二、壓力知覺與段考成績之關係散布圖
根據Hebb (1955) 所提出的倒U型理論。這個假說指出在極低或極高的壓力 下，表現都會變差。在中度壓力下，也就是Pestonjee (1987) 所說的最佳壓力，
則可能可以做出最佳的表現。圖10為以壓力知覺量表得分為橫軸（X軸），以國 文段考成績為縱軸（Y軸）所繪製的散佈圖，由圖10大致可看出觀察值的分布情 形大致成一個倒U型，壓力知覺得分越低的同學在國文段考成績的表現上有偏低 的趨勢，而壓力知覺得分越高的同學在國文段考成績的表現上也有偏低的趨勢，
中間的觀察值顯示中度壓力知覺的學生，其在國文段考成績的表現上顯得較佳。
圖10 壓力知覺與國文段考成績之關係散布圖
圖11為以壓力知覺量表得分為橫軸（X軸），以英文段考成績為縱軸（Y軸）
所繪製的散佈圖，由圖11大致可看出觀察值的分布情形大致成一個倒U型，壓力 知覺得分越低的同學在英文段考成績的表現上有偏低的趨勢，而壓力知覺得分越 高的同學在英文段考成績的表現上也有偏低的趨勢，中間的觀察值顯示中度壓力 知覺的學生，其在英文段考成績的表現上顯得較佳。
圖11 壓力知覺與英文段考成績之關係散布圖
圖12為以壓力知覺量表得分為橫軸（X軸），以數學段考成績為縱軸（Y軸）
所繪製的散佈圖，由圖12大致可看出觀察值的分布情形大致成一個倒U型，壓力 知覺得分越低的同學在數學段考成績的表現上有偏低的趨勢，而壓力知覺得分越 高的同學在數學段考成績的表現上也有偏低的趨勢，中間的觀察值顯示中度壓力 知覺的學生，其在數學段考成績的表現上顯得較佳。
圖12 壓力知覺與數學段考成績之關係散布圖
圖13為以壓力知覺量表得分為橫軸（X軸），以國、英、數段考成績平均為 縱軸（Y軸）所繪製的散佈圖，由圖13大致可看出觀察值的分布情形大致成一個 倒U型，壓力知覺得分越低的同學在國、英、數段考成績平均的表現上有偏低的 趨勢，而壓力知覺得分越高的同學在國、英、數段考成績平均的表現上也有偏低 的趨勢，中間的觀察值顯示中度壓力知覺的學生，其在國、英、數段考成績平均 的表現上顯得較佳。
圖13 壓力知覺與國、英、數段考成績平均之關係散布圖
三、壓力知覺與國文段考成績之線性關係與二次曲線關係
以壓力知覺為自變項，國文段考成績為依變項。壓力知覺與國文段考成績的 線性迴歸模式中，壓力知覺與國文段考成績的多元相關係數為.408，解釋變異量 為23.1%，迴歸模式達顯著水準(F＝109.993，p＝.000＜.05)，Beta值等於.480達 顯水準(t＝10.488，p＝.000＜.05)；而在壓力知覺與國文段考成績的二次曲線迴 歸模式中，壓力知覺與國文段考成績的多元相關係數為.598，解釋變異量R2為.358，
解釋變異量為35.8%，迴歸模式達顯著水準(F＝101.869，p＝.000＜.05)，一次項 的標準化迴歸係數(Beta)等於2.743，檢定之t值＝10.186，p＝.000＜.05，達顯著 水準，二次項的標準化迴歸係數(Beta)等於-2.291，檢定之t值＝8.506，p＝.000
＜.05，達顯著水準。由此可知以壓力知覺去預測國文段考成績的表現，二次曲 線模式較為適合。壓力知覺預測國文段考成績的二次方程式為：Y＝-26.462＋
5.476X-.070X2（未標準化之回歸方程式）；Y＝2.743X-2.291X2（標準化之回歸 方程式）。其統計分析結果如附錄(三)表8~表11所示。
圖14 壓力知覺與國文段考成績二次曲線關係圖
四、壓力知覺與英文段考成績之線性關係與二次曲線關係
以壓力知覺為自變項，英文段考成績為依變項。壓力知覺與英文段考成績的 線性迴歸模式中，壓力知覺與英文段考成績的多元相關係數為.343，解釋變異量 為11.8%，迴歸模式達顯著水準(F＝48.895，p＝.000＜.05)，Beta值等於.343達顯 水準(t＝6.993，p＝.000＜.05)；而在壓力知覺與英文段考成績的二次曲線迴歸模 式中，壓力知覺與英文段考成績的多元相關係數為.541，解釋變異量R2為.293，
解釋變異量為29.3%，迴歸模式達顯著水準(F＝75.832，p＝.000＜.05)，一次項的 標準化迴歸係數(Beta)等於3.002，檢定之t值＝10.627，p＝.000＜.05，達顯著水 準，二次項的標準化迴歸係數(Beta)等於-2.692，檢定之t值＝-9.529，p＝.000＜.05，
達顯著水準。由此可知以壓力知覺去預測英文段考成績的表現，二次曲線模式較 為適合。壓力知覺預測英文段考成績的二次方程式為：Y＝-73.936＋
8.037X-.110X2（未標準化之回歸方程式）；Y＝3.002X-2.692X2（標準化之回歸 方程式）。其統計分析結果如附錄(三)表12~表15所示。
圖15 壓力知覺與英文段考成績二次曲線關係圖
五、壓力知覺與數學段考成績之線性關係與二次曲線關係
以壓力知覺為自變項，數學段考成績為依變項。壓力知覺與數學段考成績的 線性迴歸模式中，壓力知覺與數學段考成績的多元相關係數為.237，解釋變異量 為5.6%，迴歸模式達顯著水準(F＝21.777，p＝.000＜.05)，Beta值等於.237達顯 水準(t＝4.677，p＝.000＜.05)；而在壓力知覺與數學段考成績的二次曲線迴歸模 式中，壓力知覺與數學段考成績的多元相關係數為.534，解釋變異量R2為.285，
解釋變異量為28.5%，迴歸模式達顯著水準(F＝72.928，p＝.000＜.05)，一次項的 標準化迴歸係數(Beta)等於3.275，檢定之t值＝11.526，p＝.000＜.05，達顯著水 準，二次項的標準化迴歸係數(Beta)等於-3.076，檢定之t值＝-10.825，p＝.000＜.05，
達顯著水準。由此可知以壓力知覺去預測數學段考成績的表現，二次曲線模式較 為適合。壓力知覺預測數學段考成績的二次方程式為：Y＝-112.100＋
9.174X-.140X2（未標準化之回歸方程式）；Y＝3.275X-3.076X2（標準化之回歸 方程式）。其統計分析結果如附錄(三)表16~表19所示。
圖 16 壓力知覺與數學段考成績之二次曲線關係圖
六、壓力知覺與國、英、數段考成績平均之線性關係與二次曲線關係
以壓力知覺為自變項，國、英、數段考成績平均為依變項。壓力知覺與國、
英、數段考成績平均的線性迴歸模式中，壓力知覺與國、英、數段考成績平均的 多元相關係數為.374，決定係數等於.140，解釋變異量為14.0%，迴歸模式達顯著 水準(F＝59.579，p＝.000＜.05)，Beta值等於.374達顯水準(t＝7.719，p＝.000＜.05)；
而在壓力知覺與國、英、數段考成績平均的二次曲線迴歸模式中，壓力知覺與國、
英、數段考成績平均的多元相關係數為.601，解釋變異量為36.2%，迴歸模式達 顯著水準(F＝103.745，p＝.000＜.05)，一次項的標準化迴歸係數(Beta)等於3.366，
檢定之t值＝12.542，p＝.000＜.05，達顯著水準，二次項的標準化迴歸係數(Beta) 等於-3.030，檢定之t值＝-11.287，p＝.000＜.05，達顯著水準。由此可知以壓力 知覺去預測國、英、數段考成績平均的表現，二次曲線模式較為適合。壓力知覺 預測國、英、數段考成績平均的二次方程式為： Y＝-70.833-0.107X+7.742 X2（未 標準化之回歸方程式）；Y＝3.366X-3.030X2（標準化之回歸方程式）。其統計 分析結果如附錄(三)表20~表23所示。
圖 17 壓力知覺與國、英、數段考成績平均之二次曲線關係圖
七、心肺適能與國文段考成績之簡單迴歸分析
以心肺適能為自變項，國文段考成績為依變項。心肺適能與國文段考成績之 多元相關係數為.155、決定係數R2等於.024，表示心肺適能可以有效解釋國文段 考成績2.4%的變異量，亦即心肺適能變項對國文段考成績變項有2.4%的解釋力。
迴歸分析中的係數值，常數項等於70.913，未標準化的迴歸係數心肺適能的參數 等於3.057，標準化的迴歸係數Beta值＝.155，t值＝3.015，p＝.003＜.05，達顯著 水準，表示學生的心肺適能越佳，學生的國文段考成績越高。其統計分析結果如 附錄(三)表24~表25所示。心肺適能預測國文段考成績平均的線性方程式如下所 示：
Y＝70.913＋3.057X（未標準化之回歸方程式）;
Y＝.155X（標準化之回歸方程式）。
圖18 心肺適能與國文段考成績線性關係圖
八、心肺適能與英文段考成績之簡單迴歸分析
以心肺適能為自變項，英文段考成績為依變項。心肺適能與英文段考成績之 多元相關係數為.109、決定係數R2等於.012，表示心肺適能可以有效解釋英文段 考成績1.4%的變異量，亦即心肺適能變項對英文段考成績變項有1.2%的解釋力。
迴歸分析中的係數值，常數項等於60.160，未標準化的迴歸係數心肺適能的參數 等於2.871，標準化的迴歸係數Beta值＝.109，t值＝2.098，p＝.037＜.05，達顯著 水準，表示學生的心肺適能越佳，學生的英文段考成績越高。其統計分析結果如 附錄(三)表26~表27所示。心肺適能預測英文段考成績平均的線性方程式如下所 示：
Y＝60.160＋2.871X（未標準化之回歸方程式）;
Y＝.109X（標準化之回歸方程式）。
圖19 心肺適能與英文段考成績線性關係圖
九、心肺適能與數學段考成績之簡單迴歸分析
以心肺適能為自變項，數學段考成績為依變項。心肺適能與數學段考成績之 多元相關係數為.138、決定係數R2等於.019，表示心肺適能可以有效解釋數學段 考成績1.9%的變異量，亦即心肺適能變項對數學段考成績變項有1.9%的解釋力。
迴歸分析中的係數值，常數項等於42.629，未標準化的迴歸係數心肺適能的參數 等於4.034，標準化的迴歸係數Beta值＝.138，t值＝2.671，p＝.008＜.05，達顯著 水準，表示學生的心肺適能越佳，學生的數學段考成績越高。其統計分析結果如 附錄(三)表28~表29所示。心肺適能預測數學段考成績平均的線性方程式如下所 示：
Y＝42.629＋4.034X（未標準化之回歸方程式）;
Y＝.138X（標準化之回歸方程式）。
圖20 心肺適能與數學段考成績線性關係圖
十、心肺適能與國、英、數段考成績平均之簡單迴歸分析
以心肺適能為自變項，國、英、數段考成績平均為依變項。心肺適能與國、
英、數段考成績平均之多元相關係數為.147、決定係數R2等於.021，表示心肺適 能可以有效解釋國、英、數段考成績平均2.1%的變異量，亦即心肺適能變項對國、
英、數段考成績平均變項有2.1%的解釋力。迴歸分析中的係數值，常數項等於 57.901，未標準化的迴歸係數心肺適能的參數等於3.321，標準化的迴歸係數Beta 值＝0.147，t值＝2.839，p＝.005＜.05，達顯著水準，表示學生的心肺適能越佳，
學生的國、英、數段考成績平均越高。其統計分析結果如附錄(三)表30~表31所 示。心肺適能預測國、英、數段考成績平均平均的線性方程式如下所示：
學生的國、英、數段考成績平均越高。其統計分析結果如附錄(三)表30~表31所 示。心肺適能預測國、英、數段考成績平均平均的線性方程式如下所示：