三、學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓力與國中生初;欠作弊行為關聯性

表3 呈現學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓力與國中生初次作弊行為之巢式邏輯迴歸模型分析結果，並分述如下:

(一)學常層面之參與、抱負對國中生初次作弊行為的影響

首先，由表 3 之模型一檢視學業層面之參與、抱負與國中生初次作弊行為

之關聯性部分，整個模式達到統計上的顯著 (/=9 .4 3 ， p

<

^.05 )。在檢視個別解釋力後，由研究結果可知，參與變項(8=-.35,p

<

^.05)對國中生初次作弊

行為發生與否的影響力已達到統計上的顯著水準，抱負則未達統計上顯著水準

(p>.05) ; 表示學業層面之參與變項與有無作弊組別間有顯著關聯，亦即當學

業層面之參與增加一個單位時，將會使國中生初次作弊行為的發生比變化.71 倍

(Exp(8)=.71) .也就是說，當國中生學業層面之參與高於總平均值一個單

位時，其初次作弊行為的發生比約為平均水準的 .71 倍。從效果係數值(類R

²^指

標)可知 • Cox-Snell R

值為.肘 • Nagelkerke-R

^A2

{直~ .10 ，擬似的R

²^{解釋量分別} 為7% 、 10% 。

(二)學常層面之自我認能對國中生初次作弊行為的影響由表3 模型二可知，學業層面之自我效能與國中生初次作弊行為之關聯性，

整個模式達到統計上的顯著 (/=25.24，

< .05) 。由研究結果可知，自我效能變項(

8=-1.24,P

<

.05

)對國中生初次作弊行為發生與否的影響力已達到統計上的

顯著水準;表示學業層面之自我效能變項與國中生初次作弊行為間有顯著關聯，

亦即當學業層面之自我效能增加一個單位時，將會使國中生初次作弊行為的發生

神莒血泊，叫樹4.Uρ

Model Chi-Square _{(模式 l)}

Cox-Snell R2 .03 .07 .07 .10 .11

比變化 .29倍 (Exp

(B) =.29)

.也就是說，當國中生學業層面之自我效能高於總平均值一個單位時，其初次作弊行為的發生比約為平均水準的.29倍。從效果係數值(穎R²^{指標)可知}， Cox-Snell R²值為肘 • NageIkerke-W\2值為 .10 '擬似

的 R

²解釋量分別為

7% 、 10% 。

(三)學常層面之緊張因素:負擔壓力弓之表現壓力對國中生初次作弊行為的影響

由表3 模型三學業層面之負擔壓力及表現壓力與國中生初次作弊行為之關聯性，整個模式達到統計上的顯著(l=28.75，p<.05) 。由研究結果可知，學業負擔壓力及學業表現壓力變項(

B=.72

< ^{.05; B=}

^.4

⁶

^,^p

< ^.05

)對國中生初次作弊行為發生與否的影響力已達到統計上的顯著水準;表示學業層面之負擔壓力及表現壓力變項與國中生初次作弊行為間有顯著關聯，亦即當學業層面之負擔壓力及表現壓力各增加一個單位時，將會使國中生初次作弊行為的發生比變化 2.05 倍 (Exp

(B) =2.05

)、1. 59倍 (Exp

(B)

=1.

59)

，也就是說，當國中生學業層面之負擔壓力及表現壓力高於總平均值一個單位時，其初次作弊行為的發生比約為平均水準的2.05 、1.59倍。從效果係數值(類R²^{指標)可知}， Cox-Snell R²^值

為 .07

NageIkerke-W\2值為 .11 '擬似的R

解釋量分別為7% 、 11% 。

(四)學常層面之參與、抱負、自我艾文龍、負擔壓力弓之表現壓力對國中生初次作弊行為的影響

於模型四同納入學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓力等自變項，探討其與國中生初次作弊行為間的關聯性，從表3 可奈日，整體模式有達到統計上的顯著 (l=40. 駒， p<.05 ) 。在檢視個別解釋力後則發現，學業層面之自我效能(

B=-.93

< .05

)、及負擔壓力 (B=.68 ， p<.05) 對國中生初次作弊行為發生與否的影響力已達到統計上的顯著水準。但學業層面之參與、抱負及表現壓力則未達統計上顯著效應 (p>.05) ;表示當學業層面之自我效能及負擔壓力各增加一個單位，將會使國中生初次作弊行為的發生比變化.4 0倍 (Exp (B)

=.40

)、1.98 倍 (Exp (B) =1.98) 。由模型四的效果係數值(類R²^指標)可知

，

Cox-Snell

R

²值為

.10

NageIkerke-W\2值為 .16 .擬似的R

解釋量分別為 10% 、

16% 。

於模型五再納入控制變項(性別、低自我控制、父母鼠情及家庭經濟)

張楓明、譚子文學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次作弊行為之關聯性分析 75

由表 3 分析結果可知，整個模式達到統計上的顯著 (l=44.50 ，

< .05 )。在檢

視個別解釋力後則發現，學業層面之自我效能( B=-. 肘， p<.05 )及負擔壓力

(B=.61

,p<.05) 對國中生初次作弊行為發生與否的影響力仍達到統計上的顯著

水準，學業層面之參與、抱負及表現壓力則仍未達統計上顯著效應(p>.05) ;

表示當學業層面之自我效能及負擔壓力各增加一個單位時，將會使國中生初次作弊行為的發生比變化.43倍 (Exp

(B)

=.43) 、1.84倍 (Exp

(B)

=1.84) 。在控制變項方面，性別、低自我控制、父母戚情及家庭經濟對國中生初次作弊行為發生與否的影響力，均未達到統計上的顯著水準(p>.05 )。整體而言，模型

五的效果係數值(類R

²指標)之

Cox-Snell R

²值為

.11 ' Nagelkerke-Rl\2值為.17 '

擬似的 R²

解釋量分別為

11% 、 17% 。最後，前述的巢氏邏輯迴歸模型，經多元線性重合診斷(

multicollinearity

diagnostics) 之後，所有自變項的變異數膨脹因子 (variance

inflation factor

,VIF) 均小於2 、容忍、度( Tolerance) 高於 .20 .且條

件指數( conditionindex

_{CI) 與條件值(} condition number

CN) 均小於 30 (謝雨

生、鄭宜仲.

1993)

.故無共線現象之虞。

在文檔中學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次作弊行為之關聯性分析 (頁 22-25)

三、學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓 力與國中生初;欠作弊行為關聯性

首先，由表 3 之模型一檢視學業層面之參與、抱負與國中生初次作弊行為

<

<

行為發生與否的影響力已達到統計上的顯著水準，抱負則未達統計上顯著水準

位時，其初次作弊行為的發生比約為平均水準的 .71 倍。從效果係數值(類R

標)可知 • Cox-Snell R

值為.肘 • Nagelkerke-R

{直~ .10 ，擬似的R

整個模式達到統計上的顯著 (/=25.24，

< .05) 。由研究結果可知，自我效能變 項(

<

)對國中生初次作弊行為發生與否的影響力已達到統計上的

(B) =.29)

的 R

7% 、 10% 。

B=.72

< .05; B=

6

< .05

(B) =2.05

(B)

59)

為 .07

NageIkerke-W\2值為 .11 '擬似的R

解釋量分別為7% 、 11% 。

B=-.93

< .05

=.40

，

R

.10

NageIkerke-W\2值為 .16 .擬似的R

解釋量分別為 10% 、

由表 3 分析結果可知，整個模式達到統計上的顯著 (l=44.50 ，

< .05 )。在檢

(B=.61

(B)

(B)

五的效果係數值(類R

Cox-Snell R

.11 ' Nagelkerke-Rl\2值為.17 '

解釋量分別為

multicollinearity

inflation factor

件指數( conditionindex

CI) 與條件值( condition number

CN) 均小於 30 (謝雨

1993)

三、學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓力與國中生初;欠作弊行為關聯性

< .05) 。由研究結果可知，自我效能變項(

< ^{.05; B=}

⁶

< ^.05

_{CI) 與條件值(} condition number