研究對象社會人口學變項與自覺性健康程度、自我效能及行為

自我效能及行為意圖之相關性

為了解研究對象社會人口學變項與自覺性健康程度、自我效能及行 為意圖之間關係，將社會人口學變項中之「婚姻狀況」、「有無子女」、「教 育程度」、「學校護理人員年資」、「非學校護理人員年資兼任行政工作」、

「學校以外的職場曾有與個案討論過性議題之相關經驗」、「求學過程 中，曾接受過相關性教育之議題之課程教學」、「現任校內是否曾經協助 辦理性教育相關活動或支援性教育相關課程」、「擔任校護後，是否參加 過性教育種子師資培訓等議題相關研習」、「是否願意參加過性教育種子 師資培訓等議題相關研習」進行單因子變異數分析(One-way ANOVA) 來進行分析，當達顯著差異時，再進行事後比較（Post Hoc）。若組間變 異數同質時，採用Scheffe’s 薛費氏法；若組間變異數不同質時，則採用 Dunnett's T3 檢定。以了解組間差異的顯著來源。另外，為探討「年齡」、

「學校規模班級數」、與行為意圖間之關係，則進行皮爾森積差相關分析。

(一) 社會人口學變項與自覺性健康程度間之關係

為了解研究對象社會人口學變項與自覺性健康程度間之關係，以單 因子變異數分析進行探討。「自覺性健康程度」此一項目分數越高，代 表研究對象「自覺性健康程度」情形越好。研究對象得分的平均值為 4.29，

標準差為 0.617。

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由表 4-5-1 可知，「自覺性健康程度」會因「在學校以外的職場是否 有與個案討論性議題之經驗」(F=7.451，P＜.01)及「現任校內是否曾經 協助辦理過性教育相關課程」(F=6.698，P＜.01)和「是否願意參加性教 育種子師資培訓等相關研習」(F=11.247，P＜.001)的不同水準而呈現顯著 差異，而「是否願意參加性教育種子師資培訓等相關研習」的變項之研 究對象經過事後比較後發現：其中「非常願意參加研習」的性健康程度 明顯高於「非常不願意參加研習」的性健康程度。

82 註： *：P<.05，**:P<.01***:P<.001

a =Scheffé's test、b=Dunnett's T3 test

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(續)表 4-5-1 社會人口學變項與自覺性健康程度得分之單因子變異數分析 (n=328)

本節討論

由表 4-5-1 中可以看出影響研究對象「自覺性健康程度」的人口學變 項之因素有：

1. 在學校以外的職場是否有與個案討論性議題之經驗：

吳慧萍、簡上淇(2013)指出：當護理人員對性的看法愈正向，則對性 議題的自在程度愈高。當研究對象認為性是健康的，其討論意願越高，

越不會迴避與個案討論性相關問題。

2. 現任校內是否曾經協助辦理過性教育相關課程

當其有協助辦理過，表示其對性議題的認同度越高，其整體性健康 照護觀點愈正向(吳慧萍、簡上淇，2013)。

變項 人數 平均值 標準差 Levene

統計量 F 值 事後檢定 求學過程中的養成教育是否接受過性議題之養成教育課程

① 是 213 125.41 11.82

.046 2.659 -

② 否 115 123.13 12.58 現任校內是否曾經協助辦理過性教育相關課程

① 有 258 125.50 11.77

.088 6.698** -

② 無 70 121.31 12.90

擔任校護後是否曾經參加過性教育種子師資培訓等相關研習

① 有 84 126.52 10.89

.936 2.819 -

② 無 244 123.95 12.47 參加性教育種子師資培訓等相關研習意願

① 非常願意

.844 11.247*** ①>②>③^a

② 願意

③ 不願意

④ 非常不願意

註： *：P<.05，**:P<.01***:P<.001 a =Scheffé's test、b=Dunnett's T3 test

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3. 參加性教育種子師資培訓等相關研習意願：

此變項再經過事後比較後發現：其中「非常願意參加研習」的性健 康程度的得分明顯高於「非常不願意參加研習」的性健康程度。

研究者推測：當研究對象非常願意加研習表示研究對象對性議題的 認同度越高，其照護觀點愈正向，性健康程度越高，越能體認到性議題 是隨著時代變遷，學校護理人員責任增加，因此其參加意願越高。

本研究變項中年齡、是否曾參加過研習之經驗等變項未如預期與自 覺性健康程度呈現顯著相關性，此與晏涵文(2001)的研究結果不同，可能 與樣本數大小、研究對象的背景差異或研究工具設計的不同而無法呈現 顯著差異有關。

(二) 社會人口學變項與自我效能間之關係

由表 4-5-2 可知，研究對象的「自我效能」會受「學校護理人員年資」

(F=4.195，P＜.01)、「現任校內是否曾經協助辦理過性教育相關課程」

(F=32.349，P＜.001)、「擔任校護後是否曾經參加過性教育種子師資培訓 等相關研習」(F=33.979，P＜.001)及「是否願意參加性教育種子師資培 訓等相關研習」(F=18.901，P＜.001)而影響。「學校護理人員年資」及「是 否願意參加性教育種子師資培訓等相關研習」與自我效能間之關係，此 二變項分別再經由事後比較發現：年資在 21 年以上的學校護理人員組之 協助性教育活動或課程時之自我效能又優於年資在 5 年以下的護理人

85 註： *：P<.05，**:P<.01***:P<.001

a =Scheffé's test、b=Dunnett's T3 test

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(續)表 4-5-2 社會人口學變項與自我效能得分之單因子變異數分析(n=328)

表 4-5-3 研究對象年齡、班級數與自覺性健康程度、自我效能及行為意 圖之皮爾森積差相關分析(n=328)

年齡 服務班級數 自覺性健康程度 自我效能 行為意圖

年齡 1 .010 -.066 .202*** . 026

服務班級數 1 .038 -.219*** -.0184***

自覺性健康程度 1 .328*** .326***

自我效能 1 .734***

行為意圖 1

變項 人數 平均值 標準差 Levene

統計量 F 值 事後檢定 求學過程中的養成教育是否接受過性議題之養成教育課程

① 是 213 28.83 5.02

2.526 1.848 -

② 否 115 28.00 5.66 現任校內是否曾經協助辦理過性教育相關課程

① 有 258 29.36 4.85

1.370 32.349*** -

② 無 70 25.51 5.63

擔任校護後是否曾經參加過性教育種子師資培訓等相關研習

① 有 84 31.29 4.11

7.167 33.979*** -

② 無 244 27.59 5.28 參加性教育種子師資培訓等相關研習意願

① 非常願意 56 31.55 5.45

1.710 18.901*** ①>②>③^a

② 願意 229 28.63 4.58

③ 不願意 41 24.29 5.62

④ 非常不願意 2 21.50 2.12 註： *：P<.05，**:P<.01***:P<.001

a =Scheffé's test、b=Dunnett's T3 test

註： *：P<.05，**:P<.01***:P<.001

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本節討論

由表 4-5-3 所述，影響自我效能的因子是年齡(年齡越大，自我效能 越高)與服務班級數(服務班級數越多，自我效能越低)。服務班級數又與 行為意圖有相關(服務班級數越多，則行為意圖越低) 。

楊素蘋(2005)指出當性態度越正向，自我效能越高。本研究亦顯示出 自覺性健康程度越好者，其自我效能越好。綜合表 4-5-2 與表 4-5-3 可知，

研究對象中的的人口學變項與「協辦性教育課程與活動之自我效能」有 相關的為：

1. 年齡：

年齡與協助性教育活動及課程之自我效能呈現正相關，意即當年齡越 大，其協助性教育課程或活動之自我效能越強，此與王秀齡(2012)及宋素 卿(2010)及晏涵文(2001)之研究結果相同。推論可能因年齡愈大、思想較 成熟，工作歷練豐富，對護理專業角色與職責認同度亦較高。

2. 服務班級數：

服務班級數越多(即學校規模越大)，則協助性教育課程之自我效能越 低。當服務班級數越多表示其服務對象越多，王秀齡(2012)的研究指出當 班級數越多，則學校行政越不支持校護於校內執行性教育。本研究中當校 內行政不支持則校護自認為能堅持推動性教育之自我效能把握度為六成 五。

3. 學校護理人員年資：

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本研究結果呈現：21 年以上的護理人員年資的護理人員其協助性教 育活動及課程之自我效能又優於 5 年以下的護理人員年資。此與宋素卿 (2010)之研究相同；但與王秀齡(2012)之研究結果不同。

本研究中，校護年資對協助性教育活動及課程之自我效能有顯著差 異，研究者推論可能是因為校護工作穩定，且當其為校內唯一具有醫學 背景專業人士，專業自主及發展性較高，自身對護理專業角色與職責持 正向看法且有高度期許，故自我效能較高。但五年以下的校護年資淺，

對校內行政事務或內部聯繫也許未能熟稔，且又因性教育議題的特殊 性，故有推動熱情，因此年資與自我效能有相關性。

4. 現任校內是否曾經協助辦理過性教育相關課程：

吳淨宜 (2012)曾指出：性教育課程乃是一複雜且不著邊際之議題，協 助辦理性教育或課程是需要經驗與歷練的。因此，當其有協助辦理過性議 題相關課程或活動，其熟練度與協辦經驗是與自我把握能力是成正比的。

5. 擔任校護後參加性教育種子師資培訓等相關研習經驗：

此與宋素卿(2010)之研究相同，因其參加過研習，因此呈現對性教育 議題有較佳的把握度。

6. 參加性教育種子師資培訓等相關研習意願：

武靜蕙(2007)指出教師研習介入對「性教育教學自我效能、教師充能」

等變項具有影響力。當其對性教育產生較高度之研習意願，其與協辦性 教育課程及活動之自我效能有顯著相關。

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7. 自覺性健康程度

楊素蘋(2005)指出當性態度越正向，自我效能越高。本研究亦顯示出 自覺性健康程度越好者，其自我效能越好。

(三) 社會人口學變項與行為意圖間之關係

由表 4-5-4 可知，研究對象的「行為意圖」會受「婚姻狀況」(F=5.058，

P＜.05)、「有無子女狀態」(F=5.089，P＜.05)、「兼任行政工作與否」

(F=4.434，P＜.05)、「非學校內的職場中是否有與個案討論性議題之經驗」

(F=6.643，P＜.01)、「現任校內是否曾經協助辦理過性教育相關課程」

(F=35.768，P＜.001)、「擔任校護後是否曾經參加過性教育種子師資培訓 等相關研習」(F=34.336，P＜.001)及「是否願意參加性教育種子師資培訓 等相關研習」(F=33.984，P＜.001)而影響。其中「是否願意參加性教育種 子師資培訓等相關研習」與行為意圖之關係，此變項再經由事後比較發 現：組間中的非常願意參加研習組之行為意圖總分優於願意參加研習 組；而優於參加組又優於不願意參加組；不願意參加組又優於非常不願 意參加組。

90 註： *：P<.05，**:P<.01***:P<.001

a =Scheffé's test、b=Dunnett's T3 test

91

(續)表 4-5-4 社會人口學變項與行為意圖得分之單因子變異數分析(n=328)

變項 人數 平均值 標準差 Levene

統計量 F 值 事後檢定 求學過程中的養成教育是否接受過性議題之養成教育課程

① 是 213 36.93 6.89

2.291 3.506 -

② 否 115 35.38 7.63 現任校內是否曾經協助辦理過性教育相關課程

① 有 258 37.56 6.59

2.685 35.768*** -

② 無 70 32.05 7.67

擔任校護後是否曾經參加過性教育種子師資培訓等相關研習

① 有 84 40.16 5.84

4.487 34.336*** -

② 無 244 35.09 7.15 參加性教育種子師資培訓等相關研習意願

① 非常願意 56 42.51 6.52

1.412 33.984*** ①>②>③>

④a

② 願意 229 36.14 6.01

③ 不願意 41 29.75 7.49

④ 非常不願意 2 28.50 4.94

(四) 社會人口學變項之年齡與服務班級數與自覺性健康程度、自我效 能及行為意圖間之關係

為了解研究對象年齡、班級數與自覺性健康程度、自我效能及行為 意圖之關係進行皮爾森積差相關分析，由表 4-2-4 可知，「年齡」與「自 我效能」（r=.202，P＜.001）呈現正相關；「服務班級數」與「自我效能」

（r=-.219，P＜.001）及「行為意圖」（r=-.0184，P＜.001）皆呈現負相關。

（r=-.219，P＜.001）及「行為意圖」（r=-.0184，P＜.001）皆呈現負相關。