教師正向心理資本與教學效能之線性關係

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第四節教師正向心理資本與教學效能之線性關係

壹、教師正向心理資本對於「教學準備」之預測分析

針對教師正向心理資本對於教師教學效能的教學準備構面之解釋力，採 用迴歸分析進行統計，以教師正向心理資本的四個構面為自變項，以教師教 學效能的教學準備構面為依變項，分析結果如表 4-16 所示：

表 4-16

教師正向心理資本對「教學準備」構面之迴歸分析摘要

自變項 原始

迴歸係數 B 標準誤 標準化

迴歸係數β t 值

共線性診斷

允差 VIF

常數 ^{1.53 0.17 8.89***}

自信 ^{0.11 0.05 0.11 2.37* 0.55 1.81}

希望 ^{0.33 0.06 0.30 5.95*** 0.49 2.06}

樂觀 ^{0.19 0.05 0.21 3.90*** 0.43 2.34}

復原力 ^{-0.01 0.04 -0.1 -0.27 0.50 1.98}

整體模型

R=0.53 R

²=0.28

F=57.97***

註：*p＜.05; * * *p＜.001

各構面之間允差最小值 0.43，變異數膨脹因素(VIF)最大值 2.34，顯示此 迴歸模式良好，共線性問題並不嚴重。整體模型達顯著（F=57.97, p=0.000）， 可解釋變異量(R²)為 0.28，顯示教師正向心理資本可以解釋教學準備的總變 異量為 28%。

在教師正向心理資本個別構面的解釋力部分，分析發現自信（t=2.37,

p=0.018）

、希望（t=5.95, p=0.000）與樂觀（t=3.90, p=0.000）構面皆具有顯 著的解釋力，復原力構面（t=-0.27, p=0.786）則未達顯著。

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綜上所述，教師正向心理資本整體上對教師教學效能的教學準備構面有 明顯的預測力，意即教師的正向心理資本越佳，則教學準備的表現也越佳，

而就教師正向心理資本各構面來看，自信、希望與樂觀三個構面亦存在顯著 之預測力，標準化迴歸係數顯示以希望構面(β=0.30)為最，此研究結果與許 銘顯（2011）之研究結果相同，另與李新民（2009）、高夏雯（2010）之研究 結果相仿，但是與高夏雯（2010）及王淑女（2011）研究結果中復原力具解 釋力之結論有顯著之不同。

貳、教師正向心理資本對於「教材內容」之預測分析

針對教師正向心理資本對於教師教學效能的教材內容構面之解釋力，採 用迴歸分析進行統計，以教師正向心理資本的四個構面為自變項，以教師教 學效能的教材內容構面為依變項，分析結果如表 4-17 所示：

表 4-17

教師正向心理資本對「教材內容」構面之迴歸分析摘要

自變項 原始

迴歸係數 B 標準誤 標準化

迴歸係數β t 值

共線性診斷

允差 VIF

常數 ^{1.86 0.14 12.82***}

自信 ^{0.22 0.04 0.25 5.61*** 0.55 1.81}

希望 ^{0.29 0.05 0.30 6.24*** 0.49 2.06}

樂觀 ^{0.15 0.04 0.19 3.76*** 0.43 2.34}

復原力 ^{-0.09 0.04 -0.11 -2.39* 0.50 1.98}

整體模型

R =0.58 R

²=0.33

F=73.48***

註：*p＜.05; * * *p＜.001

各構面之間允差最小值 0.43，變異數膨脹因素(VIF)最大值 2.34，顯示此

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迴歸模式良好，共線性問題並不嚴重。整體模型達顯著（F=73.48, p=0.000）， 可解釋變異量(R²)為 0.33，顯示教師正向心理資本可以解釋教材內容的總變 異量為 33%。

在教師正向心理資本個別構面的解釋力部分，分析發現自信（t=5.61,

p=0.000）

、希望（t=6.24, p=0.000）、樂觀（t=3.76, p=0.000）與復原力（t=-2.686,

p=0.017）構面皆具有顯著的解釋力。

綜上所述，教師正向心理資本整體及各構面對教師教學效能的教材內容 構面皆存在明顯的預測力，意即教師的正向心理資本越高，則教材內容也越 佳，標準化迴歸係數顯示以希望構面(β=0.30)最好，此研究結果與許銘顯

（2011）之研究結果：愈懷「希望」者，教學效能表現愈高一致，另與李新 民（2009）、高夏雯（2010）之研究結果相仿，但是與高夏雯（2010）及王淑 女（2011）研究結果中復原力具正向解釋力之結論有顯著之不同。

參、教師正向心理資本對於「教學策略」之預測分析

針對教師正向心理資本對於教師教學策略的教學準備構面之解釋力，採 用迴歸分析進行統計，以教師正向心理資本的四個構面為自變項，以教師教 學效能的教學策略構面為依變項，分析結果如表 4-18 所示：

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表 4-18

教師正向心理資本對「教學策略」構面之迴歸分析摘要

自變項 原始

迴歸係數 B 標準誤 標準化

迴歸係數β t 值

共線性診斷

允差 VIF

常數 ^{1.19 0.16 7.38***}

自信 ^{0.26 0.04 0.26 5.77*** 0.55 1.81}

希望 ^{0.38 0.05 0.35 7.30*** 0.49 2.06}

樂觀 ^{0.07 0.05 0.08 1.55 0.43 2.34}

復原力 ^{-0.01 0.04 -0.01 -0.16 0.50 1.98}

整體模型

R =0.59 R

²=0.35

F=80.84***

註：* * *p＜.001

各構面之間允差最小值 0.43，變異數膨脹因素(VIF)最大值 2.34，顯示此 迴歸模式良好，共線性問題並不嚴重。整體模型達顯著（F=80.84, p=0.000），

可解釋變異量(R²)為 0.35，顯示教師正向心理資本可以解釋教學策略的總變 異量為 35%。

在教師正向心理資本個別構面的解釋力部分，分析發現自信（t=5.77,

p=0.000）與希望（t=7.30, p=0.000）構面皆具有顯著的解釋力，樂觀（t=1.55, p=0.122）與復原力構面（t=-0.16, p=0.874）則未達顯著。

綜上所述，教師正向心理資本整體上對教師教學效能的教學策略構面有 明顯的預測力，意即教師的正向心理資本越高，則教學策略也越佳，而就教 師正向心理資本各構面來看，自信與希望二個構面亦存在顯著之預測力，標 準化迴歸係數顯示以希望構面(β=0.35)最佳，此研究結果與許銘顯（2011）

之研究結果相同，另與李新民（2009）、高夏雯（2010）之研究結果相仿，但 是與高夏雯（2010）及王淑女（2011）研究結果中復原力對教師教學效能具 有解釋力之結論有不同。

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肆、教師正向心理資本對於「班級經營」之預測分析

針對教師正向心理資本對於教師教學效能的班級經營構面之解釋力，採 用迴歸分析進行統計，以教師正向心理資本的四個構面為自變項，以教師教 學效能的班級經營構面為依變項，分析結果如表 4-19 所示：

表 4-19

教師正向心理資本對「班級經營」構面之迴歸分析摘要

自變項 原始

迴歸係數 B 標準誤 標準化

迴歸係數β t 值

共線性診斷

允差 VIF

常數 ^{2.01 0.15 13.16***}

自信 ^{0.14 0.04 0.15 3.30** 0.55 1.81}

希望 ^{0.33 0.05 0.33 6. 72*** 0.49 2.06}

樂觀 ^{0.03 0.04 0.04 0.69 0.43 2.34}

復原力 ^{0.06 0.04 0.08 1.73 0.50 1.98}

整體模型

R =0.53 R

²=0.28

F=58.13***

註：**p＜.01; * * *p＜.001

各構面之間允差最小值 0.43，變異數膨脹因素(VIF)最大值 2.34，顯示此 迴歸模式良好，共線性問題並不嚴重。整體模型達顯著（F=58.13, p=0.000）， 可解釋變異量(R²)為 0.28，顯示教師正向心理資本可以解釋班級經營的總變 異量為 28%。

在教師正向心理資本個別構面的解釋力部分，分析發現自信（t=3.29,

p=0.001）與希望（t=6.72, p=0.000）構面皆具有顯著的解釋力，樂觀（t=0.69, p=0.491）與復原力構面（t=1.73, p=0.084）則未達顯著。

綜上所述，教師正向心理資本整體上對教師教學效能的班級經營構面存 在有明顯的預測力，意即教師的正向心理資本越佳，則班級經營也越好，而

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就教師正向心理資本各構面來看，自信與希望二個構面亦存在顯著之預測力，

樂觀與復原力則無，標準化迴歸係數顯示以希望構面(β=0.33)最佳，此研究 結果與許銘顯（2011）之研究結果相同，另與李新民（2009）、高夏雯（2010）

之研究結果相仿，但是與高夏雯（2010）及王淑女（2011）研究結果不同。

伍、教師正向心理資本對於「教學評鑑」之預測分析

針對教師正向心理資本對於教師教學效能的教學評鑑構面之解釋力，採 用迴歸分析進行統計，以教師正向心理資本的四個構面為自變項，以教師教 學效能的教學評鑑構面為依變項，分析結果如表 4-20 所示：

表 4-20

教師正向心理資本對「教學評鑑」構面之迴歸分析摘要

自變項 原始

迴歸係數 B 標準誤 標準化

迴歸係數β t 值

共線性診斷

允差 VIF

常數 ^{1.74 0.17 10.31***}

自信 ^{0.16 0.05 0.16 3.45** 0.55 1.81}

希望 ^{0.25 0.05 0.23 4.50*** 0.49 2.06}

樂觀 ^{0.15 0.05 0.17 3.17** 0.43 2.34}

復原力 ^{0.03 0.04 0.04 0.79 0.50 1.98}

整體模型

R =0.51 R

²=0.26

F=53.14***

註：**p＜.01; * * *p＜.001

各構面之間允差最小值 0.43，變異數膨脹因素(VIF)最大值 2.34，顯示此 迴歸模式良好，共線性問題並不嚴重。整體模型達顯著（F=53.14, p=0.000），

可解釋變異量(R²)為 0.26，顯示教師正向心理資本可以解釋教學評鑑的總變 異量為 26%。

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在教師正向心理資本個別構面的解釋力部分，分析發現自信（t=3.46,

p=0.001）

、希望（t=4.50, p=0.000）與樂觀（t=3.17, p=0.002）構面皆具有顯 著的解釋力，復原力構面（t=0.79, p=0.430）則未達顯著。

綜上所述，教師正向心理資本整體上對教師教學效能的教學評鑑構面有 明顯的預測力，意即教師的正向心理資本越高，則教學評鑑的表現也越好，

而就教師正向心理資本各構面來看，自信、希望與樂觀三個構面亦存在顯著 之預測力，標準化迴歸係數顯示以希望構面(β=0.23)預測力最高，此研究結 果與許銘顯（2011）之研究結果相同，另與李新民（2009）、高夏雯（2010）

之研究結果相仿，但是與高夏雯（2010）及王淑女（2011）研究結果中復原 力具解釋力之結論有顯著之不同。

陸、教師正向心理資本對於「教師教學效能整體」之預測分析

針對教師正向心理資本對於教師教學效能的教師教學效能整體之解釋力，

採用迴歸分析進行統計，以教師正向心理資本的四個構面為自變項，以教師 教學效能整體為依變項，分析結果如表 4-21 所示：

表 4-21

教師正向心理資本對「教師教學效能整體」之迴歸分析摘要

自變項 原始

迴歸係數 B 標準誤 標準化

迴歸係數β t 值

共線性診斷

允差 VIF

常數 ^{1.70 012 14.46***}

自信 ^{0.18 0.03 0.23 5.58*** 0.55 1.81}

希望 ^{0.31 0.04 0.36 8.20*** 0.49 2.06}

樂觀 ^{0.11 0.03 0.16 3.46** 0.43 2.34}

復原力 ^{0.00 0.03 0.00 0.01 0.50 1.98}

整體模型

R =0.659 R

²=0.43

F=114.61***

註：**p＜.01; * * *p＜.001

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各構面之間允差最小值 0.43，變異數膨脹因素(VIF)最大值 2.34，顯示此 迴歸模式良好，共線性問題並不嚴重。整體模型達顯著（F=114.61, p=0.000），

可解釋變異量(R²)為 0.43，顯示教師正向心理資本可以解釋教師教學效能整 體的總變異量為 43%。

在教師正向心理資本個別構面的解釋力部分，分析發現自信（t=5.59,

p=0.000）

、希望（t=8.21, p=0.000）與樂觀（t=3.46, p=0.001）構面皆具有顯 著的解釋力，復原力構面（t=0.01, p=0.996）則未達顯著，標準化迴歸係數顯 示以希望構面(β=0.36)預測力最佳。

綜合以上各構面與整體的回歸模式分析顯示本模式良好，整體模型皆達 顯著，具有良好的解釋力。各構面之統計結果彙整如表 4-22 所示

表 4-22

教師正向心理資本對教學效能整體與各構面之迴歸分析 t 值摘要綜合表

自變項 教學準備 教材內容 教學策略 班級經營 教學評鑑 整體

自信 2.37* 5.61*** 5.77*** 3.30** 3.45** 5.58***

希望 5.95*** 6.24*** 7.30*** 6. 72*** 4.50*** 8.20***

樂觀 3.90*** 3.76*** 1.55 0.69 3.17** 3.46**

復原力 -0.27 -2.39* -0.16 1.73 0.79 0.01

整體模型 F=57.97*** F=73.48*** F=80.84*** F=58.13*** F=53.14*** F=114.61***

註：*p＜.05;**p＜.01; * * *p＜.001

柒、綜合討論

依據表 4-22 所述，可以看出在教師正向心理資本在整體上以及自信、希 望及樂觀三項構面上，對教學效能皆具有顯著之預測力，也就是滿懷自信、

樂觀對待、保持希望等具備正向心理資本的教師，可以期待在教學效能的表 現上有較佳之表現，此研究結果亦與目前大部分之文獻研究之結果相同。而

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在教師正向心理資本的各構面中又以希望構面的表現最佳，也就是說一個常 保希望的教師，對於學生與本身的表現能有更佳的期待，以研究者的長期觀 察，此研究結果與目前教學現場狀況相合。在學校教師的表現中，對教學職 場並不抱希望亟欲退休或離職之教師，因其教學表現的就比較被動，並不會 在教學效能上有積極的作為；或者是一個充斥不滿或悲觀的教師，往往抱著 這麼做也沒有用的想法，常常是學校裡比較需要特別關懷的，甚至是不適任 教師的觀察名單。而在學校效能表現較佳的教師，在外在呈現著充滿自信，

並有樂觀而進取的心態，特別的是這些教師會不斷給人希望，鼓勵他人學習 與成長，其本身也常是某領域中的佼佼者，因此常成為其他人倚賴或請益之 對象，因此研究證明能夠提升老師的自信，並讓老師保持樂觀與希望，也就 能期待教師有較佳的績效表現，而特別增強教師的希望，則有更明顯的表現。

並有樂觀而進取的心態，特別的是這些教師會不斷給人希望，鼓勵他人學習 與成長，其本身也常是某領域中的佼佼者，因此常成為其他人倚賴或請益之 對象，因此研究證明能夠提升老師的自信，並讓老師保持樂觀與希望，也就 能期待教師有較佳的績效表現，而特別增強教師的希望，則有更明顯的表現。

在文檔中 國民中學教師正向心理資本與教學效能關係之研究 - 政大學術集成 (頁 65-75)