課室專注力量表之建構

楊雅婷 陳奕樺

國立成功大學教育研究所副教授

國立成功大學教育研究所博士候選人（通訊作者）

課室專注力量表之建構

摘 要

本研究以Knudsen（2007）注意力功能成分模型為理論架構，研究目的在 於：（1）建構刺激過濾、感官控制、競爭選擇與工作記憶之四因素課室專注力 量表；（2）以此量表比較高中與高職學生課室專注力的差異。本量表採非隨機 分層立意抽樣，依序經過探索性（140名高中學生）、驗證性因素分析（918名高 中學生）與測量恆等性（918名高中與967名高職學生）等分析方式。研究結果 顯示：（1）本量表整體測量模型與實徵資料具理想適配，量表內部信、效度良 好，且量表在日間精神狀態與一般情境下注意力功能的外部效度證據上亦獲得支 持。在測量恆等性的結果方面，高中與高職學生在課室專注力量表上具有測量恆 等性；（2）在高中與高職學生課室專注力差異的分析中，高中生在課室專注力 的四個因素皆達理想程度，而高職學生僅在刺激過濾與感官控制達理想，且高中 生在四個因素的平均得分均高於高職學生。本研究依據結果，提出四點未來研究 的建議。

關鍵詞：課室專注力量表、驗證性因素分析、測量恆等性

陳奕樺電子郵件：u3896103@mail.ncku.edu.tw

Abstract

The aims of this study were to develop a concentration questionnaire and to compare the difference of the two groups of senior and vocational high school students in this questionnaire.

The concentration questionnaire was based on Knudsen (2007)’s model, functional components of attention (FCA), including four factors: salience filters, sensitivity control, competitive selection and working memory. The data were collected by the stratified non-random sampling.

The samples were divided into three sets: exploratory analysis (140 senior high school students), confirmatory analysis (918 senior high school students) and the analysis of measurement invariance (918 senior high school students and 967 vocational high school students). The results shows: (1) The collected data fit to the measurement model and there are great construct validity and reliability in this questionnaire. The evidence of criterion-related validity on the daytime mental state and the ability of attention is also provided. Moreover, measurement invariance is confirmed for the senior and vocational high school students. (2) Two major differences between senior and vocational school students on the concentration questionnaire are competitive selection and working memory. Based on the results, four suggestions for the future studies are provided.

Keywords: concentration questionnaire, confirmatory analysis, measurement invariance

Ya-Ting Carolyn Yang

Associate Professor, Institute of Education, National Cheng-Kung University

I-Hua Chen

Ph.D. Candidate, Institute of Education, National Cheng-Kung University

The Development of the Concentration Questionnaire

I-Hua Chen's E-mail: u3896103@mail.ncku.edu.tw

壹、緒論

一、課室專注力的重要性與問題現況

「課室專注力」係指學生的注意力聚焦在課室教師的教學活動上（林玉雯、

黃台珠、劉嘉茹，2010）。從訊息處理理論的角度來看，唯有學生能先注意教師 課室的教學活動，這些刺激訊息才能進入後續的工作記憶進行運作，並儲存至長 期記憶。因此，學生的課室專注力是訊息處理過程中的首要基礎，被視為是學習 的關鍵（林宜親等人，2011；林鋐宇、周台傑，2010；鄭昭明，2006），重要性 不言可喻。

然而，根據一些商業媒體的調查結果，目前臺灣學生在上課時並不能專心於 課室的教學活動上。例如許芳菊（2008）於親子天下雜誌的報導，該文指出親子 天下雜誌於2008年以國中、小學導師為對象，採取分層比率抽樣法，進行問卷調 查（有效問卷數：852份），結果顯示高達94%的中、小學導師認為學生的專注 力不足；國際市場研究集團（Research International）（2007）針對臺灣15至22歲 青少年進行的調查結果顯示，在有效的300份問卷中，92%的學生表示上課無法 專心。綜觀上述這些商業媒體的調查結果，似乎顯示臺灣學生課室專注力有嚴重 不足的問題。但是，由於這些調查並非使用經嚴謹信、效度檢驗的量表工具，其 所反映的結果是否具有足夠的效力？

二、課室專注力的研究發展

缺乏適合的課室專注力測量工具也凸顯出目前臺灣對於此研究議題關注不 足的現況。回顧既有的研究結果，可發現過去國內相關的實徵研究主題分成兩 部分：學習障礙類型學生的專注力訓練，這類型的研究主要在驗證專注力訓練方 案對於特殊學習狀況學生的成效（林貴美，1991；戴官宇、李永昌，2007）；一 般情境下的注意力功能探討，此類型的研究則是從實驗心理學的角度，分析學生 一般情境下的注意力功能（周台傑、邱上真、宋淑慧，1993；林鋐宇、周台傑，

2010）。針對特殊教育學生所進行的課室專注力研究結果，無法直接應用於一般 的學生族群，且林玉雯等人（2010）認為從實驗心理學角度所探討的學生一般情 境下注意力功能，無法完全捕捉到學生於真實課室中的專注力情況，建議未來研

究應直接建構於課室環境的情境。據此，就學術研究的角度而言，以一般學生族 群為對象的課室專注力研究仍有很大的發展空間。就教育實務的工作者而言，除 了希望掌握學生一般情況下的注意力功能，了解學生對其課室教學的專注力情況 也同樣重要。課室專注力的高低一方面顯示學生注意力集中在教師教學的程度，

另一方面也可讓教師了解其教學是否能吸引學生的專注。因此，課室專注力在教 育實務上的價值應獲得更多的重視。

三、課室專注力測量工具的研究

由於過去的研究較為偏向一般情境下的注意力功能探討，因此測量工具 的發展也偏於該方向（周台傑等人，1993；林鋐宇、周台傑，2010；褚增輝，

1997）。舉例而言，周台傑等人所建構的國小學生多向度注意力測驗，部分的題 項內容是讓學生在限定的時間內依不同背景顏色圈選二種水果圖形，統計學生作 答正確、遺漏和錯誤的個數，計算其注意力程度的高低。這種測量學生於一般情 境下的注意力功能，其結果較無法直接反應在特定課室學科教學的專注力高低。

目前臺灣經嚴謹信、效度檢驗，用以測量學生課室專注力的量表以林玉雯 等人（2010）為代表。然而，該量表施測情境為大學的生物課，題項的內容也涉 及生物課特有的教學活動，因此較不適合用來測量其他學生族群以及非生物科以 外的學科，也間接限制課室專注力研究在其他學科領域的發展。此外，國外學者 Weinstein與Palmer（1990）發展的「高中生學習策略量表」（Learning and Study Strategies Inventory - High School Version）以及張新仁與傅粹馨（2006）「學生學 習策略量表」，這兩種量表的子量表—專注力，雖可測量一般高中學生注意力持 續於課室教師教學的程度，但是兩者均是以學生學習策略的角度（後設認知）為 基礎進行建構，僅測量到學生持續性注意力的狀態，而未觸及注意力的其他面向

（例如：執行性與導向性的注意力），較無法呼應林鋐宇與周台傑（2010）指出 注意力面向應為多向度結構的概念。

四、研究目的

綜上所述，目前臺灣對於課室專注力議題的探討有待更多實徵研究的進行，

因此一份經嚴謹信、效度考驗的測量工具相當有必要。據此，本研究以Knudsen

（2007）提出注意力功能成分（Functional Components of Attention）模型為理論

基礎，建構測量學生於真實上課情境的課室專注力量表。注意力功能成分模型從 神經生理學的角度，得以完整解釋學生於課室情境中與教師教學互動的專注力循 環歷程，並且也能考量到注意力多向度結構的原則，因此適合作為建構學生課室 專注力量表的理論架構。此外，當確認所建構的量表具有良好的信、效度後，本 研究應用該量表於高中與高職學生課室專注力的比較，進行初探性研究。研究目 為：（一）建構課室專注力量表

（二）探討高中與高職學生課室專注力的差異

貳、文獻探討

本文以下分成三部分。第一部份先回顧國內對於學生課室專注力測量的相關 研究；第二部分介紹Knudsen（2007）注意力功能成分模型的內涵，並以學生課 室情境為例子作說明；第三個部分探討學生課室專注力與日間精神狀態以及一般 情境下注意力功能之關連性，並以後兩者作為課室專注力量表效標關連指標。

一、從一般情境下的注意力功能至課室專注力測量的研究焦點轉變

注意力一直是心理學界關注的議題，關於解釋注意力運作的理論從早期的 過濾模式（Filter Model）、容量理論（Capacity Model）一直到近年的注意力多 向度網絡理論，各有其關注的面向。過濾模式認為注意力是一個過濾器，能過 濾不重要的刺激物，讓重要的訊息進入工作記憶。容量理論視注意力為一個有限 資源，當面對的刺激愈複雜，所需要的認知資源愈多。近年來從神經心理學的角 度，Posner等人（Posner & Petersen, 1990; Posner & Raichle, 1996）以大腦造影的 方式，提出具腦功能運作證據支持的注意力多向度網絡理論，認為注意力應從 系統性的觀點來分析，包含：執行（executive）功能，負責監控與調整訊息的處 理；導向(orienting)功能，將注意力轉移至不同的刺激物上；警覺（altering）功 能，將注意力維持在警覺的狀態。此理論也確立注意力多向度結構的最新研究觀 點。

注意力隨著理論的演進而有不同的觀點，也使得依據這些理論所建構的注 意力測量工具產生不同的面貌。臺灣目前經本土化，專門測量學注意力功能的測 驗：「多向度注意力測驗」（周台傑等人，1993）以及「國小兒童注意力測驗」

（林鋐宇、周台傑，2010），為兩個應用較廣的測量工具。「多向度注意力測 驗」與「國小兒童注意力測驗」分別以注意力的容量理論與注意力多向度網絡理 論為基礎進行建構，能測量國小學生一般情境下的注意力功能。此外，褚增輝

（1997）發展「褚氏注意力測驗」，其與「國小兒童注意力測驗」一樣，是以注 意力容量論為基礎，測量受試者一般情境下的注意力功能，差異在於「褚氏注意 力測驗」的適用對象擴展至成人。上述臺灣三種主要的注意力測驗雖經嚴謹的 信、效度檢驗，且有建置的常模，可供受試學生檢視在一般情境下自己注意力功 能於受測群體中的相對程度高低，但是仍無法測量學生在課室情境中對特定學科 教學的專注力情況。

林玉雯等人（2010）認為過去心理學界對注意力的研究均是從實驗心理學 的角度作思考，而非一般真實的課室情境，因此他們發展「大學生課室專注力量 表」，試圖將研究的焦點從較為偏向實驗室導向的一般情境注意力測量，轉為課 室情境的專注力測量。該量表歸納過去心理學對於注意力的研究，將課室專注力 分成強度、選擇、容量、持續、移動與意識狀態等六個因素。量表以南部一所五 專共253名學生為樣本，進行探索性（Exploratory Factor Analysis，EFA）與驗證 性因素分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA），結果顯示可解釋57.05％的變 異量，而CFA的幾個主要契合度指標SRMR、RMSEA與AGFI等值為0.01、0.06與 0.95，符合理想適配標準，顯示測量模型與樣本資料適配。

「大學生課室專注力量表」雖然可測得學生於課室情境中特定學科教學的 專注度，但是其部分題項的內容具特定學科屬性（例如：我可以同時看到和聽到 解剖課的內容），以及可能僅適合五專以上高等教育的學生族群（例如：某些章 節如果與升學或考證照沒有關係，我仍然會很認真的學習），因此較無法直接應 用於其他學科的測量以及一般的中學生族群上。再則，該量表在信、效度的考驗 上，測量模型的建構僅限於同一批樣本，亦即EFA與CFA的對象都相同，較無法 避免效度檢驗時可能產生樣本依賴的疑慮。

此外，雖然較少研究專門從學生課室專注的角度進行量表建構，但是仍有部 分的學者從學生學習策略的面向切入，測量學生課室專注力的高低，其認為學生 課室專注程度愈高，反映後設認知策略運用的愈多。這類型研究較具代表性的量 表包括：國外Weinstein與Palmer（1990）的「高中生學習策略量表」，其中的子 量表專注力（concentration）共八題，信度指標Cronbachs’α為0.82；國內張新仁

與傅粹馨（2006）「高中學生學習策略量表」，其中的子量表注意力持續，共11 題，信度指標Cronbachs’α為0.86。上述兩種學習策略量表的題項可測得學生真實 課室情境中對特定學科的專注力且具高的信度，然而這些內容僅反映注意力持續 性的面向，不盡符合注意力多向度結構的最新研究趨勢。

針對上述目前既有課室專注力測量工具的限制，本研究除了以Knudsen

（2007）注意力功能成分模型為架構，掌握注意力多向度結構的原則外，亦將以 不同樣本資料，依序進行EFA、CFA與不同樣本間測量恆等性的程序，降低研究 結果產生樣本依賴的疑慮。

二、注意力功能成分模型

Knudsen（2007）綜合對於過去對注意力的觀點，從神經生理學的角度，

提出注意力功能成分模型。依據該理論，注意力包括四個關鍵的成分：刺激過 濾（salience filters）、競爭選擇（competitive selection）、工作記憶（working memory）以及感官控制（sensitivity control）。詳細的說明如下。

（一）刺激過濾

刺激過濾的功能是指個體注意力由下而上（bottom-up）的訊息處理，能針對 外界突出的訊息刺激物進行篩選過濾，以便這些訊息後續進入工作記憶。一般而 言，能通過刺激過濾進入工作記憶的訊息，是在一個空間內較少發生的事件，或 是該刺激在學生過去的學習經驗中被視為是重要的訊息。舉例來說，教師叫同學 上臺回答問題，便屬於在課室環境中較少出現的事件，因此容易吸引學生注意；

教師上課時如強調這是考試會考的內容，學生會因為過去的經驗而認為此為重要 的訊息，而更為注意教師的講課內容（參照圖1）。

圖1 刺激過濾課室環境說明

課室環境中充滿值得注意的事情如:同學摺紙飛機、同學打瞌睡與老師的授課內容。當老師 講到：「這個地方考試會考」，學生會認為這是重要的，因此老師的授課內容就成為格外 突出的刺激物，也吸引學生的注意。

（二）競爭選擇

在注意力循環的過程中，個體需要處理大量的訊息，這些訊息來自外界的 刺激或個體的長期記憶，而這些訊息透過競爭選擇，決定何者可進入工作記憶。

競爭選擇主要可分為兩種模式：由上而下的偏愛訊息（top-down bias signals），

反 映 個 體 意 志 力 控 制 的 程 度 ； 由 下 而 上 的 突 出 訊 息 （bottom-up salience signals），反映環境中刺激訊息的強度。假若偏愛訊息的強度大於突出訊息，則 個體的注意力將可不被外界刺激物干擾，仍可專注於心中偏愛的訊息，反之亦 然。競爭選擇後的結果反映贏者全拿的效果（winner—take—all），一旦訊息被 選擇進入工作記憶，將主宰工作記憶的運作，也將降低未被選擇刺激物帶來的干 擾效果。舉例而言，教師上課時，雖然有其他同學同時在臺下聊天，但是學生如 覺得課程內容是重要的，則由上而下的偏愛訊息，將主宰工作記憶，進而專注於 教師的教學並忽略其他同學聊天的刺激（參照圖2）。

（三）工作記憶

工作記憶為注意力歷程中最高階的地位，可將訊息進行處理，並給予訊息 重要性的評價。工作記憶的運作受到學生的認知策略影響甚深，當其能運用策略 於組織與理解教師上課的內容時，其工作記憶將能完全專注於訊息的處理上。舉 例而言，當老師一邊講授課程內容，課室專注力高的學生除了運用工作記憶去理 解教師的訊息之外，還能利用後設認知的策略，確認自己那邊不懂，並找出最需 要花心力去理解的困難部分，這些工作記憶的運作將會給予教師授課訊息重要性 的評價，使學生更為專注在這些課室的教學活動上。

（四）感官控制

在注意力的功能當中，工作記憶不僅只是被動地接受外在的刺激物訊息，同 圖2 競爭選擇課室環境說明

由於老師上課的刺激被視為比同學摺紙飛機跟打瞌睡的刺激重要，因此學生的競爭選擇功 能發揮作用，只有教師教學的刺激訊息進入工作記憶。

時也能透過感官控制，主動地增強刺激物訊息的強度。如同由上而下的偏愛訊息 模式，個體能依據外在訊息的重要性，主動控制感官，進而調整訊息品質。例如 當學生專注於教師的教學時，其視線不但會持續注意於黑板教師的動作，手上也 會進行劃重點的動作行為，而這些感官控制的機制能再次增強教師教學的訊息品 質（參照圖3）。

三、課室專注力與日間精神狀態以及一般情境下注意力功能之效標 關連

課室專注力與日間精神狀態關連的部分，根據韋氏大辭典（Merriam-Webster Dictionary）對於精神（mental）狀態的定義，精神狀態係指個體的情感與意識思 維等主觀心理活動總稱。一般而言，學生日間精神狀態與課室的專注力應有所關 連。首先針對情感的部分，丘彥南（1995）指出焦慮、煩躁、悲傷、憂鬱與憤怒 等負面情感會使個體無法專注於學習。其次，就意識的部分，國際睡眠障礙分類 手冊（International Classification of Sleep Disorders Diagnostic and Coding Manual）

對於失眠診斷的標準包括是否影響個體日間的注意力功能，換言之，學生如日間 愈為嗜睡，意識思維的注意力功能愈為渙散，課室專注力將受到嚴重影響。綜合 上述，學生日間精神狀態，包含情感與意識思維等元素，與學生課室專注力關係 密切，因此可作為本研究量表建構的效標依據。

注意力與專注力是概念相近卻又有些許不同的兩個名詞。注意力是一種心 智能力，係指當個體對應眾多刺激訊息時，在認知資源有限的情況下，需透過 選擇特定刺激訊息的方式，對刺激訊息進行過濾與篩選，以增進處理外在刺激的 效率（林玉雯等人，2010）。由於注意力是一種心智能力，通常在使用時是指一 般情境下的注意力功能，而沒有指涉在特定的情境；專注力是注意力聚焦在特定

圖3 工作記憶與感官控制課室環境說明

工作記憶的運作使得學生專注於教師上課的訊息，並且透過感官控制，將視線以及手抄筆 記的動作均指向於教師教學，增強此訊息刺激物的品質。

活動上（Castle & Buckler, 2009），而課室專注力是指學生注意力持續聚焦在課 室教師的教學活動上，具有學科特定性。綜而言之，課室專注力是個體運用其注 意力功能於特定的課室情境中，因此個體的課室專注力高低受到其注意力功能的 影響，亦即學生一般情境下注意力功能與課室專注力之間應會有中度程度以上的 正相關。據此，學生一般情境下注意力功能可作為課室專注力量表的良好效標指 標。

參、研究方法

一、課室專注力量表建構流程

課室專注力量表的建構流程分成以下四個階段。

（一）階段一：量表題項建構及預試

階段一為量表題項的建構與預試。首先，研究者與一所北部高中的學生（43 人）進行開放式問卷調查，以了解一般課室情境中學生專注與不專注的反應以 及相對應的事件，針對每個問題學生需提出三個答案，內容為：（1）你上課專 心的時候會有哪些反應動作？（2）上課時什麼事件會讓你專心與分心？其次，

研究者針對問卷的結果，進行編碼、分類與分析，將語氣相近、語意類似的學 生回答內容歸納為相同類別。第三，研究者檢視歸納後的句子內容，依序歸類 於Knudsen（2007）注意力功能成分模型的四個關鍵因素：刺激過濾、競爭選 擇、工作記憶以及感官控制內涵。舉例而言，當學生a填寫：老師說這個地方要 考時，我會比較專心；學生b填寫：老師說，注意，這邊會考時，我會最專心。

在編碼上，學生a與學生b的回答將被歸為：當老師說考試時的訊息刺激會吸引學 生專注，而依據Knudsen注意力功能成分模型的意涵，這種學生能注意到課室空 間內較少出現的訊息，是屬於刺激過濾的一環，因此這句話會被歸於刺激過濾的 類別。第四，研究者逐一潤飾歸類於注意力功能成分模型四個因素的字句，完成 量表題項的初稿。最後，研究者邀請相關學者專家逐題檢視初稿的量表並實施預 試，透過項目分析以及EFA等方式，進行題項的篩選與修改。

（二）階段二：量表內部信、效度考驗

階段二是量表內部的信、效度考驗，研究者使用LISREL 8.80版進行結構方 程模式（structural equation modeling，SEM）之CFA，檢驗階段一所完成之量表

測量模型與階段二樣本資料的適配度。

（三）階段三：量表外部效標關連考驗

階段三是課室專注力量表與外部效標的關連考驗。研究者以學生日間精神狀 態與一般情境下的注意力功能，作為課室專注力量表的外在效標，檢驗量表的外 部效標關連效度證據。

（四）階段四：高中與高職學生測量恆等性考驗

階段四為高中與高職學生在課室專注力量表的測量恆等性考驗。由於本研究 將比較高中與高職學生課室專注力的差異情況，因此必須先檢驗這兩個族群的學 生在課室專注力量表上是否具有測量恆等性，才能更具意義地比較高中與高職學 生在課室專注力量表的平均數差異。

二、研究對象

本量表的發展以一般高中與高職學生為對象，包括以下五批樣本資料。本研 究遵循研究倫理，已通過國立成功大學醫學院附設醫院-人體試驗委員會之簡易 審查。在進行量表施測時，研究者以通過審查之受試者同意書發放給研究對象，

明確告知其資料僅作為學術分析之用，並取得其同意。

（一）量表預試樣本

研究者以100學年度於南部高一的學生作為預試樣本，共140人，男女人數 為76：64。依據陳正昌、程炳林、陳新豐與劉子鍵（2009）建議，進行EFA考驗 時，量表題項與樣本人數最好達1:5以上，而課室專注力量表預試版本的題項共24 題，足夠進行EFA之需求。

（二）量表正試樣本

經過預試的量表修正後，本研究以南部高中一年級學生749人（男性133人，

女性616人，）以及北部女中一年級學生169人，總共人數為918人，進行量表正 式樣本的施測。

（三）量表效標關連效度樣本

本研究以北部女中另外的一年級學生546名，進行課室專注力量表與日間精 神狀態之效標關連效度施測；以南部高中另外的一年級學生149名（男性31人，

女性118人）檢驗課室專注力量表與一般情境下注意力功能之效標關連。

（四）量表測量恆等性之樣本

研究者以正式樣本之高中學生（918人，同上述的量表正式樣本），與高職 學生樣本進行測量恆等性。高職學生共967名學生（男性78人，女性889人）。

（五）高中與高職學生課室專注力差異之樣本

研究者以量表正式樣本的高中學生（918人），與測量恆等性的高職學生

（967人）進行課室專注力的初探性調查，共1885人。

二、研究工具

本研究使用的工具包括：自編之課室專注力量表、中文版雅典失眠量表之

「日間症狀」子量表以及褚氏注意力測驗。在課室專注力量表的部分，於量表 的指導語中會清楚說明課室情境為英文課。中文版雅典失眠量表是江惠綾等人

（2009）編製，本研究以此量表的「日間症狀」子量表為日間精神狀態之測量指 標。褚氏注意力測驗由褚增輝（1997）所發展，本研究以此作為學生一般情境下 的注意力功能測量指標。

（一）課室專注力量表 1、量表內容與題項篩選

課室專注力量表分成刺激過濾、競爭選擇、工作記憶以及感官控制等四個因 素。初稿建構完成後，分別給三位學者專家進行內容審視，其專長背景分別為心 理計量、教育心理學以及教學科技，依據專業的背景知識，檢視內容的適合度。

經過這些學者專家的修正後，本研究以27題的量表內容進行預試，計分採李 克特氏自陳量表，由1分至6分，分數愈高表示課室專注力愈高。預試分析的方式 包括項目分析以及EFA。項目分析的部分，研究者將題項與總分之間的相關小於 0.30，或量表總分的高低分組在該題未達顯著差異者予以刪除，經逐題檢視後發 現每題均符合標準。EFA的考驗中，KMO值為0.92以上，且Bartlett’s球型檢定之 卡方值亦達顯著（p=0.00），顯示本量表題項確實具有共同因素存在，適合進行 EFA分析。由於課室專注力量表的四個因素間應具相關，因此研究者採斜交轉軸 的分析，結果顯示在27題中，有8題無法歸類或因素負荷量低於0.30，因此予以刪 除，最終量表為四個因素，共19題，總解釋量為59.32%（參考表1）。

2、效度分析

本研究透過邀請相關學者專家，審視題項內容，建立研究工具的內容效度 證據。此外，本研究依序藉由EFA與CFA等方式，考驗量表之測量模型是否與 Knudsen（2007）注意力功能成分模型的理論構念相契合，建立建構效度之證 據。最後，本研究以中文版雅典失眠量表中「日間症狀」與褚氏注意力測驗，作

表1 EFA結果摘要表

為本研究課室專注力量表與日間精神狀態以及一般情境下的注意力功能之效標關 連效度證據。

3、信度分析

本研究EFA階段採用內部一致性分析來分析四分量表之信度。「刺激過 濾」、「感官控制」、「競爭選擇」、「工作記憶」四因素之Cronbachs’α為 0.83、0.84、0.88與0.87，顯示具有極佳的內部一致性。CFA階段採用觀察變項的 個別信度與潛在變項的建構信度，結果待後續說明。

（二）中文版雅典失眠量表

中文版雅典失眠量表由江惠綾等人（2009）翻譯完成，用以測量個體近一 個月的睡眠困擾程度，包含夜間症狀（五題）與日間症狀（三題）兩個子量表。

日間症狀測量的內容包含：白天的美好感（美好感指心情、情緒狀態）、白天的 身心功能（體力、注意力與記憶力等）與白天嗜睡程度，與前述日間精神狀態內 含一致，因此可作為本研究效標指標的測量工具。量表的計分採李克特氏自陳量 表，分數由0至3，分數愈高表示日間精神狀態愈不佳。

中文版雅典失眠量表經嚴謹的信、效度考驗。江惠綾等人（2009）以283 名成人受試者為對象進行量表的分析，結果顯示該量表辨別失眠患者的敏感度

（sensitivity）與準確性（specificity）分別達87.1%與78.8%，且內在一致性信度 也相當高，其係數值（Cronbachs’α without each item）介於0.79至0.85，再測信度 達0.86。綜合這些資料顯示，中文版雅典量表關於日間症狀的題項具備穩定的信 度與具效度的內容，是理想的課室專注力效標測量指標。

（三）褚氏注意力測驗

褚氏注意力測驗由褚增輝（1997）所發展，用以評估受測者一般情境下的注 意力功能。褚氏注意力測驗適用對象為年齡14歲至40歲之間，可採團體施測的方 式。褚氏注意力測驗是讓受測者在10分鐘內正確辨認出目標刺激物的數量，且必 須排除其他刺激的干擾，當受測者正確答對的題數愈多，所得分數愈高，代表注 意力功能愈高。褚氏注意力測驗具有良好的信、效度，信度部分，採100位受測 者之再測信度，結果顯示兩次測驗得分呈現正向相關，（γ=0.837，p<0.00）；效 度部分，採80名受測者接受柯氏注意力測驗及褚氏注意力測驗，結果兩項測驗統 計效度為正向相關（γ=0.704，p<0.00）。綜合上述，褚氏注意力測驗是一套具有 良好信度與效度的標準化工具，施測方式簡單，且適合本研究的對象，因此可作

為課室專注力量表的良好外在效標。

肆、研究結果

本研究抽樣的方式使得不同地區與性別人數差異甚大。為了避免不同地區 與性別等兩個變項對於研究結果的解釋可能產生混淆效果，研究者在說明研究 結果之前，先進行不同地區（北部與南部）與性別（男與女）在課室專注力量 表得分的差異比較。結果顯示不同地區學生的課室專注力量表得分無顯著差異

（t=1.23，p=0.21）；不同性別在課室專注力量表上的得分無顯著差異（t=0.99，

p=0.33），顯示即使人數差異甚大，但是地區與性別不至對於本研究課室專注力 量表的結果有顯著的影響性。

本研究以SEM 之CFA進行高中職學生課室專注力量表的測量模型與實徵資料 之適配度考驗。其次，以學生日間精神狀態與一般情境下注意力功能作為效標變 項，檢定課室專注力量表的外在效度。第三，以多群組分析的方式，進行高中與 高職學生測量恆等性的程序，確認本量表同時適用於高中職的學生。最後，待確 認課室專注力量表具備量好的內、外在效度後，本研究將其應用於比較高、中職 學生課室專注力的初探性調查。詳細的結果說明如下。

一、 CFA結果

（一）測量指標檢查與模式估計方法選擇

課室專注力量表為李克特氏6點量表，每題的得分由1至6分，而從表2得知，

本研究測量指標題項之平均數介於3.84至4.95之間，並未趨於極端，標準差介於 0.95 至1.28 之間，學生作答的變異情況合宜。觀察變項的偏態值介於-1.17至-0.18 之間，峰度值介於-0.39至1.97之間。Kline（1998）指出偏態的絕對值要大於3，

峰度的絕對值要大於10，才屬於極端。據此，本研究可採用常態分配的最大概似 法（Maximum Likelihood）進行模式參數之估計。

（二）模式違犯估計檢查

進行驗證性因素分析前需先確立所估計的參數並未違反估計的合理範圍，從 表3可知，估計的參數並沒有任何負的誤差變異數存在，且標準誤都不大（介於 0.01～0.04 之間），標準化參數值介於0.25至0.86之間，沒有過高或過低的情況，

故本研究並沒有違犯估計的情形發生。

表2 基本統計量結果

表3 模式參數估計

（三）模式整體適配度檢定

一般而言，整體適配度檢定包含絕對適配度（measures of absolute fit）、精 簡適配度（parsimonious fitmeasures）及增量適配度（incremental fit measures）等 三方面的評估（余民寧，2006；Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998），相關的 評估指標參見表4。

就絕對適配度考驗而言，雖然х²=881.88，達p=0.00，未符合標準，但是由 於х²受到樣本數大小的影響甚深，因此多數學者認為該值僅作為參考，而非主要 的評估指標(邱皓政，2003)；GFI 為0.91符合大於.90之檢定標準；SRMR指數為 0.03，符合小於0.08 之標準；RMSEA為0.07，符合小於0.08之標準，顯示本研究 所建構的模式與觀察資料相適配。

表3 模式參數估計(續)

在精簡適配度考驗方面，AIC 指數為969.88，比獨立模式的45492.39還小，

符合「理論模型AIC必須小於獨立模式的AIC」之標準，PGFI 為0.70，達0.50定 標準；其次，PNFI則為0.84，亦符合0.50以上之檢定標準。綜合上述，本研究所 提出之模式的精簡適配檢定完全符合檢定之標準。

增量適配度考驗而言，本研究所建構之模式的NNFI、NFI、CFI與IFI等值為 0.98符合達0.90之檢定水準。綜合上述結果顯示本研究所建構的理論模式與觀察 資料呈現良好的適配。

（四）模式內在結構適配度評鑑

內在結構適配度評鑑主要在檢視模式的內在品質。研究者參考Hair等人

（1998）與余民寧（2006）等學者的建議，從「因素負荷量應達顯著」、「測量 誤差應達顯著水準」、「個別信度值應大於0.50」、「潛在變項構念信度應大於 0.60」與「潛在變異平均數抽取量應大於0.50」等面向來評估模式內在結構的品 質。研究結果分述如下（參見表5）。

首 先 ， 結 果 顯 示 所 有 測 量 題 項 的 因 素 負 荷 量 與 測 量 誤 差 皆 達 顯 著 水 準

（p=0.00），顯示這些測量題項對於潛在變項具有統計上的貢獻量，且也可適當 反映測量的誤差，符合測驗的原理。其次，就個別信度的面向而言，除了第12題

表4 整體適配度考驗指標檢定結果

的值為0.44，其餘測量題項的個別信度值均大於0.50，結果符合標準。第三，以 潛在變項構念信度的結果來看，其值均大於0.60，顯見測量題項對此四個潛在變 項均提供可信的建構測量。最後，潛在變異平均數抽取量大於0.50，意味課室專 注力量表四個潛在構念具有足夠的聚合效度。綜上所述，本研究課室專注力量表 的評鑑結果符合所有的標準，量表測量模型的內在品質相當理想，測量模型圖參 照下圖4。

表5 測量題項與潛在變項之信度與平均變異數抽取量

二、課室專注力、日間精神狀態與一般情境下注意力功能之效標關 連效度

在課室專注力與日間精神狀態的效標關連模型中，研究者以中文版雅典失眠

表的日間症狀子量表代表學生的日間精神狀態，探討學生課室專注力與日間精 圖4 測量模型圖

神狀態之間潛在變項間的關連性。由於前述的研究已經確認課室專注力量表細部 測量結構的效度，而為了單純檢定課室專注力與日間精神狀態上層概念間的相關 性，研究者將課室專注力中的刺激過濾、感官控制、競爭選擇與工作記憶的測量 變項各自加總，打包成四個總分，作為課室專注力的四個測量變項。

經分析後發現，此效標關連模型的卡方值、RMSEA、SRMR、CFI與NNFI等 值均符合標準（參照表6），顯示具備理想的適配水準。其次，針對兩個潛在變 項的關連性進行分析，發現學生日間精神狀態與其課室專注力為-0.35，達p=0.00 的顯著水準，顯示當學生的日間精神狀態愈不良（日間症狀子量表分數愈高），

課室專注力愈差。

針對課室專注力與褚氏注意力測驗之間的關連性分析。研究者以皮爾森積差 相關，檢驗兩者的關連程度。結果顯示相關值達0.41（p=0.00），顯見當學生一 般情境下的注意力功能愈強，其在課室專注的程度也愈高。

三、高中與高職學生測量恆等性證結果

為了進一步確認本量表不會因為高中與高職學生特質不同，而產生測量 偏誤。研究者進行兩個族群的測量恆等性檢驗。由於本研究樣本資料屬於大樣 本，而卡方差異值容易因為大樣本的影響而易達顯著，使得原本沒有差異的模 型變成有差異存在（歐陽儀、吳麗娟，2012）因此研究者在測量恆等性的考量 指標方面，除了卡方差異值外，亦參考國內外其他研究的方式（李偉清，2011；

施俊名、吳裕益，2008；Cheung & Remsvold, 2002），將ΔRMESA、ΔNFI、

ΔCFI、ΔIFI、ΔRFI與ΔTLI等指標納入評估，如限制模型與基準模型的差異值

>.05，表示兩個模型的差異存在。

表7為測量恆等性的結果，結果顯示，各限制模式間的卡方差異值雖達顯著 水準差異，但是RMSEA、NFI、CFI、IFI與RFI等值的改變量皆小於0.05，仍可視 為高中與高職學生在測量恆等性依序通過因素負荷量、因素變異數與共變數以及 殘差限制，顯示本量表在兩群體上具有測量恆等性。

表6 日間精神狀態效標關連模型分析結果

四、高中與高職學生課室專注力的差異

本研究課室專注力量表為6點量表，研究者參考過去其他同樣以李克特氏自 陳量表計分的研究，是以平均數高於題項分數的中位數者為高分，例如李偉清

（2011）以高於5點量表題項中位數3者為高的休閒動機；程炳林（2003）以高於 6點量表的中位數（3.5）為高的精熟趨向目標導向者。而為了更進一步判定本研 究學生作答的程度是否已達理想的課室專注，研究者設定更高的檢定值條件，以 高於中位數3.5分的4分作為判斷的依準，如學生平均分數高於4分即視為理想，檢 驗高中與高職學生在課室專注力量表的四個因素上是否達到理想的專注程度。其 次，分析高中與高職學生在這四個面向上的平均得分差異。由於高中與高職學生 樣本資料的變異數並不同質，不符合多變量變異數分析的假定，因此研究者改以 適合不符合兩組變異數同質之Cochran與Cox調整後t考驗法（林清山，1992）。

在所有的檢定中，考量α錯誤率膨脹的問題，將每次檢定的α值/4，訂為0.0125

（課室專注力量表為四因素），使整體α值仍維持在0.05。

表8為高中與高職學生描述性統計量以及各平均數與4分的差異檢定結果。從 表可發現，高中學生在課室專注力量表的四個因素平均得分均高於4分，而高職 學生則是在刺激過濾與感官控制高於4分。換言之，高職學生在競爭選擇與工作 記憶上並未達到理想的專注程度。此外，兩個群體的平均得分在四個因素上皆達 p=0.00的顯著水差異，顯示高中學生的課室專注力優於高職學生。

表7 測量恆等性驗證結果

伍、綜合討論

一、與國內其他量表的比較

本研究依據Knudsen（2007）注意力功能成分模型為理論架構，所發展之課 室專注力量表，掌握目前最新注意力研究強調多面向結構的原則。與國內其他相 關的量表相比，張新仁與傅粹馨（2006）從學習策略角度建構的「高中學生學習 策略量表」之注意力持續子量表，其內涵偏向測量學生注意力的持續性功能，

在注意力功能的分類上偏重於注意力多向度網絡理論（Posner & Petersen, 1990;

Posner & Raichle, 1996）中的警覺性功能，而較未觸及其他執行與導向功能。本 研究量表的四個因素，則可與注意力多向度網絡理論三種注意力的功能相互呼 應。例如工作記憶屬於執行的功能，刺激過濾偏向導向的功能，競爭選擇與感官 控制綜合導向與警覺兩種功能。再則，如與林玉雯等人（2010）等人針對大學生 所建構之課室專注力量表相比較，本研究透過EFA、CFA與測量恆等性等分析方 式，針對不同分析方式使用不同的樣本，除了結果符合標準之外，亦避免產生樣 本依賴疑慮。

二、課室專注力與日間精神狀態之關連性

本研究在課室專注力與日間精神狀態的效標關連模型驗證結果發現，日間精 神狀態不良的學生，其課室專注力也同樣低落。由於本研究是以中文版雅典失眠 量表中日間症狀量表作為日間精神狀態的測量工具，是以此研究結果也間接顯示

表8 高中與高職學生課室專注力量表基本統計量

註：*代表與檢定值4分，達p=0.0125之顯著水準差異

學生的睡眠品質好壞應會直接對於學生課室專注力造成影響。

儘管親子天下雜誌於2008年針對三千多名國中、小學生所進行的調查結果即 發現，睡眠時數不夠可能是導致其課室專注力不佳的原因。然而國內的研究卻仍 較缺乏睡眠品質與課室專注力關連的實徵證據，因此兩者的關連性仍有待進一步 加以釐清。根據現有少數的實徵研究結果來看，許晏榕（2012）針對292名大學 生英文學習的研究，結果發現睡眠品質並未與一般情境下的持續性注意力功能有 直接關連，但是睡眠品質卻會透過焦慮的情緒，而間接對於學業成就有所影響；

國外Meijer、Habekothé與Van Den（2000）曾針對449荷蘭國小學生睡眠品質與其 在校的課室專力進行檢驗，發現兩者並無明顯的關連。綜合上述的結果，可發現 睡眠品質與課室專注力的關連性可能會受到不同年齡學生族群的變項所調節，其 原因可能在於隨著年齡增長，部分學生才會逐漸產生睡眠的問題，然而確實的原 因則仍有待後續的研究來予以探討。

三、高職學生課室專注力上未盡理想

由於過去國內未曾有實徵研究探討高中與高職學生在課室的專注力的狀況，

因此本研究的初探性結果格外具有意義。此次的結果發現高中學生在課室專注力 的四個因素皆達理想的專注程度，而高職學生則是在刺激過濾與感官控制達理想 程度，但是在競爭選擇與工作記憶未達理想，且進一步比較發現高中學生四個因 素的平均得分均高於高職學生。競爭選擇在課室專注力中的功能為決定何種訊息 可以進入工作記憶，較偏向於意志控制的範疇，例如：題項4-我盡量不會因為同 學在講話而分心。工作記憶的程度高低可能受到學生能否採取適當認知策略的影 響，例如：題項9-我會在紙上作筆記，組織自己的學習，是屬於認知策略中的組 織策略。換言之，本研究的結果可能顯示高職學生的意志力控制與認知策略的運 用程度要低於高中學生。

程炳林與林清山（1999）曾針對全臺灣兩千多名高中與高職學生進行自我調 整學習策略的調查研究，結果發現高中生在行動控制量表中的努力堅持向度要高 於高職學生，但是在認知策略上沒有顯著差異。如進一步分析努力堅持向度的意 涵，可發現該向度反映的是意志力控制的程度，因此本研究的部分結果可呼應過 去的研究，即高中生在學習的意志力控制程度的確高於高職的學生。在認知策略 方面，本研究課室專注力所界定的工作記憶是屬於上課時的認知處理策略，而程

炳林與林清山等人定義的認知策略為廣義一般學習時所採用的策略，在情境有所 差異的情況下，可能產生不一致的結果。

除 了 上 述 的 可 能 原 因 外 ， 由 於 工 作 記 憶 與 智 力 具 密 切 關 連 （ 蔣 文 祁 ， 2011），而一般來說高中生的智力高於高職生，因此也有可能兩個族群的學生在 工作記憶上的差異，是因為智力不同所造成。有鑑於本研究針對高中與高職學生 在課室專注力的比較屬於初探性質，因此後續研究可針對此部分作更深入探討。

陸、結論

本研究以Knudsen（2007）注意力功能成分模型，掌握目前最新注意力研究 強調多面向結構的原則，提出刺激過濾、感官控制、競爭選擇與工作記憶之四因 素課室專注力量表。本量表邀請相關領域的專家檢視題項內容，並且依序經過 EFA、CFA與測量恆等性等分析方式，符合嚴謹的建構程序。研究結果顯示本量 表與實徵資料具理想適配，量表內部的信、效度良好，且量表外部效標的證據 為：學生日間精神狀態愈差，課室專注力愈低；學生一般情境下的注意力功能愈 高，課室專注力愈高，顯見本研究的量表具有良好的外在效標關連效度支持。在 測量恆等性的結果方面，課室專注力量表通過因素負荷量、因素變異數與共變數 以及測量殘差等限定，可見高中與高職學生在本量表上具有測量恆等性。最後，

在高中與高職學生課室專注力差異的分析中，發現高中生在課室專注力的四個因 素皆達理想程度，而高職學生僅在刺激過濾與感官控制達理想，在競爭選擇與工 作記憶上未達理想程度，且高中生在四個因素的平均得分均高於高職學生。

柒、未來研究建議

一、進行其他年齡學生族群之量表施測

本研究課室專注力量表已顯示與高中職學生的實徵資料具良好適配。雖然本 量表的題項是以高中生為對象所發展，但是其內容應可適合任何年齡層的學生族 群。因此，建議未來可進行其他年齡學生族群的量表施測，進而驗證本量表是否 具有廣泛且良好之適用性與類化性。

二、擴大量表的應用

本研究發現學生日間精神狀態與課室專注力具有顯著的關連性。值基於本次 研究結果，建議未來研究可應用本量表至統整性的因果模型建構，同時納入睡眠 與其他可能影響課室專注力的潛在變項（例如：正、負向情緒），更為全面性地 了解影響高中與高職學生課室專注力的相關因素。

三、對於學生睡眠品質的重視

本研究的結果顯示學生日間精神狀影響學生的課室專注力。日間精神狀態屬 於整體睡眠品質的一環，換言之，透過學生睡眠品質的改善，應當也可以有效提 升其課室專注力。就臺灣高中職當前的教育生態而言，大部分的政策制訂仍聚焦 在認知層面的學習上，學生的睡眠品質的問題並未受到太多的重視。據此，建議 未來在教育實務的政策上應對睡眠品質的議題有更多的探討，致力於發展能融入 高中職課程的睡眠衛教課程。

四、對於高職學生專注力訓練的探討

本研究初步的結果發現高職學生課室專注力中的競爭選擇與工作記憶兩個因 素未達理想的專注程度。此狀況顯示可能就專注力面向中較偏向感官的部分（刺 激過濾與感官控制），高職學生的確可以注意到教師上課的刺激訊息，但是在偏 向意志力控制（競爭選擇）與認知處理（工作記憶）的部分則仍有待加強。建議 未來研究可進行高職學生的專注力訓練，探討如何能有效提升高職生在這兩個課 室專注力面向的能力。

參考文獻

丘彥南（1995）。陪伴孩子快活地成長第一冊。臺北市：光智基金會。

江惠綾、陳錫中、白其卉、車先蕙、李明濱、賴仕涵、周碧瑟（2009）。中文版 雅典失眠量表信效度研究。臺灣精神醫學，23，43-52。

余民寧（2006）。潛在變項模式：SIMPLIS的應用。臺北市：高等教育。

李偉清（2011）。資優生休閒動機量表之建構研究 。測驗學刊，58，501-530

周台傑、邱上真、宋淑慧（1993）。多向度注意力測驗。臺北市：心理。

林玉雯、黃台珠、劉嘉茹（2010）。課室學習專注力之研究-量表發展與分析應 用。科學教育學刊，18，107-129。

林宜親、李冠慧、宋玟欣、柯華葳、曾志朗、洪蘭、阮啟弘（2011）。以認知神 經科學取向探討兒童注意力的發展和學習之關聯。教育心理學報，42，517- 541。

林清山（1992）。心理與教育統計學。臺北市：東華。

林貴美（1991）。音樂活動介入對中重度智能不足兒童學習不專注行為之影響。

臺北師院學報，4，409-459。

林鋐宇、周台傑（2010）。國小兒童注意力測驗之建構。特殊教育研究學刊，

35，29-5。

邱皓政（2003）。結構方程模式 : LISREL的理論、技術與應用。臺北市：雙葉 書廊。

施俊名、吳裕益（2008）。大學生身心健康量表構念效度驗證之研究。教育研究 與發展，4，201-230。

張新仁、傅粹馨（2006）。不同教育階段學生學習策略量表之建構（I）。行 政院國家科學委員會專題研究計畫成果報告 （編號：NSC 94-2413-H-017- 010），未出版。

許芳菊（2008）。打造專注力。親子天下雜誌，2，116-144。

許晏榕（2012）。以結構方程模型探究生心理因素對外語學習的影響（未出版碩 士論文）。亞洲大學，臺中市。

陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵（2009）。 多變量分析方法-統計軟體應用

（五版）。臺北市：五南。

程炳林、林清山（1999）。中學生自我調整學習之研究（2/2）。行政院國家科學 委員會專題研究成果報告（編號：NSC 89-2413-H-006-021），未出版。

程炳林（2003）。四向度目標導向模式之研究。師大學報，48，15-40。

褚增輝（1997）。褚氏注意力測驗。臺北市：華健國際企業。

歐陽儀、吳麗娟（2012）。父母自我分化對青少年子女身心健康影響模式探討。

教育心理學報，43，567-589。

蔣文祁（2011）。工作記憶與兒童的數學學習。應用心理研究，52，57-93。

鄭昭明（2006）。認知心理學—理論與實踐（三版）。臺北市：桂冠。

戴官宇、李永昌（2007）。行為支持計畫對國中視多重障礙學生不專注行為之處 理成效。特殊教育學報，25 ，135-160。

Castle, P., & Buckler, S. (2009). How to be a successful teacher: Strategies for personal and professional development. London, England: Sage.

Cheung, G. W., & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating goodness of fit indexes for testing measurement invariance. Structural Equation Modeling, 9, 233-255.

Hair, J. F., Anderson, R. E., Tatham, R. L., & Black, W. C. (1998). Multivariate data analysis, 5th ed. Upper Saddle River, NJ: Prentice Hall.

Kline, R. B. (1998). Principles and practice of structural equation modeling. New York, NY:

Guilford.

Knudsen, E. I. (2007). Fundamental components of attention. Annual Review of Neuroscience 30, 57-78.

Meijer, A. M., Habekothé, H. T., & Van, Den Wittenboer, G. L. (2000). Time in bed, quality of sleep and school functioning of children. Journal of Sleep Research, 9, 145-153.

Posner, M. I., & Petersen, S. E. (1990). The attention system of the human brain. Annual Review of Neuroscience, 13, 25-42.

Posner, M. I., & Raichle M. E. (1996). Images of Mind. NY: Scientific American Library.

Research International. (2007). Report of wrigley concentration index. Retrieved from http://

www.nownews.com/2007/12/11/11440-2200162.htm

Weinstein, C. E., & Palmer, D. R. (1990). LASSI-HS: Learning and study strategies inventory- high school version. Clearwater, FL: H & H Publishing.