行政院國家科學委員會專題研究計畫 期中進度報告
子計畫四：以自我調制學習之覺察歷程檢驗網路學習環境中 之動機信念、行為層面與環境層面之交互作用及其對創造力
之影響(2/3)
計畫類別： 整合型計畫
計畫編號： NSC94-2520-S-011-001-
執行期間： 94 年 08 月 01 日至 95 年 07 月 31 日 執行單位： 國立臺灣科技大學教育學程中心
計畫主持人： 王淑玲
報告類型： 精簡報告
報告附件： 出席國際會議研究心得報告及發表論文 處理方式： 本計畫可公開查詢
中 華 民 國 95 年 6 月 27 日
國科會專題研究計畫期中報告 (NSC 94-2520-S-011-001)
以自我調制學習之覺察歷程檢驗網路學習環境中 之動機信念、行為層面與環境層面之交互作用及其對
創造力之影響(II)
計畫主持人：王淑玲 國立台灣科技大學
以自我調制學習之覺察歷程檢驗網路學習環境中之動機信念、
行為層面與環境層面之交互作用及其對創造力之影響(II)
以結構方程模式檢驗國中生動機信念與創新支持 對創新行為和創意表現之影響
摘要
本研究的目的係探討國中生的動機信念（創意自我效能、創意焦慮、綜效性 外在動機、非綜效性外在動機、內在動機）與創新支持對創新行為和創意表現之 影響，並針對本研究整體模型進行適配度檢驗。本研究的受試者主要取自四個縣 市之六所學校，包括 8 個班級共 205 名學生。
本研究結果發現：(1)動機對創新行為之影響：創意自我效能、非綜效性外 在動機、內在動機均對於創新行為具有正向的影響，此外，創意焦慮對創新行為 則有負向之影響；(2)動機對創意表現之影響：創意自我效能、創意焦慮、綜效 性外在動機、非綜效性外在動機、內在動機均能透過創新行為對創意表現產生影 響；(3)本研究能有效地區分「綜效性外在動機」與「非綜效性外在動機」為兩 個不同的因素，且綜效性外在動機對內在動機具有相當強烈之正向影響，而非綜 效性外在動機對內在動機則呈現負向之影響； (4)創新支持對綜效性外在動機之 影響：創新支持對綜效性外在動機有正向的直接影響，此外，創新支持可透過綜 效性外在動機與內在動機間接地對創新行為產生影響； (5)針對本研究整體模型 適配度檢定結果可知，本研究所建構的「國中生動機信念（創意自我效能、創意 焦慮、綜效性外在動機、非綜效性外在動機、內在動機）與創新支持對創造力影 響之模式」與國內國中學生的觀察資料具有相當程度的契合度，由此可知，本研 究所建構之模型可以適度地解釋台灣國中生的動機信念與創新支持對創新行為 和創意表現之影響。最後，本研究依據研究發現與結果進行討論，並提出教師進 行創意教學之輔導策略及未來研究之相關建議。
研究背景與動機
由於資訊科技的迅速發展，以及知識經濟時代所帶來的挑戰與影響，不僅使 得知識快速的流通與傳遞，更使得知識經濟社會與終身學習時代衝擊著人們的學 習與生活。此外，由於高科技產業的興起，國內的產業結構隨之改變，因此我國 現今的產業結構由以往的勞力密集、技術密集轉為以技術創新與知識密集為主的 經濟型態（教育部，2004）。此外，一個國家的人才是否具備創新思維的能力，
將會對該國的未來發展產生重大的影響。葉玉珠、吳靜吉（2002）指出，過去 25 年來，致力於提升創新能力的國家（如日本、德國），其全球競爭力均有傲人 的表現。由此可知，創新能力的培養已成為學校教育的重要課題，也是國家未來 競爭力良莠的重要指標。
由於創新思維的培養為當前學校教育的首要之務，因此教育部於 2002 年初 頒布的「創造力白皮書」，即宣示將把台灣打造成一個創造力王國(Republic of Creativity)。此外，教育部在九年一貫課程中明白指出，學生必須具備十大基本 能力方能符合未來社會高度變遷的需求，而「欣賞、表現與創新」則是十大基本 能力中重要的核心能力之一。由此可知，創新能力的養成已成為我國國家發展的 主要策略，在在印證了創造力的重要性與日遽增，因此培養學生具有創意的能力 便成為學校與教師的重責大任。
近年來，動機信念向來被視為影響學生行為與表現的主要因素（巫博瀚，
2005；巫博瀚、王淑玲，2004；Pintrich ＆ Schunk, 2002；Pintrich, Roeser & De Groot, 1994）。研究發現，個體的創意自我效能對於個體的創新行為與表現有良 好的預測效果(Tierney & Farmer, 2002)。其次，研究亦指出，焦慮對個體的創造 力有相當的影響力(Okebukola, 1986)。再者，研究也顯示個體的外在動機對於學 生之創新行為和表現間有密切的關聯存在(Amabile, 1996, 1997)。此外，當代的創 造力學者大多強調個體的內在動機(intrinsic motivation)是預測其創造力的關鍵因 素(Amabile, 1983, 1996；Csikszentmilhalyi, 1996；Sternberg & Lubart, 1995)，但甚 少有研究結合上述四個動機信念，探討其對個人創造力之影響。因此，本研究除 探討內在動機對創造力有何影響外，更納入動機理論中最具影響力之創意自我效 能、創意焦慮、綜效性外在動機及非綜效性外在動機等變項，以期深入了解動機 信念對創新行為和表現之影響。
相關研究顯示自我效能在數學、電腦、創造力等領域對學生之行為表現皆有 顯著之影響（陳美燕，1997；陳益祥，2001；Pintrich & De Groot, 1990；Tierney
& Farmer, 2002）。尤其近來研究指出創意自我效能可以有效的預測個體的創意行 為與表現（林建妤、林珊如，2004；林碧芳，2004；洪素蘋，2004；Sternberg ＆ Williams, 1996；Tierney & Farmer, 2002）。此外，相關研究也發現，個體的創意 自我效能對其內在動機有顯著的影響（洪素蘋，2004；林碧芳，2004；Bandura, 1997）。換言之，一個人對創意活動若有較高的能力信念，將促使學習者更樂於 從事創意活動。由此可知，創意自我效能對個人的內在動機、創意行為及創意表 現皆有顯著的影響。
除了創意自我效能對於個體的創意歷程有所影響外，焦慮亦往往是影響學生 行為表現的重要因素（王梅子，2001；陳惠華、洪新來，2000）。研究指出焦慮 對創新行為和創意表現呈現負向的相關（ 林 逸 媛，1992； 詹志禹 ，2004；
Okebukola ，1986）。譬如，朱敬先（1992）指出，焦慮將使學生的認知型態變為 刻板，因此在認知處理時往往缺乏變通性(flexibility)與流暢性(fluency)，以致於 不願改變成規而造成創新能力低落。此外，邱皓政（2000）之研究亦發現，個體 的社會焦慮與內在動機呈負向的關連。基於此，本研究將深入探測個體的創意焦 慮對內在動機、創新行為和表現之影響。
內在動機一向為預測創造力的有效因子（王振源，2001；劉曉雯，1997；
Amabile, 1983, 1996；Amabile, Hennessey & Tighe, 1994）。Zimmerman、Bonner 和 Kovach(1996)亦指出當學生擁有內在動機時，才能促使個體產生自發性的行為 與表現。此外，相關研究亦發現，個體的內在動機對創新行為和表現有直接與正 面的影響（楊智先，2000；劉曉雯，1997；Amabile, 1996）。譬如，相關研究顯 示學生之勝任感、自主性與自尊、內在學習動機與創造力有正向的關聯（王妙雯，
2001）。由此可見，內在動機對創新行為和表現有相當之影響力。
綜觀國內外研究，有關內外在動機對創造力之影響，目前仍眾說紛云。大多 數的學者認為內在動機有助於個體之創造力（王振源，2001；楊智先，2000；
Amabile, 1983, 1996, 1997；Csikszentmilhalyi, 1996；Sternberg & Lubart, 1995）。 外在動機方面，部份學者認為外在動機會消弱個體之內在動機，並有害於個體創 造力的發展(Amabile, 1983；Ryan & Deci, 2000)。然而亦有學者指出，某些的外
在動機成分（如渴望得到他人的讚揚）是有利於創造力（王振源，2001；劉曉雯，
1997；Amabile, 1996, 1997）。此外，Amabile 於 1996 年修正其先前的「創造力 內在動機假說」(the intrinsic motivation hypothesis of creativity)，除了延續內在動 機有益於個體的創造力外，更主張並非所有的外在動機都會抑制創造力，同時 Amabile 亦指出綜效性外在動機對創意行為與表現應有正面的影響。所謂綜效性 外在動機乃指個體從事創意活動所獲得的獎賞與鼓勵，主要是對自己創意能力的 肯定、能力的進步與促進未來創意的表現(Amabile, 1997)。除此之外，Amabile 亦提出動機綜效(motivational synergy)觀點，認為當個人內在動機的起始水準很高 時，綜效性外在動機將能夠正向地結合內在動機，促使個體有較佳的創意表現。
由此可知，內在動機與某種特質的外在動機彼此具有相容性，能夠相輔相成地促 進個體的創意表現，兩者間並非相互消長的（蔡啟通、高泉豐，2004；Amabile, 1993, 1996；Sternberg & Lubart, 1995）。由於 Amabile 的動機綜效觀點迄今仍未 得到多數研究的證實，尤其是綜效性外在動機與非綜效性外在動機對創新行為和 創意表現之關聯仍有待進一步釐清。
隨著創造力不斷的發展與演進，使得創造力研究除了針對個人變項（如內外 在動機）進行探討外，更將研究範疇延伸至個人與所屬社會脈絡的互動關係。相 關研究指出，在學生的學習歷程中，若能營造一個鼓勵與支持創新思考的學習環 境時，將有助於創造力的展現(Amabile, 1996；Csikszentmihalyi, 1999；Sternberg &
Lubart, 1999)。此外，心理學家 Vygotsky 指出個體的認知發展必須依賴環境中的 其他成員，因此社會的支持與回饋將是促進個體學習與認知發展的關鍵因素（張 春興，1994）。相關研究亦發現，社會支持將有助於個體的內在動機的提昇（王 妙雯，2001；Amabile, 1996；Sternberg & Lubart, 1995）。此外，Amabile(1996) 的研究亦主張在個人的創作歷程中，社會環境因素（如他人的支持與鼓勵）對於 個人的創造力有顯著的相關存在。譬如，當個體從事創意活動時，他人的支持與 鼓勵能增進個體的內在動機與綜效性外在動機(Amabile, 1996)。由此可知，創新 支持對內在動機、綜效性外在動機有相當的影響力。
另外，Amabile 於 1996 年對其創造力理論所作的修正，主要著重於社會環 境對工作動機之影響，亦即社會環境會影響個體創新行為和創意表現的產生。眾 多研究亦指出重要他人（父母、朋友、師長）對個體創意表現的欣賞與支持，將
有助於個體創造力之提升（王振源，2001；李慧賢，1996；林士郁，2002；吳靜 吉，2002；洪素蘋，2004；Amabile, 1996；Gardner, 1993；Mayer, 1999）。因此，
社會支持對於個人的創新能力與表現乃扮演一個關鍵性的催化角色（吳靜吉，
2002；Sternberg & Lubart, 1995）。基於此，本研究將探討重要他人（家人、朋友、
師長）的創新支持對個體創新行為及創意表現所產生之影響。
近年來研究顯示，動機信念對個體的創新行為有顯著的影響（洪素蘋，2004；
Amabile, 1996）。且相關研究亦指出，個體的動機信念對創意表現具有預測效果
（Collins & Amabile, 1999；Hennessey, Amabile & Martinage, 1989）。又 Pintrich 與 Schunk(2002)指出，個體的動機信念主要乃透過行為進而影響其表現。因此，
本研究認為個體的動機信念將透過創新行為進而影響其創意表現。然而，過去研 究同時將創新行為和創意表現納入研究模式者實屬罕見，復由於創新行為之評定 大多以自陳問卷方式進行，因此難以有效與精確地反應受評者之真實創意能力。
故本研究除採用創新行為量表以評估學習者之創新行為外，更透過任務情境的提 供，讓學生透過創意書包之發明，藉以衡估學習者真實的創意能力，並探討自陳 之創新行為與實際的創意表現間的關連為何。
由於知識創新時代的來臨，創造力已成為個人是否具有競爭力的關鍵因素，
因此，探討影響個人創造力之相關因素儼然成為當前的熱門議題。由於國內外大 多數的研究者只著重於內外在動機對創造力之影響（王振源，2001；劉曉雯，
1997；Amabile, 1983, 1996；Csikszentmilhalyi, 1996；Sternberg & Lubart, 1995）。
因此，本研究將探討動機理論中較具影響力的變項（如創意自我效能、創意焦慮、
內在動機、綜效性外在動機及非綜效性外在動機）對創造力之影響。其次，由於 綜效性與非綜效性外在動機仍是未經清楚區分之構念，因此，本研究亦將針對綜 效性外在動機與非綜效性外在動機做進一步釐清，並探測其對創新行為與創意表 現之影響。再者，創新支持對創新行為和創意表現亦是本研究之研究重點。最後，
本研究希望能因此建構動機信念與創新支持對創造力影響之模式，以期能因而提 供相關的建議與輔導策略。
研究目的
創造力目前已成為各國教育的發展重點，如何培養年輕學子創造力已是重要 課題之一。因此，本研究的目的係探討國中生的動機信念（創意自我效能、創意 焦慮、綜效性外在動機、非綜效性外在動機、內在動機）對創造力有何影響。此 外，眾多學者亦指出社會環境因素亦是影響個體創意表現的重要一環，因此，本 研究亦欲探討創新支持對個體的創新行為和表現之影響。又由於「綜效性外在動 機」與「非綜效性外在動機」仍未經實證研究予以檢證。因此，本研究試圖區分
「綜效性外在動機」與「非綜效性外在動機」兩個不同的構念，並驗證 Amabile 的動機綜效觀點是否有助於個體創造力之展現。最後則檢視國中生的創新行為與 創意表現之關聯。
研究問題
本研究旨在探討國中生動機信念（創意自我效能、創意焦慮、綜效性外在動 機、非綜效性外在動機及內在動機）與創新支持對創新行為和創意表現之影響，
具體言之，本研究所要探討的研究問題如下：
一、創意自我效能對內在動機、創新行為和創意表現有何影響？
二、創意焦慮對內在動機、創新行為和創意表現有何影響？
三、綜效性外在動機對內在動機、創新行為和創意表現有何影響？
四、非綜效性外在動機對內在動機、創新行為和創意表現有何影響？
五、內在動機對創新行為和創意表現有何影響？
六、創新支持對內在動機、綜效性外在動機、創新行為和創意表現有何影響？
七、國中生創新行為對創意表現有何影響？
研究的重要性
由於國內外絕大多數的研究者多著重於內外在動機對創造力之影響，但其它 動機成分對於個體創造力之影響則較少予以探討。因此，本研究將以內在動機為 核心，再納入動機理論中較具影響力的變項（如創意自我效能、創意焦慮、綜效 性外在動機及非綜效性外在動機），以期更深入瞭解個體的動機信念對創新行為 和表現之影響。
此外，眾多研究均指出綜效性外在動機將有助於個體的創意表現，但迄今仍 無研究具體地將「綜效性外在動機」與「非綜效性外在動機」予以區別。因此，
本研究將試圖對「綜效性外在動機」與「非綜效性外在動機」進行進一步檢驗，
並驗證 Amabile 的動機綜效觀點是否有助於個人的創意行為與表現。最後，更是 企盼藉由此研究，建立動機信念與創新支持對創新行為和表現之關聯模式，並提 供學習輔導與未來研究之相關建議。
研究架構
本研究欲探討國中生動機信念（創意自我效能、創意焦慮、內在動機、綜效 性外在動機、非綜效性外在動機）、創新支持、創新行為與創意表現間之關聯，
因此根據研究目的與研究問題，提出本研究之研究架構如圖 1：
圖 1 動機信念與創新支持對創新行為和表現之結構關係圖
研究方法
研究對象
由於過去對於國中生的創意能力之研究殊為少見，且因我國國民教育係以常 態方式進行編班，是故各群集樣本大致呈現常態分配之態勢，故自國民中學層級 所抽取之樣本大抵能真實反應母群的分配型態。因此本研究之施測對象以全國公 立國民中學學生為母群體。而本研究為提高樣本之代表性及估計的精確性，故抽 樣方法採用「配額比例抽樣」(quota proportional sampling)的方式進行量表的施 測，並以「地域」作為分層的依據，先將全國的國中生劃分為北、中、南、東等 四個子母體，再依照子母體於母體中所佔的比例來決定各層所需的樣本大小，最 後挑選出學校再選出所需的樣本人數。因此，本研究的樣本選取來自於四個縣 市，共六所學校，八個班級。
本研究之正式問卷共發出 225 份問卷，剔除填答不完整和草率作答（無論正 反題型皆填答同一選項者）的受試者後，實際獲得有效問卷共 207 份（如表 1）。
表 1 研究樣本人數分佈 地域 縣市 班級
數 學校名稱 取樣 人數
有效 人數
各層樣本 比例
各子母體 比例 1 碧華國中 36 36
北 台北市
2 雙溪高中
（國中部） 43 41
42% 37%
中 台中市 2 東山國中 63 60 27% 29%
1 鼎金國中 30 26 南 高雄市
1 中山國中 32 27
26% 26%
東 台東縣 1 海端國中 21 17 5% 8%
總計 225 207 兩者資料適配度尚可接受
研究工具
本研究所使用的研究工具計有「創意自我效能量表」、「創意焦慮量表」、「內 在動機量表」、「綜效性外在動機量表」、「非綜效性外在動機量表」、「創新支持量 表」及「創新行為量表」共七種量表，以及為了評估學生之創意表現所採用的「科 技創造力測驗」。由於大部份問卷皆經過修改或自編，除了創新支持與創新行為 量表未經修改外，因此，本研究將針對自編或修改之問卷進行預試。以下將分別 陳述各量表之問卷來源與編製依據及預試結果分析，分別敘述如下：
問卷來源與編製依據 創意自我效能量表
本研究之「創意自我效能」乃譯自 Tierney 與 Farmer(2002)的創意自我 效能量表(creative self-efficacy)，Cronbach α係數為介於.83~.87，並因研究 需求由指導教授與研究者自行增訂四題而成，全量表共計八題。例如：我覺 得我有能力提出許多創新的想法或點子。
創意焦慮量表
本研究之「創意焦慮」乃以蔡順良（1986）所發展之「社會焦慮量表」
中的「對批評的焦慮」分量表為基礎，其 Cronbach α係數為.93，並由指導 教授與研究者依研究之需求改編而成，全量表共計十題。例如：我很在乎別 人對我的新點子的評價。
內在動機量表
本研究的「內在動機量表」係採用邱皓政（2000）的「工作動機量表」
中的「內在動機分量表」，而該量表乃邱皓政反翻譯 (back translation) 自 Amabile、 Hill 與 Tighe(1994)的工作動機量表而成，由於研究需求由指導 教授與研究者進行小幅度的修改。而「內在動機量表」可分為「挑戰性」與
「熱衷性」兩個分量表，其 Cronbach α係數分別為.70 和.69，共計 13 題。
「挑戰性」共計 6 題，例如：愈困難的問題，我愈樂於嘗試解決它；至於「熱 衷性」則有 7 題，例如：對我來說，最重要的是喜愛自己所從事的工作。
綜效性與非綜效性外在動機量表
本研究之「綜效性外在動機量表」與「非綜效性外在動機量表」乃以 Amabile(1996)的動機綜效觀點為基礎，並由指導教授與研究者依研究之需 求所自編而成。「綜效性外在動機量表」乃個體知覺從事創意活動所獲得的 讚許與獎勵，主要是對自己能力的肯定、能力的增進與促進未來創意表現，
共計 12 題，譬如，我希望我的創意表現能獲得獎賞，因為這是對我創意能 力的肯定；而「非綜效性外在動機量表」則是個體從事創意活動的目的主要 是為了獲得高分或外在的獎賞，共計 7 題，例如，我提出與眾不同的點子，
主要是為了獲得高分。
創新支持量表
本研究之「創新支持量表」乃採用吳靜吉、郭俊賢、王文中和劉鶴龍(1996) 所編製的問卷，其 Cronbach α係數為.84，而該量表共分為「家庭支持」、「朋 友支持」及「師長支持」三個分量表，其 Cronbach α係數分別為.92、.87 和.92，共計六題，例如：當我有創意的想法時，家庭都會給我滿意的接受 和支持。
創新行為量表
本研究所採用之「創新行為量表」係吳靜吉、郭俊賢、王文中和劉鶴龍 等人(1996)改編 Scott 與 Bruce(1994)的創意行為量表(Innovative Behavior Scale)而成，其 Cronbach α係數介於.84∼.88 之間，如李慧賢（1996）以 646 位國小五、六年級、國中二年級和高中、高職二年級原住民學生作答的 結果，得到總量表的 Cronbach α係數為.84，顯示此量表有良好的信度。在 效度方面，李澄賢（2004）以公私立的大學生為研究對象，結果顯示可抽取 出一個與原量表編製時之構念相符的因素，且抽取出的因素可解釋全體的變 異量達 56.18%，各題目之因素負荷量則介於.56 與.85 之間，表示該量表具 有良好的效度。而全量表共計 7 題，例如：我會想出一些有創意的主意或點 子。
創意表現
本研究所採用之「創意表現」係採用葉玉珠（2005a）所編製之「科技 創造力測驗」的「書包設計」分測驗之「書包特色」部分。而本研究書包設
計的分數包含流暢力、變通力、獨創力、精進力，其評分者信度皆達.001 之顯著水準，其肯德爾和諧係數為.955∼1.000。此外，間隔兩週後進行重測，
結果顯示流暢力、變通力、獨創力、精進力前後測的相關係數則介於.56∼.65 之間。由知可見，該測驗具備良好的評分者信度與穩定性。
預試之對象、計分方式及施測流程 預試之研究對象
本研究為檢驗所編製或修訂工具之信、效度，研究者於民國 94 年 3 月 底進行工具之預試，以便利取樣的方式進行施測。量表之預試以台北市立 金華國民中學 6 班，共 208 人為預試樣本，經剔除填答不完整和草率作答
（無論正反題型皆填答同一選項者）的受試者，實際獲得有效問卷共 197 份，並以此資料進行項目分析、信度考驗及因素分析。
量表之計分方式
本研究之預試問卷包含「創意自我效能量表」（8 題）、「創意焦慮量表」
（10 題）、「內在動機量表」（13 題）、「綜效性外在動機量表」（12 題）、「非 綜效性外在動機量表」（7 題）及「創新支持」（6 題）等六個量表，共計五 十六題（可參閱附錄八），本研究量表計分方式乃使用 Likert 七點量表形式 作答。根據受試者對各題目的實際感受與狀況作答，若認為某題目的敘述 與您的感受完全相符，請圈選「7」；若敘述與您的感受完全不符，則圈選
「1」；若敘述與您的學習感受部份相符，請圈選適當的數字。
施測流程
為驗證本研究所編製或修訂之工具的信、效度，研究者遂對此修編之 研究工具進行預試。由於研究者未能親自施測，為使各班級的施測情境標 準化，因此，研究者將告知施測者施測程序以及問卷指導語，以確保施測 過程一致。
信效度之分析方法
本研究之信度分析乃採用 Cronbach α內部一致性考驗；在因素分析方 面，則採用探索性因素分析(EFA)與驗證性因素分析(CFA)予以檢驗量表的
因素效度與建構效度，至於因素負荷量之標準並沒有定論，陳順宇（2004）
指出，樣本數約 200 人時，因素負荷量則以.40 以上為檢定標準。在探索性 因素分析，本研究以主軸因素法(Principal axis factors)為因素的抽取方法，
抽取特徵值大於 1 的共同因素，並以最大變異法(varimax rotation) 進行直交 轉軸(orthogonal roation)。就驗證性因素分析，本研究將每一個潛在變項的 變異數均設定為 1，而所有試題之因素負荷量則被自由估計，且觀察變項與 潛在變項的影響皆為單維假設。
預試結果分析
創意自我效能量表
在項目分析方面，創意自我效能量表各個題目與量表總分之間的相關 介於.647 與.776 之間，由此可見，本量表的每一題目與其他題目的相對關 連程度高。在信度考驗方面，本量表的 Cronbach α係數為.918，顯示創意 自我效能量表具有優異的信度表現。
在探索性因素分析方面，結果顯示可抽取出一個與原量表編製時之構 念相符的因素，抽取出的因素可解釋全體的變異量達 58.48%，且本量表各 題目的共同性介於.461 與.667 之間。
為了更進一步確認本量表之因素結構，研究者以驗證性因素分析(CFA) 檢證探索性因素分析(EFA)。結果發現，χ 檢定雖達顯著水準（2 χ2(df=20)＝ 38.66, P = .00 < .05），但由於卡方自由度比為 1.93，已符合卡方自由度比應 小於 3 之檢定標準，顯示因素結構與觀察資料有良好的契合度。此外，其 它契合度指標亦顯示本量表之因素結構良好（GFI = .95 > .90, AGFI = .92
> .90, NFI = .98 > .90, NNFI = .98 > .90, CFI = .99 > .95, SRMR = .031
< .05）。最後，各題目之因素負荷量則介於.67 與.82 之間，皆大於.40 之檢 定標準，顯示各題目皆有不錯的品質。
創意焦慮量表
本研究預試後進行項目分析、信度考驗及因素分析。且本研究採用內 部一致性、各項目與量表總分之相關及因素負荷量為篩選題目之準則，刪
除 3、7、34、39、43 等不佳的題目後，全量表為 5 題。
在項目分析方面，創意焦慮量表各個題目與量表總分之間的相關介 於.595∼.697 之間，由此可知，本量表的每一題目與其他題項的相對關連性 高。在信度考驗方面，本量表以國中生為對象所得之總量表的 Cronbach α 係數為.833，顯示本量表擁有良好的信度。
在探索性因素分析方面，結果顯示可抽取出一個與原量表編製時之構 念相符的因素，抽取出之因素可解釋全體的變異量達 50.25%，且本量表各 題目的共同性介於.423 與.595 之間。
在驗證性因素分析方面，創意焦慮量表的χ 檢定達顯著水準（2 χ2(df=4)
＝3.56, P = .47 > .05），且卡方自由度比為.89，亦符合卡方自由度比應小於 3 的檢定標準，顯示因素結構與觀察資料有優異的適配度。而就其它契合度 指標而言，創意焦慮量表的契合度指標亦符合評鑑標準（GFI = .99 > .90, AGFI = .97 > .90, NFI = .99 > .90, NNFI = 1.00 > .90, CFI = 1.00 > .95, SRMR
= .021 < .05），顯示本量表之因素結構亦佳。最後，各題目之因素負荷量則 介於.51 與.81 之間，顯示各題目皆有良好的內在品質。
內在動機量表
本研究之「內在動機量表」以預試蒐集之觀察資料進行項目分析、信 效度考驗。且本研究採用內部一致性、各項目與量表總分之相關及因素負 荷量為篩選題目之準則，其中第十八題與量表總分之相關為 -.063，且因素 負荷量為.16 偏低，因此將 18 題予以刪除，至於因素負荷量為.32 的第 27 題，由於考量到挑戰性分量表的題數，因此予以保留。
在項目分析方面，內在動機量表各個題目與量表總分之間的相關介 於.410∼.604 之間，由此可知，本量表的每一題目與其他題目的相對關聯性 高。在信度考驗方面，原量表的「挑戰性」與「熱衷性」兩個分量表之 Cronbach α係數分別為.70 和.69。經本研究所修改後之問卷，其「挑戰性」與「熱衷 性」兩個分量表之 Cronbach α係數分別.789、.807，而總量表的 Cronbach α 係數為.846，顯示該量表具有良好的內部一致性。
由於內在動機量表已有不錯之因素結構（Amabile, Hill, & Hennessey, 1994；邱皓政，2002），因此，研究者即直接採用驗證性因素檢驗本量表的
因素效度與建構效度。結果顯示，本量表的 2( 53)
=
χ df = 91.70，P = .00 < .05 雖達顯著，但卡方自由度比為 1.73 小於 3 之檢定標準，顯示因素結構與觀 察資料相適配。雖然 AGFI = .84 < .90，SRMR = .076 > .05 不符合檢定標準；
但就其他指標顯示，皆達可檢核標準(GFI = .93 >.90，NFI = .93 > .90，NNFI
= .96 > .90，CFI = .97 > .95)。由此可知，內在動機量表之因素結構與觀察 資料仍具有可接受的適配度。由於考量到挑戰性分量表的題數，因此除保 留因素負荷量.32 的第 27 題外，其餘各題目之因素負荷量則介於.47 與.91 之間，顯示各題目有不錯的品質。
綜效性與非綜效性外在動機量表
本研究之「綜效性外在動機量表」與「非綜效性外在動機量表」編製 完成後，以預試蒐集而得的觀察資料進行項目分析、信度考驗及因素分析。
研究者依各題項與量表總分之相關、共同性及因素負荷量三項為選題標 準，其中第 56 題之因素負荷量為.369，且共同性為.259，均低於選題標準，
因此將 56 題予以刪除。
由於該兩份量表係屬於新開發之問卷，且本研究主要目的欲將 Amaible 所主張之外在動機為「綜效性外在動機」與「非綜效性外在動機」兩個不 同的構念予以區分。因此，本研究先以探索性因素分析進行建構效度之檢 驗，結果獲得兩個因素，兩個因素可解釋的總變異量為 53.49%（如表 2 所 示）。
表 2 綜效性外在動機與非綜效性外在動機量表探索性因素分析摘要表 因素名稱
量表 題號
綜效性外在動機 非綜效性外在動機 17
47 20 11 38 44 51 29 35 8 2
.836 .834 .811 .795 .755 .747 .730 .703 .690 .666 .626 32
5 14 41 23 49 53
.769 .750 .731 .693 .650 .587 .554 總解釋變異量 ＝ 53.49 %
由上述結果可知，本研究可以有效地區分出「綜效性外在動機」與
「非綜效性外在動機」兩個不同的構念，又基於本研究的目的與需求，因 此研究者將逐一針對「綜效性外在動機量表」與「非綜效性外在動機量表」
進行項目分析、信度分析、探索性因素分析及驗證性因素分析，茲分別敘 述如後。
綜效性外在動機量表
在項目分析方面，綜效性外在動機量表各個題目與量表總分之間的相 關介於.615 與.818 之間，由此可知，本量表的每一題目與其他題目的相對 關連性高 。在信度考驗方面， 本量表以國中生為對象所得之總量表的 Cronbach α係數為.934，顯示本量表擁有優異的信度。
在探索性因素分析方面，本量表可抽取出一個與原量表編製時之構念
相符的因素，抽取出的因素可解釋全體的變異量達 56.72%，且本量表各題 目共同性介於.410 與.721 之間。
在驗證性因素分析方面， 綜效性外在動機量表的χ 檢定雖達顯著2
（ 2( 40)
=
χ df = 113.52，P = .00 < .05），但卡方自由度比為 2.84 小於 3 之檢驗 標準，顯示因素結構與觀察資料之契合度良好。雖然 AGFI = .84 < .90 不符 合檢定標準；但就其他指標顯示，皆達可評鑑標準(GFI = .90 >.90, NFI = .97
> .90，NNFI = .97 > .90，CFI = .98 > .95，SRMR = .046 < .05)。由此可知，
該量表之因素結構良好。而各題目之因素負荷量則介於.66 與.85 之間，顯 示各題目皆有優良的內在品質。
非綜效性外在動機量表
在項目分析方面，量表各個題目與量表總分之間的相關介於.513∼.705 之間，由此可知，本量表的每一題目與其他題目的相對關連性高。在信度 考驗方面 ， 本量表以國中生為對象所得之總量表的 Cronbach α 係 數 為.858，顯示本量表具有良好的信度。
在探索性因素分析方面，本量表可抽取出一個與原量表編製時之構念 相符的因素，且抽取出的因素共可解釋全體的變異量達 47.05%，此外，本 量表各題目的共同性介於.304 與.600 之間。
在驗證性因素分析方面，非綜效性外在動機量表的χ 檢定雖達顯著水2 準（ 2( 14)
=
χ df ＝29.81, P = .00 < .05），但卡方自由度比為 2.13，已符合卡方 自由度比應小於 3 的檢定標準，顯示因素結構與觀察資料有良好的適配度。
而就其它契合度指標而言，此量表的契合度指標皆符合檢定標準（GFI = .96
> .90, AGFI = .92 > .90, NFI = .97 > .90, NNFI = .97 > .90, CFI = .98 > .95, SRMR = .038 < .05），顯示本量表之因素結構佳。最後，各題目之因素負荷 量則介於.55 與.77 之間，顯示各題目皆有良好的內在品質。
創新支持量表
在項目分析方面，創意支持量表各個題目與量表總分之間的相關介 於.62∼.76 之間，由此可知，本量表的每一題目與其他題目的相對關連性 高。在信度考驗方面，原量表的「家庭支持」、「朋友支持」、「師長支持」
三個分量表之 Cronbach α係數分別為.92、.87 和.92，總量表之 Cronbach α
係數為.84。經預試分析後顯示，「家庭支持」、「朋友支持」、「師長支持」三 個分量表之 Cronbach α係數分別.89、.85、.88，而總量表的 Cronbach α 係數為.89。由此可知，該量表具有良好的內部一致性信度。
由於問卷本身之信效度已十分穩定（吳靜吉，1990；李慧賢，1996；
劉鶴龍，1996；蘇錦榮，1998），因此本量表係採驗證性因素分析進行因素 效度之檢驗。結果發現，χ 檢定未達顯著水準，已獲得支持（2 χ2(df=6)＝ 4.84, P = .56 > .05），且卡方自由度比為.81，皆符合卡方檢定之標準，顯示因素 結構與觀察資料有良好的適配度。此外，其它契合度指標亦通過評鑑標準
（GFI = .99 > .90, AGFI = .97 > .90, NFI = 1.00 > .90, NNFI = 1.00 > .90, CFI
= 1.00 > .95, SRMR = .012 < .05），表示該量表之因素結構良好。而各題目之 因素負荷量則介於.79 與.93 之間，顯示各題目皆有良好的品質。
本研究之量表經預試蒐集之觀察資料進行項目分析、信效度考驗，且 依各題目與量表總分之相關、共同性及因素負荷量三項為選題標準，經刪 除不良之題項後，本研究之正式問卷將包含「創意自我效能量表」（8 題）、
「創意焦慮量表」（5 題）、「內在動機量表」（12 題）、「綜效性外在動機量 表」（11 題）、「非綜效性外在動機量表」（7 題）、「創新支持」（6 題）及「創 新行為」（7 題）等七個量表，共計 56 題，本研究量表計分方式乃使用 Likert 七點量表形式作答。
問卷施測流程
本研究之正式施測時間於民國 94 年 5 月上旬，本測驗共分為兩個階段（創 意書包發明大賽及問卷施測），首先請學生進行「創意書包發明大賽」的部分，
待創意書包設計活動的成品回收完後，再進行「問卷」的施測。由於研究者未能 至各個班級親自施測，為使各班級的施測情境能標準化，進而提高研究資料的品 質，因此，研究者採用以下方式以確保施測過程的一致性，茲分別敘述如下：
創意書包發明
「創意書包發明」部分，為了要讓各校施測時間一致，因此，研究者煩請施 測者在創意書包發明的部分能確實計時 10 分鐘，時間一到，即請學生停止作答。
其次，本問卷為了提高學生的動機，亦請施測老師於「創意書包發明」施測前告 知學生，將會挑選三份最優秀的作品予以表揚，並且將會提供小禮物給予獎勵。
再者，在「創意書包發明」施測前，請施測者誦讀指導語給所有的學生聽，務使 同學們能明瞭如何作答。最後，叮嚀學生務必要填寫「班級」與「座號」，以利 後續資料分析之用。
問卷填答
本問卷需待「創意書包發明」完成回收後，進行施測，並煩請老師盡可能給 予學生充分的時間填答。其次，請施測者誦讀問卷指導語給所有的學生聽，務使 同學們能明瞭如何作答（譬如，本問卷之所有題目並無是非對錯之分，務求學生 誠實作答、每一個題目只能圈選一個數字）。此外，煩請施測者告知同學們必須 填寫完所有的題目，並於繳交前確認是否已填答完所有的題目。最後，叮嚀學生 務必要填寫「班級」與「座號」。
整體模型圖
本研究以理論為基礎所建構的動機信念與創新支持對創造力影響之模式包 含四個潛在自變項，分別為創意自我效能、創意焦慮、創新支持、非綜效性外在 動機，和四個潛在依變項，依序為綜效性外在動機、內在動機、創新行為和創意 表現（見圖 2）。就各潛在變項之觀察指標(indicators)而言，本研究基於多元指標 原則，所有的潛在變項至少均透過兩個以上的觀察指標予以估計。
根據前述文獻探討，四個潛在自變項共有十二個觀察指標，分別敘述如下。
創意自我效能以 X1、X2、X3 為觀察指標；創意焦慮則以 X4、X5、X6 為觀察 指標；創新支持則採用家庭支持（X7）、朋友支持（X8）、師長支持（X9）為觀 察指標；非綜效性外在動機係以 X10、X11、X12 為觀察指標。其餘四個潛在依 變項共計十二個觀察指標，如綜效性外在動機以 Y1、Y2、Y3 為觀察指標；內 在動機則以挑戰性（Y4）、熱衷性（Y5）為觀察指標；創新行為以 Y6、Y7、Y8 為觀察指標；創意表現以流暢力(Y9)、變通力(Y10)、獨創力(Y11)及精進力(Y12) 為觀察指標予以估計。
而本研究的假設模型，外衍測量變項 12 個與內衍潛在變項 12 個，共計 24
個觀察變項，因此將產生 300 個測量資料數（DP = 1/2 * 24 *25），由圖 2 可知本 模式中需要估計參數有 67 個，因此 t < 300，呈現過度辨識(over identification)，
符合 Bollen 的 t 法則(t-Rule)的檢定標準。
圖 2 動機信念與創新支持對創造力影響之整體模式圖
研究限制
研究工具方面 問卷調查部分
在研究工具方面，本研究主要以問卷調查為主。由於研究者未能至各個班級 親自施測，為使各個班級的施測情境能標準化，以提高研究資料之品質。因此，
研究者事先告知施測者必須依標準化之施測程序及問卷指導語進行，以確保施測 過程一致。此外，由於問卷乃以學生自陳作答方式進行，因此受試者可能為符合 社會期許而產生防衛心向，而對於問卷的正確性造成影響。
創意表現部分
本研究之創意表現乃採用葉玉珠（2005a）的科技創造力測驗。由於科技創 造力測驗為一標準化測驗，因此，本研究之施測、計分、解釋均依據標準化測驗 之實施方式進行。然而由於評分者於評定學生之創意表現時，難免受到其主觀意 識之影響，而降低測驗結果的精確性。因此，為避免因主觀偏差而導致無效的評 量結果，是故本研究採用共識評量的方式進行評分，以提高評分者的信度以及降 低其主觀之評定的誤差。
研究對象方面
在研究對象方面，由於人力與人際網絡的限制，故未能以隨機抽樣的方式來 進行樣本的選取。但為使本研究的樣本具代表性以及提高估計結果之精確性，因 此，本研究乃採分層比例配額抽樣進行樣本的選取。
研究結果
描述性統計分析
由表 3 的結果顯示，本研究問卷之有效樣本 207 名國中生在各個研究變項中 平均得分介於 3.19 與 4.68 之間。此外，國中生在「內在動機量表」填答上之得 分普遍較高（M = 4.68, SD = 1.13）；而「非綜效性外在動機量表」上的得分則普 遍較低（M = 3.19, SD =1.21）。
表 3 各量表之平均數與標準差一覽表
量表 題數 各題平均數 各題標準差 偏態 峰度 創意自我效能 7 4.10 1.36 -.12 -.43
創意焦慮 5 4.29 1.48 -.16 -.52 綜效性外在動機 11 4.62 1.34 -.38 -.18 非綜效性外在動機 7 3.19 1.21 .14 -.57 內在動機 12 4.68 1.13 -.63 .11 創新支持 6 4.17 1.26 -.22 .29 創新行為 7 4.04 1.20 .02 .04
量表的信效度考驗 量表的信度分析
本研究各量表的信度分析結果發現（如表 4 所示），除了內在動機之挑戰性 分量表（α = .752）與創新支持之朋友支持分量表（α =.789）的內部一致性較 低外，其餘各量表的 Cronbach’s α均高於.80，顯示本研究所使用的研究工具之 內部一致性均良好。易言之，本研究之各量表均具有良好的信度。
表 4 各量表信度分析一覽表
量表 題數 Cronbach’s α
創意自我效能 7 .895
創意焦慮 5 .838
綜效性外在動機 11 .935
非綜效性外在動機 7 .838
內在動機 12 .883
挑戰性 5 .752
熱衷性 7 .847
創新支持 6 .866
家庭支持 2 .835 朋友支持 2 .789 師長支持 2 .837
創新行為 7 .837
量表的效度分析
為了進一步檢驗本研究各量表的因素結構，研究者係採用驗證性因素分析
（CFA），予以考驗各分量表的構念效度與因素效度。而在因素結構的設定上，
各量表的觀察變項與潛在變項間的影響皆為單維假設，亦即每一個觀察變項只受 到一個潛在變項的影響。而由表 5 的契合度指標摘要表可知，本研究的七個研究 工具之卡方自由度比均小於 3 之檢定標準；其次，雖然「綜效性外在動機量表」
的 AGFI = .86 未達檢核標準外，但所有量表的 GFI、AGFI、NFI 及 NNFI 皆大於.90 的檢定標準；再者，各個量表的 CFI 亦均大於.95；最後，所有的潛在變項之 SRMR 皆小於.05 之門檻。由此可知，所有的指標結果均顯示本研究的七個量表之因素 結構與觀察資料具有相當良好的適配度。而動機信念（創意自我效能、創意焦慮、
綜效性外在動機、非綜效性外在動機、內在動機）、創新支持及創新行為量表之
各題目的因素負荷量亦皆大於.4 之檢定標準，如表 6 與表 7 所示。
表 5 各量表驗證性因素分析之契合度指標摘要表
χ 2 χ2 df GFI AGFI NFI NNFI CFI SRMR
創意 自我效能
39.00 (P = .00
< .05)
2.79 .95 .90 .97 .98 .98 .038
創意焦慮
42.10 (P = .00
< .05)
2.05 .98 .94 .99 .98 .99 .027
綜效性 外在動機
114.40 (P = .00
< .05)
2.66 .91 .86 .97 .98 .98 .040
非綜效性 外在動機
25.96 (P = .02
< .05)
2.00 .97 .93 .97 .97 .98 .039
內在動機
79.64 (P = .00
< .05)
1.56 .94 .91 .96 .98 .99 .049
創新支持
9.61 (P = .14
> .05)
1.60 .98 .95 .99 .99 1.00 .022
創新行為
30.34 (P = .00
< .05)
2.17 .96 .92 .96 .97 .98 .044
表 6 動機信念量表驗證性因素分析摘要表
內在動機 量表
題號
創意 自我效能
創意 焦慮
綜效性 外在動機
非綜效性
外在動機 挑戰性 熱衷性 1
9 26 35 44 52 56
.73 .75 .69 .85 .75 .72 .70 19
28 37 45 53
.54 .60 .73 .87 .74 2
3 10 11 18 20 27 29 36 38 46
.66 .70 .82 .85 .80 .83 .68 .78 .69 .70 .75 7
15 24 33 42 50 55
.62 .57 .73 .77 .67 .52 .75 5
8 13 25 40 16 22 31 34 43 48 51
.57 .43 .54 .72 .49
.64 .73 .69 .64 .61 .59 .68
表 7 創新支持與創新行為量表驗證性因素分析摘要表 創新支持
量表
題號 家庭支持 朋友支持 師長支持
創新行為
4 12 21 30 39 47
.75 .95
.79 .84
.87 .82 6
14 23 32 41 49 54
.63 .77 .59 .55 .56 .75 .73 專家共識評量之信效度分析
共識評量之實施程序
雖然本研究之創意表現為一標準化測驗，然而由於評分者於評定學生之創意 表現時，乃會受到評分者之主觀意識所影響，因而降低測驗結果的精確性。而為 避免主觀意識所造成的評量誤差，因此本研究評量方式亦採用共識評量的方式進 行評分。為了提升評分者信度，評分者間則必須事先擁有一定程度的評量共識。
因此，為了達到共識評量的效果，本研究以隨機抽樣的方式，先從參與研究的八 個班級中，每班抽取 3 位樣本，共計 24 份，以進行共識評量。本研究在評分的 過程中，研究者與指導教授及另外兩位評分者先對評分指標進行討論，以達一致 的評分共識，之後再針對同一份創意成品進行評分。在評分討論過程中若有不同 的意見產生時，三位評分者將針對歧異的部分進行協商，再進行第二次的評分，
以達最後的評分指標共識。完成這 24 份之共識評量後，再對其它樣本各自進行 評分，並且依照葉玉珠（2005a）科技創造力之評分準則進行評量（評分指標包 含流暢力、變通力、獨創力、精進力），詳細準則敘述於後。
最後，依專家們的分析結果，再將各個指標的分數轉成 t 分數，以進行肯德 爾和諧係數 Kandall’s W 及內部一致性信度（Cronbach’s α）。此外，由於第一次
評量時，已共同針對 24 份樣本進行評分，因此，本研究進行肯德爾和諧係數與 內部一致性信度時，特將 24 份創意成品予以排除。
評分方式
本研究「創意表現量表」的評分指標乃依據葉玉珠（2005a）科技創造力的
「書包設計」的評分指標為計分依據。而「書包設計」的評分指標則包含：流暢 力、變通力、獨創力及精進力。流暢力的評分乃以書包特色有效的答案個數為其 得分；變通力則以全部有效答案所屬類別數為其得分；獨創力則依據葉玉珠
（2005a）以 1839 位樣本所建立的百分等級常模為評分準則，當每個答案百分比 在 1.99 %以下者為 2 分，百分比在 2 %∼4.999 %者為 1 分，百分比在 5 %以上者 為 0 分。若答案找不到者，表示為稀有答案，因此評為 2 分。而精進力則根據每 個答案的有效組成成分個數的加總。最後，研究者再將上述四個評分指標，並分 別依常模轉換成 T 分數，以進行 Kandall’s W 及內部一致性信度（Cronbach’s α）
以及之後「創意表現量表」的效度考驗、測量模型的考驗及整體模型之檢定。
評分者信度分析
由表 8 可知，四個評分指標個別之評分者信度良好皆達到.001 之顯著水準。
在流暢力方面（Cronbach’s α＝.987；Kandall’s W = .972 ，χ = 530.507，P 2
< .001）；在變通力方面（Cronbach’s α＝.966；Kandall’s W = .940，χ = 513.137，2 P < .001）；在獨創力方面（Cronbach’s α＝.976；Kandall’s W =.949，χ = 2 517.911，P < .001）；在精進力方面（Cronbach’s α＝.956；Kandall’s W =.920，χ 2
= 502.460，P < .001）。依據上述結果可知，本研究之評分者間擁有良好的評分者 信度。
表 8 「創意書包」之各評分指標的評分者一致性摘要表
評分指標 流暢力 變通力 獨創力 精進力
Kandall’s W .972 .940 .949 .920 χ 2 530.507 513.137 517.911 502.460 Cronbach’s α .987 .966 .976 .956
創意表現之效度考驗
本研究之創意表現乃指學生在創意作品上之得分，而創意作品分數主要包含 流暢力(fluency)、變通力(flexibility)、獨創力(originality)、精進力(elaboration)，
共計四個指標分數，並分別依常模轉換成 T 分數，最後乃以此四個指標為觀察指 標（indicators）估計學生的創意表現。經採驗證性因素進行考驗後發現，精進力 之因素負荷量明顯偏低（λ = .32），且精進力之測量指標的信度估計值為.10，
遠低於 SEM 要求之個別指標信度(individual item reliability)須大於.50 之標準，因 此本研究將「精進力」此一觀察指標予以刪除，而保留其餘三者為創意表現之觀 察指標。又雖然本研究正式問卷已述明精進力乃創意書包之組成元素，但仍有部 分受試者誤解其意涵，導致所收集的原始資料未能反應精進力此一構念，致使精 進力個別指標信度偏低。故研究者嗣後以「流暢力」、「變通力」及「獨創力」為 本研究創意表現之測量指標，並進行因素效度之考驗。經驗證性因素分析後顯 示，卡方統計量為 0.00(P = 1.0 > .05)，自由度為 0，顯示所有的參數皆被估計，
乃一飽和模式(saturated model)，故呈現完美適配。
測量模型之適配度考驗
Anderson 與 Gerbing(1988)指出進行整體模型契合度考驗時，整體模型契合 度不佳的原因，可能來自於測量模型(measure model)不佳或結構模型(structural model)不良，抑或兩者皆不佳。基於此，本研究為避免在整體模型契合度考驗產 生誤判的情形，因此研究者將於進行整體模型考驗前，首先針對測量模型進行驗 證性因素分析，待測量模型確立後再進行整體模型的考驗。
由圖 3 可知，所有估計的因素負荷量（loading，亦即λ值）皆大於.50，且 達統計上.05 的顯著水準，顯示本研究的 23 個觀察變項能夠反應個別的潛在變 項。此外，由表 9 可知，23 個觀察指標的個別指標信度除了 CAN2、CAN3、CS1 及 IB2 低於.50 外，其餘 19 個觀察指標的個別信度皆大於.50（介於.52∼.90），
而八個潛在變項的成份信度分別介於.72∼.94，皆大於.60 的評鑑標準（Bagozzi &
Yi, 1988；Hair Jr., Anderson, Tatham, & Black, 1998），顯示本研究八個潛在變項均 擁有良好的信度。另外，八個潛在變項的平均變異抽取量除了創意焦慮為.48 外，
其餘 7 個潛在變項的平均變異抽取量則介於.59∼.85，亦高於.50 的評鑑標準。依
據上述結果可知，本研究的測量模型具有不錯的內在品質。而本研究各個潛在變 項間之相關係數，如表 10 所示。
在測量模型之契合度指標方面，本研究的χ 檢定雖達顯著水準（2 2( 205)
=
χ df ＝ 451.37，P = .00 < .05），但卡方自由度比為 2.25，已符合卡方自由度比應小於 3 的檢定標準，顯示因素結構與觀察資料有良好的適合度。而就其它契合度指標而 言，雖然 GFI、AGFI、SRMR 尚未符合檢定標準(GFI = .84 < .90，AGFI = .78 < .90，
SRMR = .064 > .05)；但就其他指標顯示，皆符合檢定標準（NFI = .94 > .90，NNFI
= .95 > .90，CFI = .96> .95，IFI = .96 > .90）。且各題目之因素負荷量則介於.50 與.95 之間，顯示各題目皆有良好的品質。又因本研究之測量模型之理論結構與 實證資料有良好的適配，基於此，本研究隨後將進行整體模型之檢驗。
圖 3 初始模式之測量模型圖
