我國高中職五專生教師教學熱忱、學生情緒困擾、自我教育期望與

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越密切、經常指導子女的作業或對子女有較高的教育期望，則子女對自身教育期 望以及未來的教育成就也會越高。畢竟，家庭結構有變故之家庭，父母離婚或父 母一方死亡，經濟負擔、對子女之管教、就學、陪伴子女的時間及體力等，會感 到一定程度之壓力，為了經濟收入而無法有足夠之親子互動，單親之父或母之一 方無法做好自我心理調適，都是影響學生在學業成就及自我教育期望的重要因素 之一(2011，吳瑞華)。

第四節 我國高中職五專生教師教學熱忱、學生情緒困 擾、自我教育期望與偏差行為之相關與探討

本節探討我國高中職五專生教師教學熱枕、學生情緒困擾、自我教育期望對 偏差行為之間的關係如何進行分析，分別以「教師教學熱枕」、「學生情緒困擾」、

「自我教育期望」對「偏差行為」進行 Pearson 積差相關，以瞭解「教師教學熱 枕」、「學生情緒困擾」、「自我教育期望」對「偏差行為」之關係，分析說明如下：

壹、 教師教學熱忱、學生情緒困擾、自我教育期望與偏差 行為之相關

表 26 是教師教學熱枕、學生情緒困擾、自我教育期望對偏差行為之相關分 析，教師教學熱枕與偏差行為(學業適應問題)及偏差行為(反社會性偏差行為)之 間的 Pearson 相關係數分別為-.068、-.058，表示教師教學熱枕與偏差行為不論是 屬學業適應問題或反社會性偏差行為，彼此之間有著顯著負相關存在，亦代表教 師教學熱忱越高，產生偏差行為越少。

其次，學生情緒困擾與偏差行為(學業適應問題)及偏差行為(反社會性偏差行 為)之間的 Pearson 相關係數分別.062、.078，表示學生情緒困擾與反社會性偏差 行為有顯著正相關存在，學生情緒困擾傾向發生越高，則與反社會性偏差行為的 發生率越高。

自我期望方面，自我教育期望與偏差行為(學業適應問題)及偏差行為(反社會 性偏差行為)之間的 Pearson 相關係數分別為 -.068、-.097，表示自我教育期望與

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整體偏差行為有顯著的負相關存在，亦表示自我教育期望越高則發生偏差行為越 低。

表 26：教師教學熱枕、學生情緒困擾、自我教育期望對偏差行為之相關分析摘 要表

投入變項

偏差行為 Pearson 相關係數

學業適應問題 反社會性偏差行為

教師教學熱忱 -.068** -.058**

學生情緒困擾 .062** .078**

自我教育期望 -.068** -.097**

資料來源：研究者自行整理。***P <.01 **P<.025。

貳、 綜合討論

根據研究結果發現，由表 26 可知，學生情緒困擾與偏差行為(學業適應問題) 及偏差行為(反社會性偏差行為)之間有顯著正相關存在，教師教學熱忱與自我教 育期望兩者，與偏差行為均達顯著負相關存在，根據此結果，進一步討論如下：

本研究自變項中的學生情緒困擾傾向發生越高，則與反社會性偏差行為的發 生率越高，與黃玉、樓美玲 (2005) 研究屏東市某技術學院五專一至三年級的學 生，以立意抽樣取得有效樣本共 294 人，進行問卷調查與統計分析發現，負面情 緒、父母婚姻衝突與偏差行為呈正相關，目擊家庭或父母衝突等情形會誘發孩子 負面情緒及產生情緒困擾，經常在類似此環境中長大的青少年通常會出現反社會 的人格及學校適應不良、同儕相處困難等情形，反社會性偏差行為也較容易產生，

其結果與本研究相同。由此觀之，如果青少年成長中的家庭成員有良好互動且面 對事情有正向態度，再加上遇見家庭衝突有好的輔導及支持系統從旁協助並給予 正向支持，被激發的負面情緒而導致偏差行為發生率可能會降低許多。

其次，教師教學熱忱與自我教育期望對偏差行為有顯著的負相關存在，即表 示教師教學熱忱越高及自我教育期望越高則偏差行為越少，與呂仁禮 (2016) 針

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對 PISA2012 年台灣資料庫中，影響學生學業成就之有效能學校階層線性模式探 究，發現學生教師教學熱忱是學校效能很重要之一環，會影響學生在學習上之效 果，教師教學熱忱也會減低偏差行為之產生；教師教學熱忱高，對於學生也會有 較高之教育期望，會影響學生自我教育期望之高低，學生自我教育期望高，其學 業及學習效能也會較好，與本研究結果相同。

所以，教師有著不容忽視的影響力量，對於學生不管在人格、學業成就、自 我概念、成就動機等都不容小覷，因此教師對學生應有適當的教育期望水準，以 利激發其學習動機與努力朝自己目標前進的熱忱。

第五節 我國高中職五專生教師教學熱忱、學生情緒困 擾、自我教育期望與偏差行為的多元迴歸分析 與探討

本節根據問卷調查之結果，就教師教學熱忱、學生情緒困擾、自我教育期望 對於偏差行為進行預測分析，以教師教學熱忱、學生情緒困擾、自我教育期望為 自變項，偏差行為為依變項，採用多元逐步迴歸分析之方式，進而考驗教師教學 熱忱、學生情緒困擾、自我教育期望對偏差行為之預測力，測驗結果分別敘述如 下：

壹、 各自變項對於偏差行為之預測情形

分析教師教學熱忱、學生情緒困擾、自我教育期望(自變項)對偏差行為(依變 項)的預測情形，偏差行為區分為「反社會性偏差行為」及「學業適應問題」兩 種，「反社會性偏差行為」在此問卷題目分別為：1.在學校打架，或和老師起衝 突。2.逃家(翹家)。3.逃學。4.抽煙、喝酒或吃檳榔。5.偷竊或破壞他人物品。「學 業適應問題」在此問卷題目分別為：1.看黃色書刊、光碟或上色情網站。2.考試 作弊。3.翹課，預測情形結果如表 27、28 所示：

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表 27：自變項對偏差行為(反社會性偏差行為)之迴歸分析摘要表

投入變項 ^樣本數

未標準化係數 標準化係數

R 平方 t F

B 之估計值 標準誤差 Beta 分配

自我教育期望 學生情緒困擾 教師教學熱忱

12891 -.047 .004 -.098 .009 -11.155 121.525***

12891 .026 .003 .081 .016 9.295 103.954***

12891 -.017 .003 -.048 .018 -5.485 79.489***

資料來源：研究者自行整理。***P<.001。

從上表 27 之多元逐步迴歸分析結果得知，有效樣本數 12891 個，在三個自 變項中，自我教育期望(Beta=-.098)，對依變項偏差行為(反社會性偏差行為)的解 釋變異量 0.9％，學生情緒困擾(Beta=.081)，對依變項偏差行為(反社會性偏差行 為)的解釋變異量 1.6％，教師教學熱忱(Beta=-.048)，對依變項偏差行為(反社會 性偏差行為)的解釋變異量 1.8％，三個自變項達顯著水準以上而進入迴歸模式，

由進入模式變項的標準化係數 Beta 分配之正負值來看，自我教育期望及教師教 學熱忱均呈現負值且達顯著，顯示此二個對偏差行為(反社會性偏差行為)之預測

，具有負向的影響。學生情緒困擾為正值且達顯著相關，顯示其對偏差行為有正 向的影響，故可以表示學生自我教育期望及教師教學熱忱越高，產生偏差行為(反 社會性偏差行為)的可能性越低，學生情緒困擾越高，產生偏差行為(反社會性偏 差行為)的可能性則越高，F 值達顯著表示彼此間之關係是可以預測的。

表 28：自變項對偏差行為(學業適應問題)之迴歸分析摘要表

投入變項 樣本數

未標準化係數 標準化係數

R 平方 t F檢定

B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 自我教育期望

學生情緒困擾 教師教學熱忱

12771 -.035 .005 -.065 .004 -7.375 55.339***

12771 .023 .003 .064 .008 7.234 53.593***

12771 -.024 .003 -.062 .012 -7.052 52.443***

資料來源：研究者自行整理。***P<.001。

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從上表 28 之多元逐步迴歸分析結果得知，有效樣本數 12771 個，在三個自 變項中，自我教育期望(Beta=-.065)，對依變項偏差行為(學業適應問題)的解釋變 異量 0.4％，學生情緒困擾(Beta=.064)，對依變項偏差行為(學業適應問題)的解釋 變異量 0.8％，教師教學熱忱(Beta=-.062)，對依變項偏差行為(學業適應問題)的 解釋變異量 1.2％，三個自變項達顯著水準以上而進入迴歸模式，由進入模式變 項的標準化係數 Beta 分配之正負值來看，自我教育期望及教師教學熱忱均為負 值且達顯著相關，顯示此二個對偏差行為(學業適應問題)之預測，具有負向的影 響。學生情緒困擾為正值，顯示其對偏差行為有正向的影響，故可以表示學生自 我教育期望及教師教學熱忱越高，產生偏差行為(學業適應問題)的可能性越低，

學生情緒困擾越高，產生偏差行為(反社會性偏差行為)的可能性則越高，F 值達 顯著表示彼此間之關係是可以預測的。

貳、 綜合討論

本研究旨在探討我國高中職五專學生教師教學熱忱、學生情緒困擾、自我教 育期望與偏差行為關係，教師教學熱忱、學生情緒困擾、自我教育期望作為自變 項，再以偏差行為為依變項，進行多元逐步迴歸分析，結果討論歸納如下：從表 27 可以得知依變項偏差行為屬於「反社會性偏差行為」面項來看，教師教學熱 忱、學生情緒困擾、自我教育期望三個自變項達顯著水準以上而進入迴歸模式，

從 Beta 係數來看，自我教育期望、教師教學熱忱變項為負值，學生情緒困擾為 正值，因此，可以得知學生自我教育期望及教師教學熱忱越高，產生偏差行為(反 社會性偏差行為)的可能性越低，學生情緒困擾越高，產生偏差行為(反社會性偏 差行為)的可能性則越高，F 值達顯著表示彼此間之關係是可以預測的。自我教 育期望高的學生在學習上有一定程度上之效能，譚子文 (2011) 研究臺灣地區高 中生依附關係、自我概念與偏差行為就發現，高學習自我效能的高中生產生偏差 行為的結果較低。陳俊瑋 (2011) 年研究台東縣國中生家庭結構、父母管教態度 與偏差行為之關係，提到 Hirschi 研究偏差行為提到社會控制理論，認為產生偏 差行為歸因於個人與社會鍵的連結，社會鍵有四個主要因素，分別為依附、參與、

投入與信念，在投入因素中就指出當一個人非常投入或追求目標達到理想的抱負 及期望，越會達到社上中合理的目標及表現，越不會產生偏差行為；另外辜易天

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(2006) 分析國中生依附關係、活動參與、教育抱負與偏差行為，也顯示出教育 抱負越高，也就是自我教育期望越高，偏差行為發生的機率越低，前述兩者均與 本研究自我期望越高越不會產生偏差行為結果相符，教師教學熱忱越高產生偏差 行為的可能性越低，與第四節研究相同。

學生情緒困擾與賴慧敏、鄭博文、陳清檳 (2017) 研究臺灣青少年憂鬱情緒 與偏差行為之縱貫性研究發現，憂鬱情緒與偏差行為起始狀態具有顯著相關，憂 鬱情緒與偏差行為存在相互影響效果相符合，可見學生情緒困擾與偏差行為交互 影響著。又與許甄育 (2006) 研究緊張因素、負面情緒、制握信念與男女性青少 年偏差行為之關聯性研究中也得知，負面生活及情緒等困擾皆對整體性偏差行為

學生情緒困擾與賴慧敏、鄭博文、陳清檳 (2017) 研究臺灣青少年憂鬱情緒 與偏差行為之縱貫性研究發現，憂鬱情緒與偏差行為起始狀態具有顯著相關，憂 鬱情緒與偏差行為存在相互影響效果相符合，可見學生情緒困擾與偏差行為交互 影響著。又與許甄育 (2006) 研究緊張因素、負面情緒、制握信念與男女性青少 年偏差行為之關聯性研究中也得知，負面生活及情緒等困擾皆對整體性偏差行為