國立臺灣師範大學特殊教育學系、特殊教育中心 特殊教育研究學刊，民89，19期，1－14頁
WISC-III分測驗組合之 假設解釋與信度估計
陳心怡 朱建軍 陳榮華
國立花蓮師範學院 美國心理公司 中國行為科學社
魏氏兒童智力量表第三版（WISC-III）是國內現有重要的智力測量工具之一，其 測驗結果可做為6至16歲兒童智力鑑定與進一步診斷分析之應用。然而，國人對測驗 結果得分之解釋往往僅止於傳統三個智商分數及新近提供的四個因素基準指數分數。
對於如何應用WISC-III得分於後續之診斷分析教學上普遍感到陌生。實務界往往忽略 WISC-III的每一個分測驗均在測不同之認知能力，兒童在某一組分測驗得分顯著高或 低事實上均提供極富臨床意義之資訊。有鑑於實際應用分析上之需要，本研究歸納整 理Kaufman（1994）與Sattler（1992）對WISC-III分測驗組合所提出之建議假設，並以 臺灣標準化樣本1,100位兒童之分數為依據，計算每一組合之信度。研究發現66組分測 驗組合平均信度介於 .80至 .96之間，其中有64%更具 .90以上之信度，足見所列出之分 測驗組合可實際幫助主試者對受試之認知與非認知特性建立適當假設，提供實務界人 士智商分數以外豐富之臨床資料，進而對受試兒童做出更適宜之後續教學幫助。本研 究之重要限制，以及對未來研究之建議亦在文中有所討論。
關鍵字：魏氏兒童智力量表、分測驗組合假設、臺灣、信度、認知能力、非認知性特 質
緒論
魏氏兒童智力量表第三版（WISC-III）是 國內現有重要的智力測量工具之一（張蓓莉主 編，民88），與其他智力測驗相比較，WISC- III之優點在於原作者 David Wechsler 完整悠久 之智力理論架構，試題編選之嚴謹，良好之信 效度，不斷更新之常模，世界公認之品質，以
及除了13個分測驗量表分數外，尚提供的 7 個 綜合分數，分別為：全量表智商（Full Scaled IQ, FSIQ），語文智商（Verbal IQ, VIQ），作 業智商（Performance IQ, PIQ），語文理解因 素指數（Verbal Comprehension Index, VCI），
知覺組織因素指數（Perceptual Organization Index, POI），專心注意因素指數（Freedom From Distractibility Index, FDI），以及處理速
度因素指數（Processing Speed Index, PSI）。
這些分數可做為 6 至16歲兒童智力鑑定與進一 步教學診斷之重要依據（詳見陳榮華修訂，民 86）。然而，過長的施測時間（通常在90分鐘 左右），往往被實務界視為WISC-III較不理想 之處。
陳心怡、陳榮華、與朱建軍（民89）認為 實務界施測WISC-III往往為了許多不同目的，
當測驗目的僅欲對受試之一般認知能力有初步 瞭解時，90分鐘的施測時間的確會造成相當困 擾，「簡式魏氏版本」或許為節省時間之適當 選擇。然而，當教育界施測目的在於為受試兒 童做特殊類別鑑定以及後續教學診斷計畫時，
多項分測驗之施測憑心而論的確有其必要性，
因為唯有如此才可嚴謹地由多方推測兒童之統 整智力，並細查受試兒童各類認知能力之強項 與弱項。也因此，施測時間因豐富資料之所得 而加長是合理的。研究者認為此類施測者宜盡 可能瞭 解WISC-III除了傳 統 全量表 智商 分 數
（FSIQ）以外所能提供之豐富資訊（包括各類 綜合分數之比較，及施測中對受試兒童進行之 質化觀察），以便在施測進行中得到最大的資 訊回收。相信施測者將會因投資報酬率之提升 而瞭解90分鐘的施測時間是值得的。
然而，要如何由WISC-III中得到豐富資訊 呢？國內不少工作者目前對WISC-III之使用仍 僅停留於以IQ分數做為類別鑑定之依據，對於 IQ之外的分數如何使用與解釋,則普遍感到陌 生，而未能把握IQ分數外之豐富資訊進而應用 在臨床診斷分析中。事實上，WISC-III的每一 個分測驗均在測量不同之認知能力，受試兒童 在某一組分測驗得分顯著高或低均提供主試者 極具臨床意義之訊息。
Kaufman（1979，1994）長久以來便倡導 實務界應在IQ分數外，再由受試在魏氏量表分 測驗上之表現取得重要資訊。他推廣兩種可行 方法：一為找出受試在各分測驗中強項與弱項
之表現；另一則為對不同分測驗組合建立適當 之假設，當受試兒童在某組分測驗上的表現明 顯高或低而值得注意時，再對此組分測驗背後 之假設進行適當驗證，以做為決定假設成立與 否之依據。針對 Kaufman 所言第一種找出分測 驗表現強項與弱項之提議，近年來魏氏量表一 系列出版測驗之指導手冊（陳榮華修訂，民 86；Wechsler, 1991, 1997, 1999）中實已循此目 標努力，並已呈現許多有關測量顯著差異之統 計數值供得分解釋之參考。實務工作者可藉這 些統計數值詳細檢查受試兒童在各分測驗間之 強、弱表現與顯著差異，以便更有效瞭解受試 之個體內差異（Intra-individual difference）。
學界更據此理念對不同類別特殊兒童有更為深 入之研究。由此趨勢可知 Kaufman 對解釋分測 驗強、弱項之建議已廣受重視與應用。
而針對 Kaufman 所言第二種對不同分測驗 組合形成假設並據以進行後續推論驗證與解釋 之方法，在國外亦已廣受討論多時，Kaufman
（1979, 1994）與 Sattler（1992）均對魏氏量表 不同分測驗組合背後之假設提出建議，雖然此 方法受到一些學者之質疑（McDermott, Fantuzzo,
& Glutting, 1990），認為不應對分測驗得分做 太多分析，然而其他學者仍肯定這種假設驗證 法對實務界之幫助，並進一步計算每一組合之 信 度 （ Bracken, McCallum, & Crain, 1993;
Piotrowski, & Siegel，1984; Kaufman, 1994）以 利實務界使用與解釋。在此，很重要的一點在 於這些假設建議本身目的僅在於提供實務界更 多瞭解受試之可行方法，至於這些假設成立與 否則有待工作者在觀察受試兒童，及參考受試 兒童之背景資料與其他測驗得分後，方可做出 統整性之結論。明顯可見，國內對此方面工作 之進行仍不足，而有加強推廣之空間。
鑑於上述原因與實務工作上之解釋需求，
本研究之目的有二：(1) 統整Kaufman（1994）
與Sattler（1992）對WISC分測驗組合背後假設
所提出之建議，並以表列方式呈現給測驗使用 者參考；(2) 計算每一組分測驗組合在年齡組 6 至16歲之信度估計，並計算跨年齡組之平均信 度以提高實際應用性。
研究方法
一、研究對象
本研究分析之資料來自建立WISC-III臺灣 常模之標準化樣本，共有1,100位6至16歲兒 童。依陳榮華（民86）指出，此標準化樣本是 根據民國79年臺閩地區戶口及住宅普查資料，
採分層隨機取樣法，就地區、年齡、性別、父 母教育程度、以及種族等變項分層抽樣而得。
茲分別擇要敘述如下：
(一) 地區變項（Geographic Region）
將臺灣地區分為北部、中部、南部、與東 部四大地理區域，並依普查比率抽取各地區之 樣本人數：北部（42%）、中部（26%）、南 部（28%）、與東部（4%）。
(二) 年齡變項（Age）
此樣本共有11個年齡組（6至16歲），每 一年齡組有100人。每一年齡組內100人之選擇 盡可能包含該年齡層不同成長階段之兒童 (三) 性別變項（Gender）
此樣本盡量在每一年齡組選取50位男生與 50位女生。少數年齡組有些微之數目差異。
(四) 父母教育程度（Parent education level）
由於國內普查資料將教育程度分為五組，
此樣本亦依照比率選取受試兒童父母之教育水 準：大學或大學以上（10.5%），專科（12.5%），
高中（35.3%），國中（22.9%），以及國小或 國小以下（18.7%）。
( 五 ) 城 市 與 鄉 村 變 項 （ Urban vs. Rural District）
受 試 學 校 盡 量 依 市 區 （ 院 轄 市 、 省 轄 市）、市鎮（縣轄市、鎮）及鄉村之人口比例
而選取。
(六) 種族變項（Ethnicity）
此樣本考慮到原住民之代表性，盡可能在 每一年齡組由東部地區選出二名原住民兒童。
二、研究工具
WISC-III中文版本與美國原版本一致,包括 13個分測驗，其中六個為語文測驗：分別為常 識（Information ）、類同（Similarities ）、算術
（Arithmetic）、詞彙（Vocabulary）、理解（Com- prehension）、與記憶廣度（Digit Span）；另外 七個為作業測驗：分別為圖畫補充（Picture Completion）、符號替代（Coding）、連環圖 系（Picture Arrangement）、圖型設計（Block Design）、物型配置（Object Assembly）、符號 尋找（Symbol Search）、與迷津（Mazes）。大 部份測驗題目均與美國版一致，只有少數語文 量表題目因顧及文化差異而略為修正（詳見陳 榮華修訂，民86，頁37-41）。
三、研究程序
本研究之進行依先後次序共分三階段進 行，分別詳述如下：
(一) 第一階段：統整文獻中對WISC分測驗組 合之建議
由於本研究目的在於呈現有意義之WISC- III綜合能力組合，並計算其信度估計，研究者 首先將 Sattler（1992）與 Kaufman（1994）所 提出建議加以統整。結果依序呈現於表一至表 四：表一呈現由兩個以上語文分測驗所共同分 享之認知能力假設，共有13組不同之組合建 議。其中由於有些組合所共同分享之認知能力 假設不只一種，故表一實際列出17種認知能力 之分析。舉例而言，常識,算術,與記憶廣度三 個分測驗共同分享的不只是「簡單口語反應」
之認知能力，同時亦可能反應受試兒童「記憶 力」之好壞，故當受試兒童在此三測驗分數上 呈現一致之強項或弱項時，主試者便應同時形 成受試者是否在「簡單口語反應」抑或「記憶
表一 兩個以上語文分測驗共同分享之認知能力假設
認知能力假設 常識 Information
類同 Similarities
算術 Arithmetic
詞彙 Vocabulary
理解 Comprehension
記憶廣度 Digit Span 1a. 抽象語文概念處理能力 S V
1b. 語文概念形成 (K., S) 2 S V 2a. 語文概念化 (Bannatyne) S V C 2b. 複雜語文表達能力 (K., S) S V C
3. 能夠聽懂簡短的語句 (K., S) S V DS 4. 語意認知 (Guilford) S A V
5a. 長期記憶 I A V
5b. 既得之知識 (Bannatyne) I A V
6. 能夠聽懂長的口頭問題 (K., S) I A C 7a. 簡單口語反應 (K., S) I A DS 7b. 記憶力 (Guilford) I A DS
8. 聽覺記憶 (Sattler) A DS
9. 語文理解 S C
10. 語文理解 (Sattler) S A C
11. 與文化背景有關之知識 I C
12. 常識豐富程度 I V
13. 聽覺－說話管道 I S A V C DS 註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.1與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為Kaufman所提出 註2：(K., S)表示Kaufman與Sattler均提出同一組合
力」方面有較優異或較弱認知能力之假設，進 而著手後續驗證之工作。
表二呈現由兩個以上作業分測驗所共同分 享之認知能力假設，共有20組不同之組合建 議。因有些組合共同分享之認知能力假設不只 一種，表二實際列出有26種認知能力之分析。
舉例而言，圖畫補充與物型配置此二分測驗之 組合不僅可能反應受試兒童「能夠瞭解簡短口 頭指導」之能力，同時亦可能表示受試兒童
「右腦完形訊息處理」之好壞程度，故當主試 者發現受試兒童在此二分測驗分數表現顯著高 或低時，便應考量受試是否在「簡短口頭指 導」瞭解能力或「右腦完形訊息」之處理上有 相對之強弱處，並加以驗證。
WISC-III七個作業分測驗中有五個主要分 測驗（圖畫補充、符號替代、連環圖系、圖形 設計、與物型配置）與兩個交替測驗（符號
尋找與迷津）。Kaufman（1994）認為其中之 迷津分測驗因信度不高，在 g 因素上之負荷量 也低，故建議測驗使用者不要用此分測驗。也 因此他在建議分測驗組合假設時並未加入此分 測驗。雖然 Sattler（1992）有將迷津分測驗列 入 分 測 驗 組 合 之 建 議 中 ， 本 研 究 在 統 整 Kaufman 與 Sattler 之 建 議 時 仍 將 此 分 測 驗 排 除。此外，Sattler（1992）之整理因為是依據 舊版之WISC-R而來，在當時並無符號尋找分 測驗，故其表8.3中並無包括符號尋找。唯其在 書後附錄中對WISC-III新加入符號尋找分測驗 之性質有加以說明（Sattler, 1992, p.1177），因 此本研究在自行統整 Sattler 前後看法與建議 後，對分測驗組合之假設有稍加修正，將符號 尋找分測驗加入表中。
表二 兩個以上作業分測驗2共同分享之認知能力假設
認知能力假設
圖畫補充 Picture Completion
符號替代 Coding
連環圖系 Picture Arrangement
圖形設計 Block Design
物型配置 Object Assembly
符號尋找 Symbol
Search
1a. 對完整且有意義刺激之視知覺 PC PA
1b. 視覺統整 PC PA
2. 計畫能力 PA SS
3. 非語文理解 PA OA
4. 知覺統整能力 (K, S)3 PA BD OA
5. 嘗試錯誤學習 BD OA
6. 對有意義刺激之視知覺 (K., S) PC PA OA
7. 非語文理解 (Sattler) PC PA BD OA
8a. 能夠瞭解簡短的口頭指導 PC OA
8b. 右腦完形訊息處理 PC OA
9a. 同時之訊息處理 PC BD OA
9b. 空間知覺 (Sattler) PC BD OA
9c. 視覺訊息處理 (Horn) PC BD OA
9d. 空間能力 (Bannatyne) PC BD OA
9e. 圖形認知 (Guilford) PC BD OA
10. 圖形評估（8歲以上）(Guilford) PC BD OA SS
11. 圖形評估（6～7歲）(Guilford) PC Cd BD OA SS
12. 視覺記憶 (K., S) PC Cd SS
13a. 模型重組 Cd BD
13b. 知覺重組 (Sattler) Cd BD
14. 對抽象刺激之視知覺 (K., S) Cd BD SS
15. 空間視覺意象化 BD SS
16. 視覺序列 Cd PA
17. 聚斂式工作表現 (Guilford) Cd PA SS
18a. 能夠瞭解複雜的口頭指導 Cd PA BD SS
18b. 頭腦各部功能統整 Cd PA BD SS
19a. 心理動作速度 (Sattler)4 Cd BD OA SS
19b. 視覺-動作協調 (K., S) Cd BD OA SS
20. 視覺－動作管道 PC Cd PA BD OA SS
註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.2與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為Kaufman所提出 註2：Kaufman不鼓勵用迷津分測驗（Mazes），故迷津並無包括在此表中
註3：(K., S)表示Kaufman 與Sattler均提出同一組合
註4：Sattler表8.3原無包括符號尋找，但在1992書中1177頁對此測驗有加以說明，故將其統整成新的組合
表三呈現由兩個以上語文及作業分測驗所 共同分享之認知能力假設。表三中之認知能力 不再單純局限於語文方面或作業方面能力，而 是同時跨以上兩領域。表中共列出20種認知能 力之假設，然而僅來自16種不同之分測驗組 合。
表一至表三所呈現的均是由兩個以上分測 驗所共同分享之「認知能力」假設。然而，
Kaufman 與 Sattler均認為，「非認知性特質」
亦可能是影響受試兒童在分測驗表現之重要成 因。舉例而言，主試可由受試在符號替代與符 號尋找二分測驗上之反應過程，看出受試兒童
表三 兩個以上語文及作業分測驗2共同分享之認知能力假設
認知能力假設
語文分測驗 作業分測驗
I S A V C D PC CD PA BD OA SS
1a. 一般因果推斷常識 C PA
1b. 社會理解與判斷 (K, S) C PA
2a. 符號化內容（8歲以上）(Guilford) A D CD 2b. 序列能力 (Bannatyne) A D CD
2c. 操弄數字能力（8歲以上）(K, S) A D CD
2d. 序列訊息處理能力 A D CD
3. 序列訊息處理能力 (Sattler) D CD PA
4a. 輸入準備處理之訊息 A D CD SS
4b. 短期視聽覺記憶 (Sattler) A D CD SS
5. 集中注意能力 A D PC CD SS
6. 結晶能力 (Horn) I S V C PA 7a. 成就 (Horn) I S A V C PA 7b. 語意內容 (Guilford) I S A V C PA
8. 一般能力 I S A V C BD
9. 長期記憶 (Sattler) I S A V PC
10. 區辨主要與次要之細節 S PC PA SS 11. 流體能力 (Horn) S A PA BD OA
12. 理解力 S A C PA OA
13. 學習能力 V CD SS
14. 概念形成 S V BD
15. 認知能力 (Guilford) S A V PC BD OA 16. 評估能力 (Guilford) C PC CD PA BD OA SS 註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.3與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為
Kaufman所提出
註2：Kaufman不鼓勵用迷津分測驗（Mazes），故迷津並無包括在此表中
是否有「過度在意正確性與細節」之傾向，及 回答測驗之「動機高低」。這些均被視為會影 響測驗結果之「非認知性特質」。統整於表四
供測驗使用者在解釋分數時之參考。表中列出 17種不同分測驗組合，共含蓋21種不同之「非 認知性特質」之假設。
表四 影響兩個以上語文及作業分測驗2得分之非認知性特質假設
非認知性影響因素假設
語文分測驗 作業分測驗
I S A V C D PC CD PA BD OA SS
1. 在不確定情況下反應之能力 PC OA
2. 認知類型（場地依賴或場地獨立） PC BD OA
3a. 熱衷求知程度 I V
3b. 早期成長環境提供之教育 I V
4a. 興趣 I S V
4b. 課外閱讀多寡 I S V
5. 學校學習 I A V
6. 成長背景中接觸知識程度 (K, S) I V C PA
7. 對身處環境的留心注意 I PC
8. 注意廣度 A D SS
9a. 焦慮 A D CD SS
9b. 學習障礙/注意力缺陷過動症 A D CD SS 9c. 注意力/ 不受干擾 (K, S) A D CD SS
10a. 動機高低 CD SS
10b. 過度在意正確性與細節 CD SS
11. 持久性 CD OA SS
12. 視知覺方面問題 CD BD OA SS 13. 集中精神 A PC CD SS
14. 彈性 S D OA
15. 消極傾向 S C D PC
16. 過度具體化思考 S C
17. 在時間壓力下工作之表現 A PC CD PA BD OA SS 註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.4與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為
Kaufman所提出
註2：Kaufman不鼓勵用迷津分測驗（Mazes），故迷津並無包括在此表中
(二) 第二階段：各年齡組之信度計算 針對第一階段整理出之66種不同分測驗組 合，研究者分別計算其在 6 至16歲組之信度。
信度估計是根據Nunnally（1978）所提出之線 性分測驗組合綜合能力之信度公式，再加上各 分測驗在組合中所佔比重均等之假設推引而
來，其與 Tellegan & Briggs（1967）推薦之公 式一致，均同時考量組成分測驗之數目、各組 成分測驗之信度、以及分測驗間之相關。此公 式廣受研究界支持（Kaufman, Balgopal, Kauf- man, & McLean, 1994; Wechsler, 1997, 1999）。
其為：
rcc＝
jk jK jj
r n
r r
2 2
（Tellegan & Briggs, 1967, p.500）
rcc＝分測驗組合（或稱綜合能力）之信度 rjj＝各分測驗之信度
rjk＝各分測驗間之相關（k 之數目比 j 大）
n＝本組合中分測驗之數目
(三) 第三階段：跨年齡組之平均信度估計 計算每一分測驗組合之平均信度時為依照 Guilford 與 Fruchter（1978, p330）之建議，首 先將各年齡組之信度轉換成 Fisher’s Z分數，將 6 歲組到16歲組共11個Z分數平均，再將此平均 後之Z分數轉換回信度係數。當各年齡組之信
度高且差異大時，以此方法所得之信度平均比 直接平均11個信度之作法有較高之正確率。
研究結果
表五呈現共13組由兩個以上語文分測驗分 享認知能力假設之信度估計。由於WISC-III語 文分測驗本身信度便較高，組合後之平均信度 均達一定水準，範圍在 .88至 .96之間。13組中 有12組之信度高於 .90。相對而言，「聽覺－說 話管道」，「語文概念化」，「複雜語文表達 能力」，以及「能聽懂簡單的語句」認知能力 之信度較高；而「聽覺記憶」，「與文化背景 有關之知識」之信度則較低。
表五 兩個以上語文分測驗共同分享認知能力假設之信度
認知能力假設 分測驗組合 6
歲 7 歲
8 歲
9 歲
10 歲
11 歲
12 歲
13 歲
14 歲
15 歲
16 歲
平 均 1a. 抽象語文概念處理能力 S,V .91 .93 .92 .93 .94 .93 .92 .92 .95 .93 .94 .93 1b. 語文概念形成 (K., S) 2 S,V .91 .93 .92 .93 .94 .93 .92 .92 .95 .93 .94 .93 2a. 語文概念化 (Bannatyne) S,V,C .92 .94 .95 .94 .96 .95 .94 .95 .96 .94 .95 .94 2b. 複雜語文表達能力 (K., S) S,V,C .92 .94 .95 .94 .96 .95 .94 .95 .96 .94 .95 .94 3. 能夠聽懂簡短的語句 (K., S) S,V,DS .92 .93 .94 .92 .93 .94 .93 .95 .96 .93 .95 .94 4. 語意認知 (Guilford) S,A,V .91 .93 .93 .91 .94 .94 .94 .94 .95 .91 .91 .93 5a. 長期記憶 I,A,V .89 .93 .92 .89 .93 .94 .95 .95 .96 .89 .90 .93 5b .既得之知識 (Bannatyne) I,A,V .89 .93 .92 .89 .93 .94 .95 .95 .96 .89 .90 .93 6. 能夠聽懂長的口頭問題 (K., S) I,A,C .86 .91 .92 .88 .93 .92 .94 .93 .95 .87 .88 .91 7a. 簡單口語反應 (K., S) I,A,DS .89 .91 .92 .86 .90 .92 .94 .94 .95 .85 .88 .91 7b. 記憶力 (Guilford) I,A,DS .89 .91 .92 .86 .90 .92 .94 .94 .95 .85 .88 .91 8. 聽覺記憶 (Sattler) A,DS .87 .87 .90 .82 .87 .90 .91 .92 .92 .78 .82 .88 9. 語文理解 S,C .88 .91 .93 .89 .94 .91 .89 .91 .93 .89 .90 .91 10. 語文理解 (Sattler) S,A,C .89 .92 .93 .89 .94 .93 .92 .93 .94 .89 .89 .92 11. 與文化背景有關之知識 I,C .82 .90 .90 .86 .91 .90 .91 .91 .94 .86 .90 .90 12. 常識豐富程度 I,V .86 .92 .90 .89 .91 .93 .95 .94 .95 .90 .93 .92 13. 聽覺－說話管道 I,S,A,V,C,DS .94 .96 .96 .94 .96 .96 .97 .97 .97 .95 .96 .96 註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.1與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為Kaufman所提出
註2：（K., S）表示Kaufman與Sattler均提出同一組合
表六呈現由兩個以上作業分測驗分享共20 組不同分測驗組合假設之信度估計。分測驗組 合之平均信度相對較語文分測驗組合之信度為 低，範圍在 .80至 .92之間。20組中有13組之信 度估計小於 .90。此反映WISC-III作業分測驗個
別而言本就比語文分測驗信度為低之事實。相 對而言，「視覺－動作管道」與「圖形評估」
有較佳之信度；「非語文理解」,「能夠瞭解簡 短的口頭指導」能力之信度則較低。
表六 兩個以上作業分測驗2共同分享認知能力假設之信度
認知能力假設 分測驗組合 6
歲 7 歲
8 歲
9 歲
10 歲
11 歲
12 歲
13 歲
14 歲
15 歲
16 歲
平 均 1a. 對完整且有意義刺激之視知覺 PC,PA .85 .78 .86 .78 .86 .82 .85 .83 .86 .81 .82 .83 1b. 視覺統整 PC,PA .85 .78 .86 .78 .86 .82 .85 .83 .86 .81 .82 .83 2. 計畫能力 PA,SS .85 .78 .85 .82 .85 .85 .82 .83 .80 .78 .81 .82 3. 非語文理解 PA,OA .83 .71 .77 .77 .82 .81 .84 .84 .84 .78 .79 .80 4. 知覺統整能力 (K, S)3 PA,BD,OA .90 .83 .87 .87 .89 .87 .90 .90 .90 .85 .87 .88 5. 嘗試錯誤學習 BD,OA .88 .83 .84 .84 .83 .83 .86 .87 .89 .82 .84 .85 6. 對有意義刺激之視知覺 (K., S) PC,PA,OA .88 .80 .85 .81 .87 .84 .86 .87 .88 .86 .85 .86 7. 非語文理解 (Sattler) PC,PA,BD,OA .92 .87 .90 .88 .91 .89 .91 .91 .92 .89 .90 .90 8a. 能夠瞭解簡短的口頭指導 PC,OA .84 .78 .79 .77 .81 .76 .79 .81 .86 .84 .79 .81 8b. 右腦完形訊息處理 PC,OA .84 .78 .79 .77 .81 .76 .79 .81 .86 .84 .79 .81 9a. 同時之訊息處理 PC,BD,OA .90 .87 .88 .86 .88 .86 .88 .89 .91 .88 .88 .88 9b. 空間知覺 (Sattler) PC,BD,OA .90 .87 .88 .86 .88 .86 .88 .89 .91 .88 .88 .88 9c. 視覺訊息處理 (Horn) PC,BD,OA .90 .87 .88 .86 .88 .86 .88 .89 .91 .88 .88 .88 9d. 空間能力 (Bannatyne) PC,BD,OA .90 .87 .88 .86 .88 .86 .88 .89 .91 .88 .88 .88 9e. 圖形認知 (Guilford) PC,BD,OA .90 .87 .88 .86 .88 .86 .88 .89 .91 .88 .88 .88 10. 圖形評估（8歲以上）(Guilford) PC,BD,OA,SS .91 .89 .90 .89 .90 .88 .89 .89 .91 .90 .90 .90 11. 圖形評估（6～7歲）(Guilford) PC,Cd,BD,OA,SS .91 .90 .91 .90 .91 .90 .91 .91 .92 .92 .92 .91 12. 視覺記憶 (K., S) PC,Cd,SS .86 .88 .89 .87 .88 .85 .86 .85 .87 .89 .89 .87 13a. 模型重組 Cd,BD .87 .88 .89 .86 .86 .86 .88 .88 .87 .84 .91 .88 13b. 知覺重組(Sattler) Cd,BD .87 .88 .89 .86 .86 .86 .88 .88 .87 .84 .91 .88 14. 對抽象刺激之視知覺 (K., S) Cd, BD,SS .89 .89 .91 .90 .90 .90 .89 .89 .89 .88 .91 .90 15. 空間視覺意象化 BD,SS .88 .87 .89 .88 .88 .86 .85 .84 .85 .81 .87 .86 16. 視覺序列 Cd,PA .83 .77 .86 .79 .82 .85 .86 .86 .85 .81 .82 .83 17. 聚斂式工作表現 (Guilford) Cd, PA,SS .87 .84 .90 .87 .88 .89 .87 .88 .87 .87 .87 .87 18a. 能夠瞭解複雜的口頭指導 Cd, PA,BD,SS .90 .88 .92 .90 .91 .91 .91 .91 .90 .89 .91 .90 18b. 頭腦各部功能統整 Cd,PA,BD,SS .90 .88 .92 .90 .91 .91 .91 .91 .90 .89 .91 .90 19a. 心理動作速度 (Sattler)4 Cd,BD,OA,SS .90 .88 .90 .90 .89 .90 .90 .90 .91 .90 .90 .90 19b. 視覺－動作協調 (K.,S) Cd,BD,OA,SS .90 .88 .90 .90 .89 .90 .90 .90 .91 .90 .90 .90 20. 視覺－動作管道 PC,Cd,PA,BD,OA,SS .93 .90 .92 .91 .92 .91 .92 .92 .93 .93 .93 .92 註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.2與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為Kaufman所提出
註2：Kaufman 不鼓勵用迷津分測驗（Mazes），故迷津並無包括在此表中 註3：（K., S）表示Kaufman與Sattler均提出同一組合
註4：Sattler表8.3原無包括符號尋找，但在1992書中1177頁對此測驗有加以說明，故將其統整成新的組合
表七呈現由兩個以上語文及作業分測驗共 同分享之16組不同分測驗組合之信度估計。16 組中有14組之信度估計均高於 .90，平均信度範 圍 在 .85 至 .96 之 間 。 相 對 而 言 ， 「 一 般 能 力」，「結晶能力」,「成就」，與「語意內 容」等分測驗組合有較佳之信度；「一般因果 推斷常識」,「社會理解與判斷」，以及「序列 訊息處理能力」之信度則較低。
表八呈現影響兩個以上語文及作業分測驗
得分「非認知性特質」假設之信度估計。17組 不同組合中有 9 組之信度估計高於 .90，平均信 度範圍在 .81至 .94之間。相對而言，「在不確 定情況下反應之能力」之信度偏低；而「學校 學習」，「課外閱讀多寡」，以及「興趣」等 特質則有較高之信度。
大體而言，所有分測驗組合之信度均達 .80 以上，在測驗分數解釋上具有一定之穩定性。
表七 兩個以上語文及作業分測驗2共同分享認知能力假設之信度
認知能力假設 分測驗組合 6
歲 7 歲
8 歲
9 歲
10 歲
11 歲
12 歲
13 歲
14 歲
15 歲
16 歲
平 均 1a. 一般因果推斷常識 C,PA .83 .79 .88 .80 .90 .87 .87 .88 .87 .83 .83 .85 1b. 社會理解與判斷 (K, S) C,PA .83 .79 .88 .80 .90 .87 .87 .88 .87 .83 .83 .85 2a. 符號化內容（8歲以上）(Guilford) A,D,CD .88 .89 .91 .87 .88 .90 .92 .93 .93 .86 .87 .90 2b. 序列能力 (Bannatyne) A,D,CD .88 .89 .91 .87 .88 .90 .92 .93 .93 .86 .87 .90 2c. 操弄數字能力 （8歲以上）(K, S) A,D,CD .88 .89 .91 .87 .88 .90 .92 .93 .93 .86 .87 .90 2d. 序列訊息處理能力 A,D,CD .88 .89 .91 .87 .88 .90 .92 .93 .93 .86 .87 .90 3. 序列訊息處理能力 (Sattler) D,CD,PA .88 .84 .90 .84 .86 .88 .89 .91 .90 .86 .88 .88 4a. 輸入準備處理之訊息 A,D,CD,SS .90 .90 .92 .90 .90 .92 .92 .93 .93 .89 .89 .91 4b. 短期視聽覺記憶 (Sattler) A,D,CD,SS .90 .90 .92 .90 .90 .92 .92 .93 .93 .89 .89 .91 5. 集中注意能力 A,D,PC,CD,SS .91 .91 .93 .90 .91 .91 .92 .92 .93 .91 .91 .92 6. 結晶能力 (Horn) I,S,V,C,PA .93 .94 .95 .93 .96 .95 .96 .96 .96 .94 .95 .95 7a. 成就 (Horn) I,S,A,V,C,PA .94 .95 .96 .93 .96 .96 .96 .96 .97 .94 .95 .95 7b. 語意內容 (Guilford) I,S,A,V,C,PA .94 .95 .96 .93 .96 .96 .96 .96 .97 .94 .95 .95 8. 一般能力 I,S,A,V,C,BD .94 .96 .96 .94 .96 .96 .97 .96 .97 .95 .95 .96 9. 長期記憶(Sattler) I,S,A,V,PC .93 .94 .95 .92 .95 .94 .95 .95 .96 .94 .94 .94 10. 區辨主要與次要之細節 S,PC,PA,SS .91 .89 .92 .88 .92 .90 .88 .89 0.9 .90 .91 .90 11. 流體能力 (Horn) S,A,PA,BD,OA .93 .91 .93 .91 .92 .93 .93 .93 .94 .91 .91 .92 12. 理解力 S,A,C,PA,OA .91 .91 .93 .90 .93 .93 .93 .93 .94 .91 .91 .92 13. 學習能力 V,CD,SS .87 .89 .91 .91 .90 .91 .89 .91 .91 .92 .92 .90 14. 概念形成 S,V,BD .93 .94 .94 .93 .93 .94 .94 .93 .95 .92 .95 .94 15. 認知能力(Guilford) S,A,V,PC,BD,OA .94 .93 .94 .92 .94 .94 .94 .94 .96 .94 .94 .94 16. 評估能力(Guilford) C,PC,CD,PA,BD,OA,SS .93 .92 .94 .92 .94 .93 .93 .94 .94 .94 .94 .93 註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.3與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為Kaufman所提出
註2：Kaufman不鼓勵用迷津分測驗（Mazes），故迷津並無包括在此表中
表八 影響兩個以上語文及作業分測驗2得分之非認知性特質假設之信度
非認知性影響因素假設 分測驗組合 6
歲 7 歲
8 歲
9
歲 10歲11歲12歲 13歲 14歲 15歲 16歲 平 均 1. 在不確定情況下反應之能力 PC,OA .84 .78 .79 .77 .81 .76 .79 .81 .86 .84 .79 .81 2. 認知類型（場地依賴或場地獨立） PC,BD,OA .90 .87 .88 .86 .88 .86 .88 .89 .91 .88 .88 .88 3a. 熱衷求知程度 I,V .86 .92 .90 .89 .91 .93 .95 .94 .95 .90 .93 .92 3b. 早期成長環境提供之教育 I,V .86 .92 .90 .89 .91 .93 .95 .94 .95 .90 .93 .92 4a. 興趣 I,S,V .92 .95 .94 .93 .94 .95 .95 .94 .96 .93 .95 .94 4b. 課外閱讀多寡 I,S,V .92 .95 .94 .93 .94 .95 .95 .94 .96 .93 .95 .94 5. 學校學習 I,A,V .89 .93 .92 .89 .93 .94 .95 .95 .96 .89 .90 .93 6. 成長背景中接觸知識程度 (K, S) I,V,C,PA .90 .92 .94 .91 .94 .94 .95 .95 .95 .92 .94 .94 7. 對身處環境的留心注意 I,PC .83 .87 .87 .82 .83 .83 .87 .85 .91 .85 .88 .86 8. 注意廣度 A,D,SS .90 .89 .91 .87 .89 .91 .89 .91 .91 .85 .85 .89 9a. 焦慮 A,D,CD,SS .90 .90 .92 .90 .90 .92 .92 .93 .93 .89 .89 .91 9b. 學習障礙／注意力缺陷過動症 A,D,CD,SS .90 .90 .92 .90 .90 .92 .92 .93 .93 .89 .89 .91 9c. 注意力／不受干擾 (K, S) A,D,CD,SS .90 .90 .92 .90 .90 .92 .92 .93 .93 .89 .89 .91
表八 影響兩個以上語文及作業分測驗2得分之非認知性特質假設之信度（續）
非認知性影響因素假設 分測驗組合 6
歲 7 歲
8 歲
9
歲 10歲11歲12歲 13歲 14歲 15歲 16歲 平 均 10a. 動機高低 CD,SS .84 .86 .88 .88 .87 .88 .86 .85 .86 .87 .86 .87 10b. 過度在意正確性與細節 CD,SS .84 .86 .88 .88 .87 .88 .86 .85 .86 .87 .86 .87 11. 持久性 CD,OA,SS .85 .83 .86 .86 .84 .87 .85 .86 .88 .88 .85 .86 12. 視知覺方面問題 CD,BD,OA,SS .90 .88 .90 .90 .89 .90 .90 .90 .91 .90 .90 .90 13. 集中精神 A,PC,CD,SS .88 .89 .91 .88 .90 .88 .90 .90 .91 .90 .89 .89 14. 彈性 S,D,OA .90 .86 .88 .85 .86 .88 .87 .89 .93 .88 .88 .88 15. 消極傾向 S,C,D,PC .91 .92 .94 .89 .93 .91 .92 .93 .95 .93 .94 .93 16. 過度具體化思考 S,C .88 .91 .93 .89 .94 .91 .89 .91 .93 .89 .90 .91 17. 在時間壓力下工作之表現 A,PC,CD,PA,BD,OA,SS .93 .92 .94 .92 .93 .93 .93 .94 .94 .93 .93 .93 註1：本表整理自Kaufman（1994）表6.4與Sattler（1992）表8.3。未特別註明（Sattler）者均為Kaufman所提出
註2：Kaufman不鼓勵用迷津分測驗（Mazes），故迷津並無包括在此表中
討論與建議
本研究統整出共66組分測驗組合之信度，
經以臺灣常模樣本資料分析後，全數均達 .80以 上，而其中又有高達64%之組合有高於 .90之信 度。Salvia及Ysseldyke（1978）曾指出信度.80 以上之指數方可用於初步篩選，而當測驗解釋 之目標是在對受試個人做某些重要決定時，信 度更應在.90以上方可加以考慮。若依據 Salvia 與 Ysseldyke 之標準，則本研究所呈現所有來 自Kaufman與 Sattler建議之分測驗組合假設均 具有一定之品質。研究分析證實這些分測驗組 合之得分由心理計量角度而言是有一定穩定性 的，故實務工作者可利用這些建議對受試兒童 在認知能力或非認知性特質之長短處上做出合 理之假設並依此進行後續推論驗證與解釋之參 考。
本研究所提出之所有分測驗組合假設中，
信度最高之前五種認知能力或非認知性特質依 序為「一般能力」，「聽覺－說話管道」，
「結晶能力」，「成就」，與「語意內容」，
信度均在 .95以上；而信度最低之五項則為「非 語文理解」，「能夠瞭解簡短的口頭指導」，
「右腦完形訊息處理」，「在不確定情況下反
應 之 能 力 」 ， 與 「 計 畫 能 力 」 ， 信 度 在 .80 至 .82之間。實務工作者在應用前應先瞭解不同 分測驗組合之心理計量性質，才能有更適當之 分析判斷。
就 不 同 文 化 間 研 究 結 果 之 比 較 而 言 ， Bracken 、 McCallum 與 Crain （ 1993 ） 曾 以 WISC-III美國常模分數計算38組分測驗組合之 信度，雖然其研究之組合較本研究為少，但其 研究結果與本研究結果相當一致：以兩個研究 均顧及之組合假設而言，「認知能力」,「在時 間壓力下工作之表現」，「評估能力」，「課 外閱讀多寡」，「興趣」，「學校學習」等一 致 呈 現 較 高 之 信 度 ； 而 「 一 般 因 果 推 斷 常 識 」 ， 「 社 會 理 解 與 判 斷 」 ， 「 視 覺 統 整」，「計畫能力」，「右腦完形訊息處理」
等則相對呈現較低之信度。
此研究雖在有限資源中提出各種組合假 設，期望能幫助實務工作者進行更深度且有助 益之WISC-III得分解釋，但研究本身仍有一項 重要限制值得注意：本研究提出之分測驗組合 為統整自Kaufman與 Sattler之建議，他們的建 議 中 雖 有 考 量 其 他 學 者 之 提 議 ， 但 誠 如 Kaufman自己所言，其中仍有部份是由他們個 人經驗累積而來的主觀認定，且亦不能保證已
含 蓋 所 有 值 得 注 意 之 假 設 。 由 於 Kaufman 與 Sattler是國際知名對WISC有專精研究之學者，
且歷來已有研究者相信其專家效度而對其主張 加以討論（Bracken, McCallum, & Crain, 1993;
Piotrowski, & Siegel, 1984），本研究因此以他 們提議之假設進行分析。唯實務界在使用本研 究提供之組合時，應依照 Kaufman 之強調，當 受試兒童明顯在某一組分測驗上表現較優異或 低落時，請不要據此馬上下判斷，而應該視這 些建議為「初始假設」之依據，再根據受試個 人其他多元評量資料（如觀察、晤談、背景資 料分析、其他測驗分數等）之蒐集進行進一步 之驗證，方可決定前述假設是否成立。研究者 要再次強調，請實務工作者絕對不要忽略這些 建議之本質實為「假設」，而斷然以其做為結 論判定之唯一參考。畢竟這些組合有些仍源自 專家主觀建議，解釋時應對假設多方證實後方 可做出結論。
未來建議更多之研究者以實際資料分析這 些分測驗組合在臨床個案得分解釋上之實用 性，或檢驗這些組合對區辨不同類別特殊兒童 是否有實質助益。期望實務工作者因本研究之 努力能對受試兒童有更深入瞭解，進而給予更 加適切之協助。
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National Taiwan Normal University, Taipei, Taiwan, R.O.C.
ESTIMATING RELIABILITIES FOR THE WISC-III SUBTEST-COMPOSITES
Hsin-yi Chen Jianjun Zhu
National Hualien Teachers College The Psychological Corporation, U.S.A.
Yung-Hwa Chen
The Chinese Behavior Science Corporation
ABSTRACT
The reliabilities of 66 meaningful subtest-composites suggested by both Kaufman (1994) and Sattler (1992) were examined for children from age 6 to 16 using the 1,100 Taiwan standardization data of the Wechsler Intelligence Scale for Children, the third edition (WISC-III). The average WISC-III composite reliabilities range from .80 to .96. Among them, 64% showed reliabilities higher than .90. Result revealed that all of these composites are sufficiently reliable for screening, and hypothesis generation purpose. Limitations and suggestions for practical usage of these composites were also discussed in details.
Key Words: WISC-III, subtest composites, Taiwan, reliability, cognitive abilities, Noncognitive traits
