整體能力與影響因素之路徑分析

研究者於上節呈現了人口學、內在心理因素、外在環境影響能力的項目，進一步藉 由路徑分析，來理解這些影響因素如何對能力作用。由於經營環境學習中心需要各項能 力相互搭配來進行，因此研究者不討論各個領域的狀況，而以整體能力做為分析的依變 項，以前一節所得到的重要影響因素為自變項進行路徑分析。

從前節的表 4-24 可知，整體能力表現受到人口學變項的教育程度，個人內在認知因 素的審慎性人格特質、學科運用、工作幸福感、自我效能感，以及外在因素的成功榜樣、

月薪範圍、學習者回饋所影響。其中教育程度、人格特質、學科運用，皆為個人過去經 驗或背景所獲得，自我效能感與工作幸福感則在本研究中視為個人在職場感知，即社會 認知的三元交互理論所指出的，個體評估外在環境後而決定投入的狀況（Bandura, 1977）。 因此研究者以整體能力做為依變項，人口學的教育程度、中心服務年資、內在認知的審 慎性人格、職場感知的工作幸福感和自我效能感、以及外在環境因素的學習者回饋、成

功榜樣及月薪，做為預測的自變項。同時以職場感知的工作幸福感和自我效能感作為預 測整體能力的中介，教育程度、審慎性人格、學科運用、及外在環境因素的學習者回饋、

成功榜樣及月薪資，做為預測幸福感和自我效能感的自變項。研究者將這些變項之間的 關係，繪製成以下路徑圖 4-1

圖 4-1 研究繪製之能力及影響因素路徑

接著針對路徑進行檢驗。依據圖 4-1，研究者首先將教育程度、中心服務年資、審 慎性人格、學科運用、工作幸福感、自我效能感、月薪資、學習者回饋、成功榜樣，各 個影響因素變項置入迴歸模式，以瞭解各個變項對於整體能力的直接效果。結果如下表 4-26 所示，此模型具有顯著性，相關係數 R=.793，決定系數 R²=.629，即此模型的解釋 量為 62.9%。

表 4-26 影響整體能力變項之模型摘要

R R² 調整後R² 標準誤 df(迴歸, 殘差) F值 顯著性 .793 .629 .607 4.838 (8, 174) 28.643 .000

應變數: 能力總分

預測值：（常數），成功榜樣，中心服務年資，教育程度, 人格審慎性，學習者回饋，學科運用，月薪 資，自我效能感，工作幸福感

下表 4-27 顯示此迴歸模式，對整體能力有顯著影響的因素，包括教育程度（r=.191）、 環境學習中心服務年資（r=.113）、審慎性人格特質（r=.159）、學科運用（r=.203）工作 幸福感（r=.283）、自我效能感（r=.243）。

表4-27 影響整體能力之各變項迴歸系數表

模式 非標準化係數 標準化係數

T 顯著性 B 標準誤 Beta

（常數） -3.242 4.078 -.795 .428 教育程度 2.395 .735 .191 3.257 .001 中心服務年資 .020 .009 .113 2.115 .036 審慎性人格 .676 .252 .159 2.688 .008 學科運用 .592 .165 .203 3.592 .000 工作幸福感 .364 .105 .283 3.470 .001 自我效能感 .440 .139 .243 3.172 .002 月薪資 -.240 .334 -.045 -.719 .473 學習者回饋 .304 .222 .081 1.372 .172 成功榜樣 .049 .182 .018 .267 .790

依變數: 能力總分

接著再以幸福感為依變項，教育程度、中心服務年資、審慎性人格、學科運用、效 能感、月薪資、學習者回饋、成功榜樣置入迴歸模式，以理解這些變項對於幸福感的直 接效果（表 4-28）。結果顯示模型具顯著性，其中相關係數為 R=.795，決定係數 R²=.633，

即模型的解釋量為 63.3%。

表 4-28 影響工作幸福感變項之模型摘要

R R² 調整後 R² 標準誤 df(迴歸, 殘差) F值 顯著性 .795 .633 .613 3.732 (8, 153) 32.935 .000

應變數: 工作幸福感

預測值：（常數），成功榜樣，中心服務年資，教育程度，人格審慎性，學習者回饋，學科運用，月薪 資，自我效能感

表 4-29 顯示這個迴歸模式之中，對工作幸福感有顯著影響的項目，包括審慎性人格 特質（r=.249）、自我效能感（r=.439）、成功榜樣（r=.276）三項。

表 4-29 影響工作幸福感之各變項迴歸系數表

模式 非標準化係數 標準化係數

T 顯著性 B 標準誤 Beta（β）

（常數） 10.047 3.039 3.307 .001 教育程度 -.476 .566 -.049 -.841 .401 中心服務年資 -.008 .007 -.055 -1.031 .304 審慎性人格 .824 .182 .249 4.518 .000 學科運用 -.072 .127 -.032 -.571 .569 自我效能感 .618 .095 .439 6.531 .000 月薪資 .496 .255 .118 1.945 .054 學習者回饋 .229 .170 .078 1.347 .180 成功榜樣 .594 .132 .276 4.500 .000

依變數：工作幸福感

最後再以自我效能感為依變數，將教育程度、中心服務年資、審慎性人格、學科運 用、效能感、月薪資、學習者回饋、成功榜樣置入迴歸模式，理解這些變項對於自我效 能感的直接效果（表 4-30）。結果顯示模型具顯著性，其中相關係數為 R=.764，決定係 數 R²=.584，模型解釋量為 58.4%。

表 4-30 影響自我效能感變項之模型摘要

R R² 調整後 R² 標準誤 df(迴歸, 殘差) F值 顯著性 .764 .584 .562 2.818 (8, 153) 26.811 .000

應變數: 工作幸福感

預測值：（常數）（常數），工作幸福感，中心服務年資，教育程度，學科運用，學習者回饋，人格審慎性，月 薪資，成功榜樣

表 4-31 顯示迴歸模式中，對自我效能感有顯著影響的項目，包括學科運用（β=.144）、 學習者回饋（β=.196）、工作幸福感（β=.497）三項。

表 4-31 影響效能感之各變項迴歸系數表

模型 非標準化係數 標準化係數

T 顯著性 B 標準誤 Beta（β）

（常數） -3.679 2.356 -1.561 .121 教育程度 .484 .426 .070 1.134 .259 中心服務年資 .008 .005 .084 1.505 .134 審慎性人格 .205 .146 .087 1.408 .161 學科運用 .231 .094 .144 2.456 .015 月薪資 -.091 .195 -.030 -.465 .642 學習者回饋 .409 .125 .196 3.277 .001 成功榜樣 .083 .106 .055 .789 .431 工作幸福感 .353 .054 .497 6.531 .000 依變數: 自我效能感

研究者依據圖 4-1，並以整體能力、工作幸福感、自我效能感三項為依變數，檢驗 圖 4-1 的路徑。研究者去除掉各路徑模型未達顯著項目，以期整體路徑圖精簡呈現，如 下圖 4-2 所示。

圖 4-2 能力及影響因素之路徑圖

路徑呈現出影響能力變項的直接和間接效果。直接效果是以自變項和依變項間的直 接係數代表，間接效果則計算自變項經過哪些路徑影響依變項，乘以路徑上的相關係數，

再加路徑的效果加總起來。以審慎性人格特質為例，圖中的直接效果為 .159。間接效果 有兩條路徑，第一條經過幸福感而影響整體能力，效果為人格對幸福感的相關係數，乘 上幸福感對於能力的相關係數（.249*.283=.070）。間接效果第二條路徑，則是人格特質 經過幸福感及效能感再影響能力，三者相關係數的乘積（.249*.497*.243=.030）。因此整 體間接效果為兩條路徑加總（.070+.030= .100）。最後將直接效果與間接效果加總，得 到人格特質對能力影響的總效果（.159+.100=.259）。為方便理解，研究者將各效果分解 說明如下表 4-32 示。

表 4-32 能力影響因素之徑路分析各效果分解說明 作幸福感作用而影響能力（.144*.439*.283=.018），兩路徑合計間接的效果為 .053，總影

響效果為 .256。人格特質中的審慎性特質對於整體能力的直接效果為 .159。間接效果 包括兩條路徑，一為藉由幸福感影響能力（.249*.283=.070），另一藉由幸福感與自我效 能影響能力（.249*.497*.243=.030），兩路徑合計間接效果為 .100，總影響效果為 .259。

影響比大的是職場感知中的自我效能感和工作幸福感，自我效能感對於整體能力的直接 效果為 .243。間接效果是藉由工作幸福感為中介而影響能力（.439*.283=.124）。總影響 效果為 .367。工作幸福感對於整體能力的直接效果為 .283。間接效果是藉由自我效能 感為中介影響能力（.497*.243=.121），總影響效果為 .404。

外在環境因素受到學習者回饋、成力榜樣、月薪資的影響。在路徑分析中，學習者 回饋對整體能力不具直接影響，而是藉由自我效能（.196）與工作幸福感間接影響能力。

影響的路徑有兩條，一是以自我效能為中介變項間接影響（.196*.243=.048）。另一條路 徑則通過自我效能、再經工作幸福感而影響能力（.196*.439*.283=.024），合計總間接效 果為 .072。另外學習者回饋亦會藉由自我效能對工作幸福感間接影響（.196*.439=.086）。 成功榜樣對整體能力沒有直接影響，而是藉由工作幸福感和自我效能感間接影響能力。

路徑一為成功榜樣直接影響工作幸福感（.276），再以之為中介影響能力（.276*.283=.078）。 路 徑 二 為 成 功 榜 樣 影 響 工 作 幸 福 感 後 ， 再 藉 由 自 我 效 能 感 影 響 能 力

（.276*.497*.243=.033），合計總影響間接效果為 .111。而成功榜樣影也會藉由工作幸福 感為中介間接影響自我效能感（.276*.497=.137）。至於月薪資在先前的外部環境影響整 體能力的迴歸分析中具顯著性，但將這些主要影響因素置入之後，路徑分析顯示月薪資 未對於整體能力有直接或間接的預測效果，也未對工作幸福感和自我效能感作用。

參、 綜合討論

本章之前兩部分各自呈現兩階段研究發現。然由於兩階段結果在內容上互有關連性 而分割不易，因此研究者為了完整呈現整個研究脈絡，故在接下來的與文獻對話內容，

並未區分成兩個階段，而是將兩階段內容綜合性地討論來呈現。針對環境教育教師對於 環境教育、環境學習中心及教師角色描述，他們的工作範疇項目及現況，還有重要能力 項目、能力領域與能力掌握現況，和影響能力的重要因素等面向，綜合討論本研究之發 現。

一、 環境教育教師對於環境教育、環境學習中心及教師角色描述

環境教育教師對於環境教育、環境學習中心及環境教育教師角色描述，主要的資料 來自於第一階段訪談內容。環教教師們對於環境教育的看法，大致有解決環境問題、對 於環境友善的日常生活態度和行為、人與自然的媒介、跨科際的學習及主題幾個想法。

他們體認到環境教育能夠促使人們參與保育和解決環境問題，或落實對環境友善的行為 於生活之中，這與環境教育基於解決環境問題為目的，以及塑造公眾負責任環境行為的 觀點一致（UNESCO, 1978），顯示出教師清楚知道執行環境教育的方向及意圖。此外他 們強調環境教育的功能，可以在都市化的情境中，在幫助把人類及自然鏈結起來，這是 在自然與人類社會斷裂的假設之下，認為期盼藉由與接觸自然的方式，讓人認識與保護 環境，而有接觸自然能為人類社會創造出未來保護自然的人的信念（郝冰等，2006；

Chawla, 1999）。這樣的思維如同 Fraser、Gupta、Krasny（2015）指出，環境教育在做 出對自然的親環境行為，以支持永續生活型態的「基本共存（Fundamental coexistence）」

的觀點一致。而不少教師引用 David Orr：「所有的教育都是環境教育（all education is environmental education）（p.92）」一話，也反映出環境教育的多元面貌與跨學科領域 的特性，以回應複雜的環境議題（Orr, 1992）。同時，部分教師也認可環境教育除了環 境上的成果，也包括一般教育成果，例如品格或是人際學習，皆是環境教育也能夠幫助

的觀點一致。而不少教師引用 David Orr：「所有的教育都是環境教育（all education is environmental education）（p.92）」一話，也反映出環境教育的多元面貌與跨學科領域 的特性，以回應複雜的環境議題（Orr, 1992）。同時，部分教師也認可環境教育除了環 境上的成果，也包括一般教育成果，例如品格或是人際學習，皆是環境教育也能夠幫助