ABSTRACT

Objective: This study aims to develop the Parenting Stress Scale of Inclusive Students’ Parents, and test validity and reliability of Parenting Stress Scale. Methods: Through the analysis of the literature, experts reviewed and established the pre-test items of the scale, and used item analysis, factor analysis, reliability analysis to examine the inclusive students’ parents with a pre-test. Result: The correlation coefficient between each item and the scale’s total score is between .415~ .832 (p < .01), showing that the psychological characteristics of each item’s test are relatively close; when five items are removed, the exploratory factor analysis shows that, the load of each factor is between .587~ .889, explaining total variance 70.546%; internal consistency check displays that, the Cronbach alpha coefficients of the “development stress”, “environment stress” and “interaction stress” are .844, .794, .897, and the Cronbach alpha of the whole scale is .890. Conclusion: Parenting Stress Scale of Inclusive Students’ Parents has satisfactory validity, reliability, and can be used in the related researches for future.

Keywords:Inclusive Students’ Parents, Parenting Stress, Establishment of Scale, Item Analysis, Factor Analysis, Reliability Analysis

融合生家长教养压力量表之编制分析

董志文^1*，黄栋祥²，李嵩义¹，施达明³

¹澳门城市大学，澳门

²澳门特殊教育研究学会，澳门

³澳门大学，澳门

收稿日期：2018年3月28日；录用日期：2018年4月15日；发布日期：2018年4月25日

摘 要

目的：本研究旨在编制融合生家长教养压力量表，并检验教养压力量表的效度与信度。方法：利用文献分析、专家检阅编制量表的预试题项，并以项目分析、因素分析、信度分析来对融合生家长进行预试。结果：项目分析显示，每一个题项与量表总分相关系数介于.415~.832 (p < .01)，显示每个题项所测量之心理特质比较接近；当删除了5个题项后，其探索性因素分析显示，各题项因素负荷量在.587~.889之间，解释总变异量为70.546%；内部一致性检验显示，量表的[发展压力]、[环境压力]、[互动压力]等三个层面的Cronbach α系数分别是.844，.794，.897，整个量表Cronbach α系数为.890。结论：融合生家长教养压力量表具有良好的信效度，可在未来相关研究领域使用。

关键词 :融合生家长，教养压力，量表编制，项目分析，因素分析，信度分析

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1. 前言

2006年，澳门政府颁布“第9/2006号法律：《非高等教育制度纲要法》”、强调特殊教育优先在普通学校内以融合的方式实施(董志文，2017)，当地的私立学校正式开始收取有特殊教育需要的融合生，同时澳门政府的教育部门——澳门教育暨青年局，亦对融合生有以下定义：融合生是指经评估后的有特殊教育需要学生，在学校环境的学习只需要少量的特别辅助，便能和普通学校同班同学一起学习、成长，以及发展潜能的学生，一般而言，这些学生可包括身体机能障碍、智力范围在临界之内、学习困难、轻度的自闭症、情绪障碍、注意力不足过动症等类别(董志文，李嵩义，黄栋祥，施达明，2018)。而随着融合教育推行有十多年的日子，融合生数目在澳门有持续增加的趋势，且逐渐引起社会关注。之前一个澳门融合教育研究显示，融合生家长会忧虑融合教育学额、同时对孩子的学习状况、教育支持等提出忧虑(董志文，2016)。可见，融合生家长在教养其有特殊教育需要的子女时，可能会承受不同程度的压力。

父母等主要照顾者在履行家长角色及与孩子互动的过程中，所感受到的压力就是亲职压力，而此种压力的涵盖范围广泛，包括可以令到父母或孩子主要照顾者在人际沟通、日常生活作息、孩子的教养、与孩子互动等不同层面中承受压力的影响。之前研究已显示，有特殊教育需要的身心障碍孩子父母所承受的亲职压力是十分巨大的，他们在亲职教养过程中会面对上述不同程度的教养压力、生活压力(张桂贞，2012)。因此当现今社会在融合教育下有越来越多融合生时，将会有更多父母或主要照顾者等家长在教养孩子下承受不同的压力。然而，目前关于澳门融合教育的研究不多，而融合生家长的教养压力研究更是甚少，本地化的研究工具又欠缺，因此有必要制定澳门本土化的融合生家长之教养压力量表，才能推广到日后的相关研究工作。

2. 研究方法

2.1. 研究工具之初步制订

从前述可知，融合生家长在教养孩子时所面对的教养压力本身就是一种亲职压力，因此在编制量表初期前，研究者必须首先参考国外、国内学者对于亲职压力测量的文献。其中，亲职压力理论的倡导者Abidin，其所提出的亲职压力测量，主要有三个层面，包括[亲子互动失调]、[亲职愁苦]及[困难儿童] (Abidin, 1990)。这三个层面内容，主要是叙述家长与儿童的互动。然而，考虑到澳门的融合生有较多时间在普通学校与一般学生学习，父母可能在辅助孩子融入普通学校过程中亦可能会承受压力，若以Abidin 所提出的亲职压力之层面来编制量表，未必能符合澳门融合生家长的状况，因此研究者认为需要参看其他学者所提出的亲职压力层面，以作为本量表的因素层面之制定及相关题项设计。而中国台湾在亲职压力的测量上，包括陈若琳、李青松、梅心洁、蔡昆瀛、张桂贞等学者，除提出两个层面来测量家长的生活作息压力、人际互动压力外，另外所提出的三个层面则分别测量家长在教养孩子时的教养压力，这三个层面分别是[教养发展压力]、[外界环境压力]及[亲子互动压力] (陈若琳，李青松，2001；梅心洁，蔡昆瀛，陈若琳，2008；张桂贞，2012)。其中，[外界环境压力]主要涉及到家长所感受到学校层面上的压力，这层面与澳门融合生家长所感受状况相似，而参看这三个层面定义，似乎较符合本研究量表所探讨的部分，因此本量表会以上述学者所提出的[教养发展压力]、[外界环境压力]及[亲子互动压力]层面，作为融合生家长教养压力的三个因素。

研究者结合澳门融合教育、澳门社会发展状况，将有关层面命名为[发展压力]、[环境压力]、[互动压力]，并跟着制订这三个层面的初步题项。每个层面最初订出了7个题项，全份量表共21个题项。本量表中的[发展压力]是指融合生家长在孩子的语言、情绪、动作、智能、自理、身高、体重等各项生理发展、心理发展的压力感受；[环境压力]是指融合生家长对孩子在学校环境、外在环境的压力感受；[互动压力]是指融合生家长在与孩子互动时的压力感受。量表拟定使用李克特式(Likert-type rating scale)的五点量表方式塡答，从[完全同意]、[大部分同意]、[一半同意]、[少部分同意]到[不同意]，分别给予5分、4分、3分、2分、1分，将每一位受试者在每个层面的分数加起来，就代表该名受试者在该层面的分数，三个层面分数的加总，即为量表的整体总分，得分越高表示该名融合生家长的教养压力越大，反之越低。

定出最初题项后，研究者将有关预试量表初稿交由包括一位教育心理学教授、一位教育系教授、两位资深特殊教育教师等澳门专家进行审阅，这些专家依据题项的重要性、适宜性及每一个题项语句流畅清晰度而对预试量表进行修正，考虑到专家指出因素分析的预试人数须与题项数目呈一定关系、以及过往本澳融合教育研究较难抽取家长样本数的状况，参考专家建议，研究者最终将预试量表的每个层面较不重要的一个题项删除，因此[发展压力]、[环境压力]、[互动压力]等每个层面最后只保留了6个题项，整份量表的题项总数为18题，有关量表预试题项，可见附录，当中第1至第6题(A1~A6)为[发展压力]，第7至第12题(A7~A12)为[环境压力]，第13至第18题(A13~A18)为[互动压力]。

2.2. 研究对象

在进行预试前，需考虑预试取样数目。依预试数目不能少于量表题项数、最好按题项总数的3~5倍之数目来定出预试人数(吴明隆，涂金堂，2016)。以此为准则的话，本研究量表的预试题项有18个题项，因此预试人数就不能少于18人，即最少预试样本数要在18人以上。若也考虑题项总数之3~5倍为预试人数的取样原则，则可将预试人数定在54人~90人之间。所以研究者首先会参看上述两个预试取样准则来收取样本数。然而，考虑到过往澳门融合教育的家长研究上，在正式施测时，取样数大概只可取250人左右(澳门特殊教育研究学会，2015)。因此本研究在预试上就不能派发太多量表，以免影响正式施测时的取样数。最后，于2017年6月间，研究者采用方便抽样方式，透过澳门非牟利社团：“澳门鲍思高青年服务网络”，向两所在澳门参与了融合教育的学校之融合生家长派发预试量表，以让有关家长填写。家长除了是融合生的父母外，也包含融合生的其他主要照顾者。预试量表共发出71份，有效回收数只有43份，有效回收率60.56%，其中母亲有20份，父亲有15份，其他主要照顾者有8份。虽然43份有效量表数目，是少于理想预设的预试数目(54人~90人)，但也多于预试最少样本数18人，依特殊情况下，预试取样数可以较少样本数目为依据(吴明隆，2016)。所以，有关预试数目仍符合预试取样的基本要求。

2.3. 统计方法

本量表编制在数据处理上，会采用SPSS 21.0统计软件对回收的43份量表之数据进行统计分析，预试分析上会参考吴明隆、涂金堂等学者的问卷预试方法，依次实施项目分析、因素分析、信度分析。项目分析采用[同侧性考验法]，以求出量表每个题项与量表整体分数(总分)的相关程度，按有关数值来决定量表题项所测量之心理特质属性的接近程度；因素分析采用[探索性因素分析]，来求出量表的建构效度；信度分析采用[内部一致性考验]，检验本量表的稳定度和可靠性(吴明隆，2016；吴明隆，涂金堂，2016)。

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，计算出量表的总分数，之后运用[积差相关分析] (product-moment correlation)，计算出量表中每个题项与量表总分之相关系数，在有关考验准则上，依据吴明隆、涂金堂(2016)，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)，也要求两者间的相关系数至少在.30以上，倘若有题项不符合上述两个要求，则可将其删除。表1及表2之结果显示，采用积差相关分析所实施的同侧性考验下，预试量表中的每一个题项与量表总分相关系数介于.415~.832 (p < .01)，表示预试量表所有题项与量表总分相关达到显著，相关系数达到.30以上。因此有关项目分析结果显示，每个题项符合同侧性考验要求，题项所测量融合生家长教养压力之心理特质属性是比较接近，之后进行因素分析流程。

3.2. 因素分析

项目分析后，研究者利用探索性因素分析，以进一步检验量表的效度。首先考验KMO系数及Bartlett球形检定显著性，若KMO系数大于.50，Bartlett球形检定显著性小于.05，则说明量表各题项适合因素分析(吴明隆，2016)。结果显示，KMO系数为.767，大于.50；Bartlett球形检定卡方值为557.139，自由度为153，显著性为.000，远少于.05。这表示预试量表各个题项符合因素分析的要求，可进行探索性因素分析。

表1. 融合生家长教养压力量表之项目分析(A1~A9)

表2. 融合生家长教养压力量表之项目分析(A10~A18)

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([发展压力]、[环境压力]、[互动压力])，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18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，18个题项的共同性在.517至.788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5.232、3.527、3.148，相应转轴后的解释变异量分别为29.068%、19.594%、17.488%，解释总变异量为66.151%。以解释总变异量须在50%以上为准则来看(吴明隆，2016)，预试量表的因素分析所决定萃取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4题、第6题、第8题、第13题、第15题、第16题、第17题、第18题(A4、A6、A8、A13、A15、A16、A17、A18)，这8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4题、第6题、第8题、第13题、第15题、第16题、第17题、第18题(A4、A6、A8、A13、A15、A16、A17、A18)。由于第13题、第15题、第16题、第17题、第18题均属于[互动压力]的题项，而第4题、第6题属于[发展压力]的题项，第8题属于[环境压力]的题项。因此可考虑逐步删除第4题、第6题、第8题，并暂时可对共同因素一命名为[互动压力]向度；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1题、第2题、第3题、第5题、第11题、第14题(A1、A2、A3、A5、A11、A14)，这6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1题、第2题、第3题、第5题、第11题、第14题(A1、A2、A3、A5、A11、A14)。由于第1题、第2题、第3题、第5题属于[发展压力]，但第11题、第14题不属于[发展压力]，在最初预试量表的设计上，第11题、第14题分别属于[环境压力]、[互动压力]，因此可考虑逐步删除第11题、第14题，并暂时可对共同因素二命名为[发展压力]向度；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7题、第9题、第10题、第12题(A7、A9、A10、A12)，这4个题项在共同因素三的负荷量较大，在共同因素一、共同因素二的负荷量较少，因此共同因素三包含了第7题、第9题、第10题、第12题(A7、A9、A10、A12)。而这4题均属于[环境压力]的题项，因此共同因素三属于[环境压力]向度，没有题项需要删除。根据吴明隆(2016)及吴明隆、涂金堂(2016)对因素分析删除总则，研究者会先将共同因素二中最大的因素负荷量的题项删除，亦即是先将第11题删除，之后进行因素分析。

表3. 第一次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素一的题项

表4. 第一次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素二的题项

表5. 第一次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素三的题项

研究者依据上述学者所提及的删题准则，在每一次因素分析后，都会依该次因素分析的过程中，找出不符合预期向度、最大因素负荷量的一个题项来作出删除，之后在删除一个题项后，就重新再进行下一次因素分析。如是者，当进行了第二次、第三次、第四次、第五次因素分析后，亦先后依次删除了第14题、第4题、第8题、第6题。最后第六次因素分析显示，KMO系数达到 .750，大于 .50，Bartlett球形检定卡方值为336.883，自由度为78，显著性为 .000，远少于 .05，这表示删除5个题项后、剩下13个题项的预试量表符合因素分析的要求，可进行探索性因素分析。第六次主成份分析法结果显示，所有题项的共同性在.467至.818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；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3.809、2.727、2.635，相应转轴后的解释变异量分别为29.298%、20.977%、20.271%，解释总变异量为70.546%。以解释总变异量须在50%以上为准则，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。而第六次因素分析的解释总变异量超过70%，达到70.546%，每一次因素分析后的解释总变异量都比之前的一次要大(第一次的66.151%、第二次的66.777%、第三次的67.971%、第四次的68.037%、第五次的69.393%、第六次的70.546%)，说明依次删除第11题、第14题、第4题、第8题、第6题是合适的。

表6~8均分别显示了第六次因素分析中、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，共同因素一包含了第13题、第15题、第16题、第17题、第18题(A13、A15、A16、A17、A18)，这五个题项都属于[互动压力]，因此共同因素一就可命名为[互动压力]向度；共同因素二包含了第1题、第2题、第3题、第5题(A1、A2、A3、A5)，这四个题项都属于[发展压力]，因此共同因素二就可命名为[发展压力]向度；共同因素三包括含了第7题、第9题、第10题、第12题(A7、A9、A10、A12)，这四个题项都属于[环境压力]；因此共同因素三就可命名为[环境压力]向度。因此，所有题项在经过第六次因素分析后，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[互动压力]的5个题项(A13、A15、A16、A17、A18)之因素负荷量介于 .752至 .844之间；因素二[发展压力]的4个题项(A1、A2、A3、A5)之因素负荷量介于 .646至 .889之间；因素三[环境压力]的4个题项(A7、A9、A10、A12)之因素负荷量介于 .587至 .850之间。因此各因素层面题项的因素负荷量均在 .500以上，转轴结果可以接受。第六次因素分析结果显示，依次删除第11题、第14题、第4题、第8题、第6题后，预试量表剩下的13个题项能归类于原有预试量表的因素层面，也能够测量出融合生家长的教养压力程度，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，[发展压力]所包含的4个题项(A1、A2、A3、A5)，其Cronbach α系数是.844；[环境压力]所包含的4个题项(A7、A9、A10、A12)，其Cronbach α系数是.794；[互动压力]所包含的5个题项(A13、A15、A16、A17、A18)，其Cronbach α系数是.897；另外整个量表Cronbach α系数为.890。按层面的Cronbach α系数在.70~.80间为[佳]、在.80~.90间为[理想]作准则，及以总

表6. 第六次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素一的题项

表7. 第六次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素二的题项

表8. 第六次因素分析的转轴后因素矩阵：共同因素三的题项

表9. 融合生家长教养压力量表之信度分析

量表的Cronbach α系数在. 80~.90为[理想]作准则来判定(吴明隆，2016)，[发展压力]、[互动压力]的信度是理想的，而[环境压力]的信度则是较佳的，整个量表的Cronbach α系数是理想的。

4. 结论

本研究对融合生家长教养压力量表之编制，首先透过文献分析，建立量表的三个理论层面([发展压力]、[环境压力]、[互动压力])，并在专家多次检验、及对题项进行反复修改下，构建了较好的专家效度。项目分析上，各个题项与量表总分具有显著的中度至高度相关，相关系数在.30以上，说明量表中每个题项所测量融合生家长知觉到自身教养孩子时的教养压力之心理特质属性非常接近。综合上述因素分析、信度分析的部分，整理如表10。

探索性因素分析最终结果表明，依次删除第11题、第14题、第4题、第8题、第6题后，剩下13个题项的共同性在.467至.818间，显示这13个题项中，每个题项与其它题项可测量的共同特质会较多，三个共同因素在转轴后的解释变异量分别为29.298%、20.977%、20.271%，解释总变异量为70.546%。在依次删除第11题、第14题、第4题、第8题、第6题后的转轴因素显示，每一个题项能有效归类于原预试量表设计的因素层面，各因素层面题项的因素负荷量均在.587~.889之间，整份量表具有良好的建构效度。而以内部一致性去考验量表结构的可靠性、稳定度上，可发现三个层面的Cronbach α系数由

表10. 融合生家长教养压力量表之预试摘要表

小至大依次为.794、.844、.897，整份量表Cronbach α系数为.890，各项系数都能符合心理测量之要求，量表具较好的信度。综合上述分析，本研究的融合生家长教养压力量表具有良好的信效度，可在未来相关研究领域使用。

文章引用

董志文,黄栋祥,李嵩义,施达明. 融合生家长教养压力量表之编制分析
Establishment Analysis of Parenting Stress Scale of Inclusive Students’ Parents[J]. 心理学进展, 2018, 08(04): 518-526. https://doi.org/10.12677/AP.2018.84062

参考文献