實證研究，將人口統計資料的主管年資、每 月薪水、招生人數界定為客觀續效指標，此種額比是否完全反映幼見園園長在「教育領域的客觀續

效」仍有討論的空間。現實的難題是幼兒園的學前教育並未正式納入「義務教育J '超過半數的幼兒 園是受到市場邏輯宰制的「私立」營利單位，如何平衡幼兒教育照顧服務與私立幼兒園市場生存，尋 求一體適用的公私立幼兒團團長客觀續放評量指標，實需要學術社群發揮智慧屢續探查。 除此之外，幼兒團團長實用智能三構面對主觀衡量的個人表現影響妓果量較大，此一解釋仍需 更多的研究來提供單確性的判讀依據。一如文獻探討所述的 Sternberg 研究團隊之研究樣本數太少問 題，正確拒絕錯誤模式的統計考驗力也是一個不容忽視的重要課題。尤其是結構方程模式的檢測邏輯 與傳統推論統計不同，其虛無假設係指 S

=

(假設模式吻合觀察資料) ，對立假設則是 S 幸(假設模式 不能反映觀察資料) ，努力方向在於證實假設模式契合程度趨近完美，以確保虛無假設不被拒絕，而 非顯著性考驗追求的拒絕虛無假設。如果以結構方程模式的卡方考驗為基礎來計算統計考驗力，本研 究 x2_{值為挖到泊，自由度時，根基於此計算出來的考驗力達到.97 '似乎非常理想。然而結構方程} 模式的統計考驗力涉及 α 、 Co 、 εa 、樣本數 N 以及自由度 df 。以 RMSEA 為 ε 的基礎，在本研究 路徑分析 RMSEA 等於 .074 (約略等於 .08) 以及自由度 18 的條件下，如果對立假設 H.: C.

=

.08 是 正確的話，要達到近似適配 (close

fit)

.8 的統計考驗力，透過查表得知樣本至少須達到472 '本研究 的樣本數似乎不夠(黃芳銘，民93) 。但如果放棄組合分數以原始的指標建構考驗模式，則在21 個 實用智能可行選項， 3 個客觀續效指標，以及10 個主觀衡量自評個人表現項目投入下，資料點34X

35+2

=

595

'自由度大幅提高， 1∞個樣本數即足以達到理想統計考驗力。因此，完全歸諸於樣本數 並非明智的決定。無論如何，本研究發現只是實用智能影響個人表現的「暫時性」結論，一如先前所 述，仍保有可否證性的空間，留待未來研究擾供更多的放度證嫌。但是，初步研究發現幼兒團團長實 用智能三構面影響個人表現，已然提供未來研究進一步檢測的基礎。 四、未來研究方向

-本研究初步發現幼兒團團長實用智能的因素結構存在著因素負荷量穩定性的部分複核妓化，在統 合梨構之下呈現個人自評分數與實用智能關聯程度較大現象。此一發現所帶來的正面意義，乃是提供 另一道人類智能影響個體表現的觀察視野。然而裡雜的結構方程模式研究並無法確認前因變項(實用 智能)與後果變項(個人表現)之間因果關聯，只能提示實用智能影響個體表現的有利線索。無論如 何，根基於實用智能此一概念建構應用的效度證據蒐集，乃是一持續不斷的學術工作之立場，針對本 研究之限制，未來研究可以朝以下角度來廣續探索解析。 (一)擴大研究對象 本研究以幼稚圍團長和托兒所所長為研究對象，固然有呼應 Sternberg 研究團隊以個體表現提升 為基礎的組織關鍵人物能力量測旨趣，以及彰顯實用智能強調實際職場經驗鍾鍊的內隱知識之涵義。 畢竟，圍所長是負責領導基礎幼兒教育機構的關鍵人物，位居國家人才培育的關鍵樞紐位置。其對國 家社會之重要性，正紅I Sternberg 研究團隊的研究對象所涉及的經理、業務員、軍官對其工作組織之 重要性。然為了擴大研究效度，未來研究可以納入其他教育場域人士，以便進行跨樣本的分析，釐清 實用智能建構二級因素模式用來解釋不同教育人員的解釋能力。 (二)進行跨時間、跨情境的種核效廈幢幢 雖然本研究驗證性因素分析模式競爭，呈現二級因素假設模式與觀察資料最契合的結果，模式穗 定的檀核妓度分析也發現模式因素負荷量等同的穩定性。然這種模式結構型態以及部分複鞍妓化的現 象，在不同時間點蒐集的樣本實證資料，不同工作情境蒐集的樣本實證資料中是否依然存在，抑或有 更全面的複核妓化，仍有待未來研究擴大樣本來源反覆驗證。畢竟，放度的建構與探測乃是一持續不 斷的學術研究工程，也是所有學術研究者努力的目標。

246

教育心理學報 (三)使用其他形式的觀察變頂 在相關論述與實證研究發現未連成共識，以支持某一種因素結構模式最適切前提下，研究者透過 一系列的模式競爭來檢定最適切的因素結構表徵型態，進而在此基礎上繼續進行統合考驗架構的實 用智能影響個人表現分析。然而本研究所運用的組合分數之合併題目策略，雖然降低個別題目因措辭 所造成的影響，達到避免估計參數膨脹的模式簡妓優勢，然卻也造成驗證性因素分析的使用側重在假 設測量模式檢驗的問題。為了發揮驗證性因素分析檢測評量工具指標(單一題目)之功能，未來研究 可以嘗試以原始題目分數作為觀察費項，尋找心理計量品質較高的指標進入假設模式，以了解測量工 具本身的因素結構，並同時兼顧研究的致力。另外，有關個人表現的衡量之區隔，從「任務表現」、 「脈絡表現」到「客觀衡量」、「主觀衡量 J '長久以來學術界仍未達成一致的共識。例如，在工業組 織心理學領域，客觀衡量的續效指標表徵攸關組織生存競爭的個人表現，主觀衡量的脈絡表現則是支 持組織核心技術的犧牲奉獻行為表現。但在教育心理學領域，續效指標表徽的個人表現只是「總結性 評量 J '主觀衡量的脈絡表現所彰顯的歷程性表現也是個人的「本分工作 J '並無額外奉獻利他美德之 意涵。對此，在客觀韻致評量上，可以考慮納入教師離職率、教師出席率、學生出席率、學生競賽成 績、校務評鑑成績等等關鍵性韻致指標(

key

performan∞ indicator， KPI) 。在主觀衡量個人表現部分， 則可以納入家長滿意度之類的「外部評鑑人員J

(external

evaluator) 主觀評分，以及教師滿意度之額 的「內部評鑑人員J

(internal

evaluator) 主觀評分。 (四)增加研究費園，運用其他方法者臨效廈

著眼論述推導與相關實證研究發現支撐，避免毫無依據的盲目考驗，本研究聚焦在幼見圍團長實

用智能內部構面的信、妓度解析，及其與個人表現之關聯。在兼顧實質合理性以及假設模式簡效而又 解釋力強的統計分析合理性之下，未來研究可在能力預測表現思維架構之外，納入實用智能與其他理 論概念的區隔效度分析。例如，實用智能與一般智力、情緒智能之間的區隔程度之探究。當然，未來 研究也可嘗試發展其他的實用智能評量方法，進行所謂的「多特質、多方法J (multi甘ait-multimethod

approach

,

MTMM) 分析，檢視眾斂妓度與區別強度釐清方法妓應。或者是在增加潛在變項的前提 下，進行兩兩變項配對的固定估計和自由估計的計差異量考驗。

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