國中學生之背景變項、及知覺不同「課業壓力」、「同儕關係」

壹、 國中學生之背景變項(性別、年級)、及知覺不同「課業壓力」 、「同儕關 係」情況下能有效預測國中學生的時間緊迫感

國中學生之背景變項(性別、年級)、及知覺不同「課業壓力」、「同儕關係」情況下能 有效預測國中學生的時間緊迫感之多元迴歸分析摘要表—(N=512)

表 4-5-1

選入變項 多元相關係 數

決定係數 增加解 釋

模式F值 原始B 標準化B t值 課業壓力_個人因

素

0.397 0.157 0.157 95.178 0.190 0.307 6.494*

同儕關係_友誼 0.417 0.174 0.016 53.437 0.160 0.164 3.982*

課業壓力_學校因 素

0.438 0.192 0.019 40.259 0.123 0.162 3.498*

性別 0.448 0.201 0.009 31.864 0.996 0.097 2.364*

*p<.05

由上表可知，共有四個變項達到顯著水準進入迴歸方程模式(F=31.864,p<.05)，其多元相 關係數(R)為 0.448，能聯合預測 A 型行為之時間緊迫感 20.1%的變異量。

就個別變項而言，以「課業壓力_個人因素」的解釋力最高，可以解釋 15.7％的變異量，

其次為「課業壓力_學校因素」的解釋力，可以解釋 1.9%的變異量，再其次為「同儕關係_

友誼」，可增加的變異量為 1.6%，最後為「性別」，可增加變異量為 0.9%。

由於在進行迴歸預測時，其若應用於實際情境中會有相關係數縮減的情形，故為了解 本研究的迴歸預測方程式於未來若應用於另一樣本是否會有嚴重的縮減情形，故進一步進 行跨樣本有效性的檢驗。首先依電腦將原樣本分為隨機兩組，首先利用強迫進入法得到樣 本一的迴歸方程式，其摘要如下所示(N=256)：

表 4-5-2

強迫進入變項 原始B 標準化B t值

常數 17.552 8.671*

課業壓力_個人因 素

0.254 0.385 5.394*

同儕關係_友誼 0.09523 0.092 1.585 課業壓力_學校因

素

0.124 0.160 2.330*

性別 1.284 0.123 2.094*

樣本一模式 R=0.490 R2=0.240 Adj R2=0.228 F=19.801*

*p<.05

利用樣本一之標準化迴歸方程式，時間緊迫感=17.552+0.254x 課業壓力_個人因素 +0.09523x 同儕關係_友誼+0.124x 課業壓力_學校因素+1.284x 性別，求得樣本二之時間緊 迫感的實際預測值，最後進行樣本二的實際預測值及其原始時間緊迫感之皮爾森相關，其 結果如下表：

表 4-5-3

變項 個數 平均數 標準差

預測值 256 32.0355 2.80673

原始值 256 32.32 5.063

皮爾森相關係數 0.393

R2 0.178

由樣本一所得之三個變項對時間緊迫感的整體相關為 0.490，聯合解釋力為 24.0％，

而樣本二依實際預測值與時間緊迫感的相關為 0.393，解釋力為 17.8%，與樣本一之 24.0%

差異不算太大，故本研究所建立之預測 A 型行為的時間緊迫感之迴歸方程式，若應用於另 一樣本其相關縮減情形並不會太嚴重。

貳、國中學生之背景變項(性別、年級)、及知覺不同「課業壓力」 、 「同儕關係」

情況下能有效預測國中學生的努力與競爭

國中學生之背景變項(性別、年級)、及知覺不同「課業壓力」、「同儕關係」情況下能 有效預測國中學生的努力與競爭之多元迴歸分析摘要表—(N=512)

表 4-5-4

選入變項 多元相關係 數

決定係數 增加解 釋

模式F值 原始B 標準化B t值 課業壓力_個人因

素

0.363 0.132 0.132 77.270* 0.284 0.381 8.195*

同儕關係_友誼 0.450 0.203 0.071 64.762* 0.301 0.256 6.370*

課業壓力_學校因 素

0.461 0.213 0.010 45.778* -0.107 -0.117 -2.536

*

*p<.05

由上表可知，共有三個變項達到顯著水準進入迴歸方程模式(F=45.778,p<.05)，其多 元相關係數(R)為 0.461，能聯合預測 A 型行為之努力與競爭 21.3%的變異量。

就個別變項而言，以「課業壓力_個人因素」的解釋力最高，可以解釋 13.2％的變異量，

其次為「同儕關係_友誼」，可增加的變異量為 1.7%，最後為「課業壓力_學校因素」，可增 加變異量為 1.0%。

再進一步進行跨樣本有效性的檢驗，其摘要如下所示(N=256)：

表 4-5-5

強迫進入變項 原始B 標準化B t值

常數 17.702 7.798*

課業壓力_個人因 素

0.317 0.403 5.541*

同儕關係_友誼 0.182 0.148 2.465*

課業壓力_學校因 素

-0.122 -0.131 -1.830

樣本一模式 R=0.408 R2=0.167 Adj R2=0.157 F=16.820*

*p<.05

利用樣本一之標準化迴歸方程式，努力與競爭=17.702+0.317x 課業壓力_個人因素 +0.182x 同儕關係_友誼 +(-0.122)x 課業壓力_學校因素，求得樣本二之努力與競爭的實際 預測值，最後進行樣本二的實際預測值及其原始努力與競爭之皮爾森相關，其結果如下表：

表 4-5-6

變項 個數 平均數 標準差

預測值 256 29.3128 2.80636

原始值 256 29.34 6.167

皮爾森相關係數 0.487

R2 0.274

由樣本一所得之四個變項對努力與競爭的整體相關為 0.408，聯合解釋力為 16.7％，

而樣本二依實際預測值與努力與競爭的相關為 0.487，解釋力為 27.4%，與樣本一之 16.7%

差異不算非常大，約在可容忍範圍(相差約 10%左右)，故本研究所建立之預測 A 型行為的 努力與競爭之迴歸方程式，若應用於另一樣本其相關縮減情形並不會非常嚴重。

參、國中學生之背景變項(性別、年級)、及知覺不同「課業壓力」 、 「同儕關係」

情況下能有效預測國中學生的攻擊與敵意

國中學生之背景變項(性別、年級)、及知覺不同「課業壓力」、「同儕關係」情況下能 有效預測國中學生的攻擊與敵意之多元迴歸分析摘要表—(N=512)

表 4-5-7

選入變項 多元相關係 數

決定係數 增加解 釋

模式F值 原始B 標準化B t值 課業壓力_學校因

素

0.410 0.168 0.168 103.279

*

0.277 0.302 6.600*

課業壓力_個人因 素

0.443 0.196 0.027 62.002* 0.144 0.194 4.143*

性別 0.460 0.211 0.015 45.379* 1.755 0.141 3.491*

同儕關係_社交技 巧

0.467 0.218 0.007 35.391* 0.270 0.126 2.983*

同儕關係_共同參 與

0.481 0.231 0.013 30.382* 0.165 0.125 2.882*

*p<.05

由上表可知，共有五個變項達到顯著水準進入迴歸方程模式(F=30.382,p<.05)，其多 元相關係數(R)為 0.481，能聯合預測 A 型行為之攻擊與敵意 23.1%的變異量。

就個別變項而言，以「課業壓力_學校因素」的解釋力最高，可以解釋 16.8％的變異量，

其次為「課業壓力_個人因素」，可增加的變異量為 2.7%，接著依序為「性別」，可增加的 變異量為 1.5％，「同儕關係_共同參與」可增加變異量為 1.3%，最後為「同儕關係_社交技 巧」，可增加變異量為 0.7%。

再進一步進行跨樣本有效性的檢驗，其摘要如下所示(N=256)：

表 4-5-8

強迫進入變項 原始B 標準化B t值

常數 15.571 5.966*

課業壓力_學校因 素

0.262 0.276 4.055*

課業壓力_個人因 素

0.203 0.253 3.491*

性別 1.857 0.146 2.447*

同儕關係_社交技 巧

0.238 0.107 1.753 同儕關係_共同參

與

0.0001232 0.0000782 0.001 樣本一模式 R=0.488 R2=0.238 Adj R2=0.223 F=15.614*

*p<.05

利用樣本一之標準化迴歸方程式，攻擊與敵意=15.571+0.262x 課業壓力_學校因素 +0.203x 課業壓力_個人因素+1.857x 性別+0.238x 同儕關係_社交技巧+0.0001232x 同儕關 係_共同參與，求得樣本二之攻擊與敵意的實際預測值，最後進行樣本二的實際預測值及其 原始努力與競爭之皮爾森相關，其結果如下表：

表 4-5-9

變項 個數 平均數 標準差

預測值 256 31.7768 3.24105

原始值 256 31.78 6.072

皮爾森相關係數 0.444

R2 0.240

由樣本一所得之二個變項對攻擊與敵意的整體相關為 0.488，聯合解釋力為 23.8％，

而樣本二依實際預測值與攻擊與敵意的相關為 0.444，解釋力為 24.0%，與樣本一之 23.8%

差異非常小，故本研究所建立之預測 A 型行為的攻擊與敵意之迴歸方程式，若應用於另一 樣本其相關縮減情形並不會很嚴重。