第四章 研究結果與討論
第三節 不同背景變項之國小一般智能資優教育教師教學
本節主要根據問卷第一部分「教師基本資料」及第三部分「教師 教學效能量表」，分析國小一般智能資優教育教師在不同背景變項下，
教學效能是否有所差異，據以回答研究問題三：教師不同背景變項在 教學效能量表的得分差異是否達到顯著水準?
本研究的背景變項共有四個部分：「性別」、「年齡」、「教育背景」、
「服務年資」，此為研究的自變項，而「教學效能」即為依變項，透 過獨立樣本 t 考驗、單因子變異數分析(one-way ANOVA)的統計方式 進行分析，若結果達到顯著水準，則利用雪費法(scheffe)進行事後 比較。
壹、不同性別之國小一般智能資優教育教師教學效能的差異
本次抽樣的國小一般智能資優教育教師共有 162 位，其中男性 有 48 位，女性有 114 位。由於兩個組別的人數差異很大，為瞭解各 組總體及各向度平均數的離散情形，研究者進行了「變異數相等的 Levene 檢定」步驟，以確定是否有違反獨立樣本 t 檢定進行的先決 條件，以避免發生錯誤解釋的情形。詳細檢定結果如表 4-3-1。
104
表 4-3-1
教學效能不同性別背景變項之變異數相等的 Levene 檢定結果 教學效能整體
及分向度
變異數相等的 Levene 檢定 F 檢定 顯著性 資優教育之相關知識 4.667 .032 教學自我效能之信念 .002 .967 有效多元的教學技術 .052 .820 建立和諧的師生關係 .798 .373 工作態度和個人特質 .250 .618 追求專業能力之成長 .194 .660
整體教學效能 .015 .902
根據表 4-3-1 所顯示，在教學效能整體及「教學自我效能之信 念」、「有效多元的教學技術」、「建立和諧的師生關係」、「工作態度和 個人特質」、「追求專業能力之成長」向度中，F 值檢定結果都未達顯 著(p >.05)，代表以上的向度中，兩組變異數同質的假設得到支持，
故可針對「假設變異數同質」統計報表的差異結果進行分析解釋；然 而，在「資優教育之相關知識」向度裡，F 值檢定結果達顯著(F=4.667，
p <.05)，違反了變異數同質的假設，應使用「不假設變異數相等」
的調整值進行分析解釋。
以下將針對不同性別的國小一般智能資優教育教師在教學效能 整體、各分向度上的統計分析結果，整理如表 4-3-2。
105
106
綜上所述，不同性別的國小一般智能資優教育教師，在整體教學 效能及各分向度皆無差異性存在，顯示教學效能不會因為教師本身是 男性或女性而有所差別。因此，本研究假設 2-1 「不同性別的國小 一般智能資優教育教師在整體教學效能與各向度有顯著的差異｣未獲 得支持。
貳、不同年齡之國小一般智能資優教育教師教學效能的差異
本次抽樣的國小一般智能資優教育教師共有 162 位，其中「20 至 30 歲」的教師有 45 位，「31 至 40 歲」有 84 位，「41 至 50 歲」有 33 位，「51 歲以上」的教師則有 0 位。由於各組人數差異甚大，為 瞭解各組別整體及各向度平均數的離散情形，研究者進行了「變異數 同質性檢定」的步驟，以確定是否有違反變異數分析(ANOVA)進行的 先決條件，以避免發生錯誤解釋的情形。詳細檢定結果如表 4-3-3。表4-3-3
教學效能不同年齡背景變項之變異數同質性檢定結果 Levene
統計量
分子 自由度
分母
自由度 顯著性 資優教育之相關知識 .628 2 159 .535 教學自我效能之信念 2.233 2 159 .111 有效多元的教學技術 1.383 2 159 .254 建立和諧的師生關係 .873 2 159 .420 工作態度和個人特質 1.675 2 159 .191 追求專業能力之成長 1.702 2 159 .186 整體教學效能 .834 2 159 .436
根據表 4-3-3 所顯示，教學效能整體及各分向度的 F 值檢定結果 都未達顯著(p >.05)，代表各組變異數同質的假設得到支持，故可直 接針對 ANOVA 統計報表的差異結果進行分析解釋。
107 2108.126
2 506.787 509.809
2 3011.061 3015.901
2 4062.836 4078.000
2 3645.476 3650.327
2 2031.584 2058.346
2
134.568 63811.167 63945.735
2 159 161
67 .284 401.328
.168 .846
108
根據表 4-3-4 所示，不同年齡的國小一般智能資優教育教師，在 教學效能整體層面及各分向度，在統計上皆未達顯著差異，此結果與 姜建年(2006)針對國小一般智能資優教育教師的教學效能研究結果 相同，也和余季容(2002)對於國中一般智能優異教師所進行的教學效 能研究結果相符合，但與黃建麟(2004)的研究結果不同。研究者推測，
由於資優教育教師每天面臨了許多極為不同的挑戰，必須要投入最大 的熱忱與毅力方能有高效能的表現，不會因為年齡的增長而有高或低 的差異表現；此部分與黃建麟(2004)的研究推論認為年齡較長的教師 因經驗累積，在資優教育知識方面或許更為充足，與同事之間的教學 切磋互動頻繁因而教學效能佳的看法有所不同。
綜上所述，不同年齡的國小一般智能資優教育教師，在整體教學 效能及各分向度皆無差異性存在，因此，本研究假設 2-2 「不同年 齡的國小一般智能資優教育教師在整體教學效能與各向度有顯著的 差異｣未獲得支持。
參、不同教育背景之國小一般智能資優教育教師在教學效能 的差異
本次抽樣的國小一般智能資優教育教師共有 162 位，其中「師範 院校特教系畢業且修畢資優教育學分」的教師有 118 位，「師範院校 畢業且修畢資優教育學分」有 24 位，「一般大學特教系畢業且修畢資 優教育學分」有 12 位，「一般大學畢業且修畢資優教育學分」的教師 則有 8 位，「其他」教育背景者有 0 位。由於各組別的人數差異過大，
為瞭解各組別整體及各向度平均數的離散情形，研究者進行了「變異 數同質性檢定」的步驟，以確定是否有違反變異數分析(ANOVA)進行 的先決條件，以避免發生錯誤解釋的情形。詳細檢定結果如表 4-3-5。
109
表 4-3-5
教學效能不同教育背景變項之變異數同質性檢定結果 Levene
統計量
分子 自由度
分母
自由度 顯著性 資優教育之相關知識 2.132 3 158 .098 教學自我效能之信念 1.722 3 158 .165 有效多元的教學技術 1.100 3 158 .351 建立和諧的師生關係 .136 3 158 .938 工作態度和個人特質 2.373 3 158 .072 追求專業能力之成長 7.411 3 158 .000 整體教學效能 1.950 3 158 .124
根據表 4-3-5 顯示，在教學效能整體及「資優教育之相關知識」、
「教學自我效能之信念」、「有效多元的教學技術」、「建立和諧的師生 關係」、「工作態度和個人特質」向度中，F 值檢定結果都未達顯著 (
p
>.05)，代表以上的向度中，各組變異數同質的假設得到支持，故 可直接針對「單因子變異數分析」統計報表的差異結果進行分析解釋；然而，在「追求專業能力之成長」向度裡，F 值檢定結果達顯著(F=7.411，
p
<.001)，違反了變異數同質的假設，應使用「均等平均數的 Robust」中 Welch 的調整值進行判斷與解釋。
以下將針對不同教育背景的國小一般智能資優教育教師在教學 效能整體、各分向度上的統計分析結果，整理如表 4-3-6。
110 1952.028 2112.994
3 494.580 509.809
3 2919.585 3015.901
3 3876.089 4078.000
3 3551.788 3650.327
3 1949.944 2058.346
3 60748.82 63945.74
3 158 161
1065.64
384.486 2.772* .043
*p <.05 **p <.01
111
根據表 4-3-6 所示，不同教育背景的國小一般智能資優教育教師 教學效能之整體層面，在統計上達顯著差異(F 值為 2.772，p<.05)，
然而進一步根據雪費法(scheffe)進行事後比較，發現各組之間並沒 有顯著差異。研究者推測原因可能是由於「一般大學特教系畢業」及
「一般大學畢業」組別的樣本數很少，可能導致標準誤膨脹，且 F 值 的顯著性只比.05 略低一些，故從嚴格的雪費法進行事後比較之後，
便難以達到統計上的顯著表現。此結果與余季容(2002)、姜建年(2006) 的研究結果相同。
而在教學效能各分向度方面，僅在「資優教育之相關知識」(F 值為 4.343，p<.01)、「建立和諧的師生關係」(F 值為 2.743，p<.05) 這兩個向度達顯著差異。進一步根據雪費法(scheffe)進行事後比較 發現，在「資優教育之相關知識」方面，「師範特教系畢業」組別的 得分高於「師範院校畢業」，此結果與黃建麟(2004)的研究結果大致 相同；而在「建立和諧的師生關係」向度，透過雪費法的事後比較發 現，各組之間並沒有顯著的差異，原因可能也是由於部分組別樣本人 數過少，以及 F 值的顯著性略低於.05 所致。研究者推測，師範院校 特教系本科畢業的教師由於在師培機構得到了較完整的學習，尤其是 在資優教育相關知識方面的累積更為扎實，因而有高效能的自我感受，
但整體教學效能及其他向度則沒有太大的差異。
綜合上述，不同教育背景的國小一般智能資優教育教師，僅在「資 優教育之相關知識｣教學效能向度有顯著差異，顯示師範院校特教系 本科畢業的國小一般智能資優教育教師，認為自我在資優領域的背景 知識層面較師範院校畢業的教師更為充足。因此，本研究假設 2-3 「不 同教育背景的國小一般智能資優班教師在整體教學效能與各向度有 顯著的差異｣僅得到小部分支持。
112
肆、不同服務年資之國小一般智能資優教育教師在教學效能 的差異
本次抽樣的國小一般智能資優教育教師共有 162 位，其中服務 年資「5 年以下」的教師有 44 位，「6 至 15 年」的有 87 位，「16 至 25 年」的有 27 位，「26 年以上」的教師則有 4 位。由於部分組別的 人數差異過大，為瞭解各組別整體及各向度平均數的離散情形，研究 者進行了「變異數同質性檢定」的步驟，以確定是否有違反變異數分 析(ANOVA)進行的先決條件，以避免發生錯誤解釋的情形。詳細檢定 結果如表 4-3-7。
表 4-3-7
教學效能不同服務年資變項之變異數同質性檢定結果 Levene
統計量
分子 自由度
分母
自由度 顯著性 資優教育之相關知識 .489 3 158 .690 教學自我效能之信念 2.987 3 158 .033 有效多元的教學技術 1.417 3 158 .240 建立和諧的師生關係 1.714 3 158 .166 工作態度和個人特質 1.596 3 158 .193 追求專業能力之成長 .699 3 158 .554 整體教學效能 .767 3 158 .514
根據表 4-3-7 顯示，在教學效能整體及「資優教育之相關知識」、
「有效多元的教學技術」、「建立和諧的師生關係」、「工作態度和個人 特質」、「追求專業能力之成長」向度中，F 值檢定結果都未達顯著 (p>.05)，代表以上的向度中，各組變異數同質的假設得到支持，故 可直接針對「單因子變異數分析」統計報表的差異結果進行分析解釋；
然而，在「教學自我效能之信念」向度裡，F 值檢定結果達顯著(F=2.987，
113
p <.05)，違反了變異數同質的假設，應使用「均等平均數的 Robust」
中 Welch 的調整值進行判斷與解釋。 2096.864 2112.994
3 507.490 509.809
3 3001.187 3015.901
3 4055.592 4078.000
3 3640.231 3650.327
3 2032.954 2058.346
3 63866.28 63945.74
3 158 161
26 .484 404.217
.066 .978
114
根據表 4-3-8 所示，不同服務年資的國小一般智能資優教育教師，
在教學效能整體層面及各分向度，在統計上皆未達顯著差異，此結果 與黃建麟(2004)、姜建年(2006)的研究結果相同，但和余季容(2002) 針對國中一般智能優異教師所進行的教學效能研究結果不同。研究者
在教學效能整體層面及各分向度，在統計上皆未達顯著差異，此結果 與黃建麟(2004)、姜建年(2006)的研究結果相同，但和余季容(2002) 針對國中一般智能優異教師所進行的教學效能研究結果不同。研究者