R孔1SEA <.08 .047 疋日
NFl >.90 .990 疋日
增量適配指標 RFI >.90 .984 是
IF且 冒且圓 >.90 .992 是
CFI >.90 .992 疋日
精簡適配指標 CN >200 686 是
***p< .001
除整體適配度考驗外，圖 5 為學生教育抱負與學習成就整體 LGCM 末標準
化係數估計。由圖 5 可發現，教育抱負截距對學習成就斜率有顯著正向的影響
效果(未標準化係數值為 .22 'P < .001) ，這代表教育抱負初始狀態愈高，其 學習成就成長速率愈陡峭。學習成就截距對教育抱負斜率也有顯著正向的影響 效果(未標準化係數值為.30 'P < .001) ，這代表學習成就初始狀態、愈高，其 教育抱負成長速率也愈陡峭。此外，教育抱負截距與學習成就截距的共變數達
陳俊玲
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<當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 開山~:rorm;，l 川仕:r川咐=!軒然係數值為.詣 ，
r = .26 'p < .001)，由於r
= .26'代表相關係數效果量的?
=肘，亦即學生教育抱負成長速率與學習成就成長速率互相的解釋變異量約 為 7% '根據Cohen (1988, 1992) 對於相關係數效果量的判斷，屬於小效果 量，也代表教育抱負成長速率與學習成就成長速率呈顯著正相關。最後，教育 抱負截距與教育抱負斜率殘差項的共變數達統計的顯著水準(未標準化係數值
為.18
' r =.11 'p <.05 )，由於r
= .11'代表相關係數效果量的?= .01 ，亦即學
生教育抱負初始狀態與學生教育抱負成長速率互相的解釋變異量約為 1% '根 據Cohen (1988, 1992) 對於相關係數效果量的判斷，屬於小效果量，也代表 教育抱負初始狀態與其成長速率呈顯著正相關;而學習成就截距與學習成就斜率殘差項的共變數也達統計的顯著水準(未標準化係數值為 .05 ' r = .11 ' p
< .05)
，由於r
= .11'代表相關係數效果量的正=
.01'亦即學習成就初始狀態
與學習成就成長速率互相的解釋變異量約為 1% '根據 Cohen (1988, 1992) 對於相關係數效果量的判斷，屬於小效果量，也代表學習成就初始狀態與其成長 速率呈顯著正相關。
(四)學生教育抱負與學習成就整體LGCM的討論
本研究發現，學生教育抱負與學習成就整體LGCM的整體適配度相當理 想，故本研究所提之理論模式可以獲得實證資料的支持。其次，本研究發現，
學生教育抱負初始狀態與學習成就初始狀態呈顯著正相關，這與過去橫斷面研
究(巫有鐘， 1999 ' 2007 ;李文益、黃毅志， 2004 ;李鴻章， 2006 ;陳易甫'
2000 ;陳俊瑋、黃毅志，2011 ;陳順利， 2001 ;楊肅棟， 2001 ;劉正， 2006 ;
蔡明昌， 1997 ; Buchmann & Dalton, 2002; Khatt泊， 2003, 2005; Salami, 2008;
Seginer & Vermu1st, 2002) 所得到的研究發現相同，但從長期追蹤資料來看，
它只是特定時間點學生教育抱負與學習成就的關係而已。不過，學生教育抱負 初始狀態對學習成就成長速率有顯著正向的影響效果，它代表的是較早時間點
品
陳俊瑋
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學生教育抱負對於學習成就改變量的影響效果，這除了反映「富者愈富，貧者 愈貧」的馬太效應、現象外，也再次驗證了心理學「白驗預言」理論的觀點;而 學習成就初始狀態、對於學生教育抱負成長速率有顯著正向的影響效果，它代表 的是較早時間點學習成就對於學生教育抱負改變量的影響效果，這仍反映「富 者愈富，貧者愈貧」的馬太效應、現象，也再次驗證了社會學「威斯康辛模型」
理論的觀點。