system: [SYSTEM]

user: 3. 统计过程与结果 3.1. 项目分析 同侧性考验上，先将各题项的分数相加，计算出量表的总分，之后运用[积差相关分析] (product-moment correlation)，以计算量表中每个题项与量表总分之相关性系数，在有关考验的准则上，除了定立题项与预试量表总分的相关不仅要达到显著水平(p < .05)，也要求两者间呈现一定相关性，按吴明隆、涂金堂(2016)指出，同侧性考验的相关系数至少在.30以上，倘若有题项不符合有关要求，则可将其删除。表1及表2之结果显示，采用同侧性考验实施的积差相关分析下，除了第1题与量表总分相关系数为.190 (p > .05)外，其它每一个题项与量表总分相关系数介于.333~.753 (p < .05)，表示第2题至第18题等题项与量表总分相关达到显著，相关系数达到.30以上。因此有关项目分析，显示了除了第1题外，其它各个题项符合同侧性考验要求，有关题项所测量融合生家长的社会支持之心理特质属性是比较接近。因此，预试量表上，首先将第1题删除，之后再进行因素分析。 Table 1 The item analysis of social support scale of inclusive students’ parents (A1~A9 A1 A2 A3 A4 A5 A6 A7 A8 A9 相关系数 .190 .413 ** .341 * .402 ** .500 ** .333 * .542 ** .589 ** .429 ** p值 .223 .006 .025 .007 .001 .029 .000 .000 .004 表1. 融合生家长的社会支持之项目分析(A1~A9) ** 表示p < .01， * 表示p < .05。 Table 2 The item analysis of social support scale of inclusive students’ parents (A10~A18 A10 A11 A12 A13 A14 A15 A16 A17 A18 相关系数 .699 ** .673 ** .550 ** .665 ** .696 ** .723 ** .753 ** .737 ** .682 ** p值 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 表2. 融合生家长的社会支持之项目分析(A10~A18) ** 表示p < .01。 3.2. 因素分析 在项目分析删除第1题后，对整份量表其它17个题项实施探索性因素分析，先考验Bartlett球形检定显著性及KMO系数，若Bartlett球形检定小于.50，KMO系数大于.50，则表示量表各题项适合因素分析(吴明隆，2016)。结果显示，Bartlett球形检定卡方值为501.630，自由度为136，显著性为.000，小于.50，KMO系数为.683，大于.50；这表示预试量表17个题项符合因素分析的要求，适合进行探索性因素分析。 由于量表编制时，在文献分析后，已将题项归类为三个明确的层面([情感支持]、[实质支持]、[信息支持])，因此探索性因素分析就选取了[限定抽取共同因素法]，在因子分析萃取上，限定萃取三个因素，对量表17个题项采用[主成份分析] (principal components analysis)，转轴采用直交转轴的[最大变异法](varimax)，主成份分析发现，17个题项的共同性在.542至.785间，按共同性须大于.20为准则，显示每一个题项与其它题项可测量之共同特质较多，适合主成份分析(吴明隆，2016)；实施最大变异法、主成份分析法后的结果发现，由于限定萃取三个共同因素，转轴大于1的特征值也会为三个共同因素，转轴后三个共同因素的特征值分别为4.646、3.348、3.323，相应转轴后的解释变异量分别为27.329%、19.695%、19.550%，解释总变异量为66.574%。以解释总变异量须在50%以上为准则(吴明隆，2016)，预试量表的因素分析所决定萃取的三个因素层面之结果是理想的。 表3显示了转轴后的因素矩阵之第一个共同因素所包含的题项，结果显示，第13至第18题，以及第11题(A13~A18、A11)，这7个题项在共同因素一的负荷量较大，在共同因素二、共同因素三的负荷量较少，因此共同因素一包含了第11题、第13题、第14题、第15题、第16题、第17题、第18题(A11、A13、A14、A15、A16、A17、A18)，由于共同因素一的第13题至第18题属于[信息支持]，只有第11题：[若有需要时，有人会协助我处理孩子的学业、情绪、行为或其他各项问题]不属于[信息支持]，在最初预试量表的设计上，第11题属于[实质支持]，因此必须要将第11题删除；表4显示了转轴后的因素矩阵之第二个共同因素所含的题项，结果显示，第7至第10题、以及第12题(A7~A10、A12)，这5个题项在共同因素二的负荷量较大，在共同因素一、共同因素三的负荷量较少，因此共同因素二包含了第7题、第8题、第9题、第10题、第12题(A7、A8、A9、A10、A12)。表5显示了转轴后的因素矩阵之第三个共同因素所含的题项，结果显示，第2题至第6题，这5个题项在共同因素三的负荷量较大，在 Table 3 The factor matrix after the rotation of the first factor analysis: Common factor 1 contains the item A17 A15 A16 A18 A14 A13 A11 因素一 .858 .852 .844 .761 .753 .742 .606 因素二 .133 .233 .150 .063 .337 .121 .440 因素三 .129 −.063 .138 .208 −.090 .186 .020 表3. 第一次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素一包含的题项 Table 4 The factor matrix after the rotation of the first factor analysis: Common factor 2 contains the item A9 A8 A12 A10 A7 因素一 .034 .150 .176 .344 .292 因素二 .836 .801 .756 .685 .672 因素三 −.174 .073 .053 .201 −.073 表4. 第一次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素二包含的题项 Table 5 The factor matrix after the rotation of the first factor analysis: Common factor 3 contains the item A3 A4 A2 A5 A6 因素一 −.081 .073 −.002 .294 .223 因素二 .080 .058 .137 −.087 −.244 因素三 .858 .802 .779 .773 .728 表5. 第一次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素三包含的题项 共同因素一、共同因素二的负荷量较少，因此共同因素三包含了第2题、第3题、第4题、第5题、第6题(A2、 A3、A4、A5、A6)。由于共同因素二、共同因素三所包含题项都能归类于同一层面，所以不需删除题项， 最终在整个因素分析中只删除了第11题，删题后，就进行第二次探索性因素分析。 删除第11题重申再做另一次因素分析，第二次分析显示，Bartlett球形检定卡方值为455.963，自由度为120，显著性为.000，小于.50，KMO系数达到.689，大于.50，这表示删除题项后、剩下16个题项的预试量表符合因素分析的要求，适合进行探索性因素分析。第二次主成份分析法结果显示，所有题项的共同性在.560至.782间，按共同性须大于.20为准则，这表示每个题项与其它题项可测量的共同特质较多，适合主成份分析(吴明隆，2016)；采用最大变异法、主成份分析法所得出的结果显示，转轴后三个共同因素的特征值分别为4.283、3.316、3.208，相应转轴后的解释变异量分别为26.767%、20.724%、20.047%，解释总变异量为67.539%。以解释总变异量须在50%以上为准则(吴明隆，2016)，预试量表的因素分析所决定萃取的三个因素层面之结果是理想的。而第二次因素分析的解释总变异量大于第一次因素分析的解释总变异量(第二次的67.539%大于第一次的66.574%)，说明删除第11题是适合。 表6~表8均分别显示了第二次因素分析中、在转轴后的因素矩阵之第一个共同因素、第二个共同因素、第三个共同因素所包含的题项，结果显示，共同因素一[讯息支持]包含了第13题、第14题、第15题、第16题、第17题、第18题(A13、A14、A15、A16、A17、A18)；共同因素二[情感支持]包含了第2题、第3题、第4题、第5题、第6题(A2、A3、A4、A5、A6)；共同因素三[实质支持]包括含了第7题、第8题、第9题、第10题、第12题(A7、A8、A9、A10、A12)。所有题项在经过第二次因素分析后，每一个题项能有效归类于原预试量表设计中的因素层面，因素一[讯息支持]的6个题项(A13、A14、A15、A16、A17、A18)之因素负荷量介于.729至.861之间；因素二[情感支持]的5个题项(A2、A3、A4、A5、A6)之因素负荷量介于.725至.858之间；因素三[实质支持]的5个题项(A7、A8、A9、A10、A12)之因素负荷量介于.684至.844之间。各因素层面之题项变量的因素负荷量均在.500以上，转轴结果可以接受。第二次因素分析结果显示，在删除第11题后，预试量表剩下的16个题项能归类于原有预试量表的层面，也能够测量出融合生家长所感受到的社会支持，量表具有良好的建构效度。 3.3. 信度分析 内部一致性考验结果如表9显示，[情感支持]所包含的5个题项(A2、A3、A4、A5、A6)，其Cronbach α系数是.851；[实质支持]所包含的5个题项(A7、A8、A9、A10、A12)，其Cronbach α系数是.839；[讯息支持]所包含的6个题项(A13、A14、A15、A16、A17、A18)，其Cronbach α系数是.909；另外整个量表Cronbach α系数为.865。按层面的Cronbach α系数在.80~.90间为[理想]、在.90或以上为[十分理想]作准则、以及以总量表的Cronbach α系数在.80~.90间为[理想]作准则来判定(吴明隆，涂金堂，2016)，[情感支持]、[实质支持]的信度是理想的，而[讯息支持]的信度则是十分理想，整个量表的Cronbach α系数也是相当不错的。 Table 6 The factor matrix after the rotation of the second factor analysis: Common factor 1 contains the item A17 A16 A15 A14 A18 A13 因素一 .861 .858 .843 .763 .763 .729 因素二 .125 .131 −.064 −.097 .205 .186 因素三 .147 .171 .239 .358 .074 .121 表6. 第二次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素一包含的题项 Table 7 The factor matrix after the rotation of the second factor analysis: Common factor 2 contains the item A3 A4 A2 A5 A6 因素一 −.071 .070 −.002 .300 .233 因素二 .858 .804 .780 .770 .725 因素三 .083 .054 .135 −.084 −.240 表7. 第二次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素二包含的题项 Table 8 The factor matrix after the rotation of the second factor analysis: Common factor 3 contains the item A9 A8 A12 A10 A7 因素一 .034 .153 .146 .333 .295 因素二 −.175 .070 .060 .202 −.077 因素三 .844 .811 .743 .686 .684 表8. 第二次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素三包含的题项 Table 9 The reliability analysis of Social Support Scale of Inclusive Students’ Parent 情感支持 实质支持 讯息支持 整个量表 Cronbach α系数 .851 .839 .909 .865 表9. 融合生家长社会支持量表之信度分析