第五章 綜合討論
第二節 研究結果意涵
關於不同焦點特質以及未來時間距離對參與者在「超越現實性」與「鮮明性」
量表的影響，首先檢視各組研究參與者在想像力表現「超越現實性」及「鮮明性」
上的平均數及標準差情形。如下表 3-1 所示。「促進焦點×遠未來時間距離」的 參與者在「超越現實性」與「鮮明性」的平均數分別為 5.72 與 2.91；「預防焦點
×遠未來時間距離」為 6.57 與 3.37；
「促進焦點×近未來時間距離」為 5.74 與 3.23；「預防焦點×近未來時間距離」為 1.69 與 3.37；「中性」為 6.24 與 3.21。至於標 準差方面，「促進焦點×遠未來時間距離」的「超越現實性」與「鮮明性」標準差 分別為 0.74 與 1.33；「預防焦點×遠未來時間距離」為 0.77 與 1.10；「促進焦點×
近未來時間距離」為 0.76 與 1.09；「預防焦點×近未來時間距離」為 0.71 與 1.11；
「中性」為 0.78 與 1.15。
表 3-1 參與者的「超越現實性」與「鮮明性」在各研究變項的得分結果 變 項 統計量 促進×遠距 預防×遠距 促進×近距 預防×近距 中性 超越現實性 平均數 5.72 6.57 5.74 7.69 6.24
標準差 0.74 0.77 0.76 0.71 0.78 鮮明性 平均數 2.91 3.37 3.23 3.37 3.21 標準差 1.33 1.10 1.09 1.11 1.15
其次進行各組平均數差異的檢定以及交互作用的分析。在「超越現實性」部 分，在 Levene 變異數同質性分析上統計檢驗值為 F (4, 152) = .830，p = .508，未 達顯著，表示各組的變異數為同質，可以直接進行後續的變異數分析。在主要效 果分析上，經二因子獨立樣本變異數分析結果可知（見表 3-2），時間距離（A）
無顯著效果，F (1, 152) = 0.59，p = .444；調整焦點（B）亦無顯著效果，F (1, 152)
= 3.51， p = .063 ( p < 0.1，在 <.1 水準下，達統計上的顯著) 。另外，這兩個變 項（A×B）無顯著的交互作用 F (1, 152) = 0.54，p = .463。
表 3-2 時間距離、調整焦點對超越現實二因子獨立樣本變異數分析摘要表
H4
假設四：國中生的五種時間觀特質（過去-肯定、過去-否定、現在-享樂、現 在-宿命、未來）與想像力表現有關聯，其中屬「未來」時間觀特 質的國中生，其想像力表現較佳。
假設五：國中生的調整焦點動機特質（預防焦點、促進焦點）與想像力表現 有關聯。
假設六：國中生的調整焦點動機特質能調節時間觀特質對想像力表現的關 聯。
貳、研究參與者
本研究的參與者為新北市某國中七年級學生。採用隨機方式選取 10 個班 級，每班約 30 多人，共計 317 名學生。平均年齡為 13 歲，男 171 人（53%），
女 146 人（47%），人數大致均等。
肆、研究工具
一、調整焦點量表
調整焦點量表（見附錄3）由Lockwood、Jorden 與 Kunda三人共同編製
（2002）。其認為個人有「促進焦點動機」和「預防焦點動機」等兩種焦點動機，
因此，將量表區為兩個子量表，促進焦點動機有10道試題，預防焦點動機有8道 試題，共計18道題目。本研究將採用李澄賢（2003）所改編的中文量表，每個題 目作答皆使用Likert 4點量表問答方式呈現。4點量表評定分法如下：根據描述符 合自己的程度給分，「1」表示「完全不符合」、「2」代表「不太符合」、「3」
代表「還算符合」、「4」表示「完全符合」。請參與者依照自己的實際感受，
圈選出最符合自己真實情況的數字。計分方面，促進特質部分，圈選1代表1分，
2代表2分，3代表3分，4代表4分，加總即為促進焦點動機總分。預防焦點動機部 分，則是圈選1代表-1分，2代表-2分，以此類推，加總即為預防焦點動機的總分。
該量表經李澄賢(2004)中文化後，促進焦點動機量表之 Cronbach’s α 值為 0.7947，預防焦點動機量表之 Cronbach’s α 值為 0.7387，顯示量表具有良好的內 部一致性信度。此外，在建構效度的部分，促進和預防焦點因素間的相關為 0.28，
達顯著水準，顯示此量表具有不錯的建構效度。
二、時間觀量表(Zimbardo Time Perspective Inventory，ZIPI)
時間觀量表(見附錄 2)由 Zimbardo 與 Boyd (1999) 所發展，共計有五種時
間 觀 特 質 導 向 ， 分 述 如 下 ︰ (1) 「 過 去 - 否 定 」 時 間 觀 （ past-negative time perspective），簡稱「PN」，為過去負向的時間觀點，共 10 題，顯示出對於過去 感到不快樂、厭惡的觀點，且可能因為事件的負向或者創傷事件而導致負向的態 度(Zimbardo, 2002)；(2)「過去-肯定」時間觀 (past-positive)，簡稱「PP」，是對 於過去的正向觀點，共 9 題，反映出對過往有著溫暖情緒的態度 (Kazakina, 1999)；
(3)
「現在-宿命」時間觀（present-fatalistic time perspective），簡稱「PF」，共 9 題，強調受到外在控制的無望態度(Shores & Scott, 2007)；(4)「現在-享樂」
時間觀 (Present-hedonistic time perspective )，簡稱「PH」，屬於現在快樂主義，
共 15 題，展現出對生活充滿動力與精力充沛的態度 (Zimbardo & Boyd, 1999)；
(5)「未來」時間觀（future time perspective）
，簡稱「F」，共 13 題，是廣泛的未來導向，強調計劃與迅速( Shell & Husman, 2001)。量表全部題數合計共 56 題，
有 5 道題目為反向題，每道題目皆以 Likert 5 點量表問答方式呈現 ，量表有相 當不錯的內在一致性（D’Alessio, Guarino, De Pascalis, & Zimbardo, 2003）。本研 究將採用藍菊梅(2012)翻譯改編的中文版正式問卷，其內部一致性總 α 信度 0.880 ，KMO 值為 0.644。
參、想像思考測驗量表 同研究一。
肆、研究程序
本研究以團體施測方式實施，以班級為施測單位，首先進行「想像思考測驗」
作業，接著進行「調整焦點量表」與「時間觀量表」的施測。
伍、資料分析
資料分析方法以階層迴歸分析自變項、調節變項與依變項關聯之間的關聯，
以及自變項與調節變項之交互作用。
第二節 研究結果
參與者於各量表的得分情形，如表4-1。表4-1中顯示，就集中情形而言，參 與者在「調整焦點量表」的兩個分量表的平均得分分別為︰「預防焦點」為3.02，
「促進焦點」為2.72，亦即填答大多偏向「不算符合」與「還算符合」這兩個選 項，而以「還算符合」的參與者又較多。整體而言顯示參與者在「調整焦點量表」
的選擇上偏正向。在「時間觀量表」的五個分量表：「過去否定」平均得分為3.40，
「現在享樂」為3.44，「未來」為3.35，「過去肯定」為3.50，「現在宿命」則 是2.96，亦即填答大多偏向「普通」此一選項，整體而言顯示參與者在「時間觀 量表」選擇上偏正向。就離散情形比較，參與者在「調整焦點量表」中的「預防 焦點特質」的單題標準差為0.51，「促進焦點」的單題標準差為0.44。受試者在
「時間觀量表」的單題標準差在「現在宿命」、「過去肯定」、「過去否定」、
「現在享樂」及「未來」由高到低分別呈現為0.62、0.61、0.59、0.55與0.51。以 上顯示參與者的得分離散程度得答題狀態，呈現穩定的狀態。就偏態係數及峰度 係數而言，各變項的峰度與偏態都介於+1與-1之間，皆屬於常態分佈。顯示參與 者答題時呈現穩定狀態。
表 4-1 參與者在各研究變項的得分結果
由於前述相關分析可知，國中生時間觀點中，僅「未來」時間觀與想像力表 現中的「超越現實性」有關聯，為進一步瞭解調整焦點特質是否對此關聯具有調 節 效 果 ， 本 研 究 接 著 採 取 階 層 迴 歸 分 析 。 在 分 析 之 前 為 避 免 多 元 共 線 性 (multicollinearity) 的問題，對資料進行置中(cetering) 的處理 (Howell, 2002)。調 節效果檢定採取 Baron 與 Kenny (1986) 的程序依序投入前置變項 (未來時間 觀)、調節變項 (調整焦點) 及交互作用項 (未來×促進焦點、未來×預防焦點)，
以預測結果變項 (超越現實性)。假若交互作用項對結果變項的預測效果達顯 著，則表示調節效果顯著。
操作上，第一層投入自變項「未來」時間觀（分數經標準化）及調節變項促 進焦點、預防焦點（分數經標準化），第二層則再投入自變項（分數經標準化）
與調節變項（分數經標準化）的相乘分數（亦即未來×促進焦點、未來×預防焦點）。
從表 4-3 可得知，在模式一 (M1) 中，進入迴歸方程式的前置變項為五種時 間觀特質之ㄧ的「未來」時間觀及「調整焦點動機特質」之「促進焦點特質」與
「預防焦點特質」，其模式解釋量 (R2) 為 1.6%，不顯著。模式二 (M2) 加入兩 個交互作用變項(未來×促進焦點特質、未來×預防焦點特質)，「未來」與「促進 焦點」、「預防焦點」的交互作用項後增加解釋量 (ΔR2) 為 0.2%，顯示「未來
×促進焦點」與「未來×預防焦點」的投入無法有效提升模型的解釋力，且兩個
交互作用均未達.05 的顯著水準，無顯著的調節效果。因此，本研究的假設六未 獲支持。表 4-3 「未來」時間觀特質與調整焦點特質對想像力表現的階層迴歸及交互作 用迴歸分析(N =306)
變項 想像力表現
β R2 ΔR2 F
M1 .016 .007 1.679
未來 .125*
促進焦點特質 .009
預防焦點特質 -.002
M2 .018 .002 1.125
未來 .126*
促進焦點特質 .007
預防焦點特質 -.007 未來 x 促進焦點特質 -0.05 未來 x 預防焦點特質 .051
*p < .05
第五章 綜合討論
一、未來時間觀點對想像力表現的影響
這部分主要在探討未來時間觀點對國中生想像力表現的影響。建構層次理 論 (Trope & Lberman, 2003)指出，當個人對不同的未來時間距離進行思考，會 改變個人對事物的心智表徵，因而改變人們對未來事件的反應。當未來時間距 離較遠時，個人會使用較抽象性、一般性與去脈絡化進行認知思考表徵，稱之
「高層次建構」。若思考的未來時間距離較近，會以較具體性與脈絡化的方式進 行思考表徵，稱之「低層次建構」。另外，在實徵研究上，Förster 等人 (2004) 以操弄遠/近未來時間距離的方法，進行抽象（遠未來時間距離）或具體思考（近 未來時間距離）之操弄，發現抽象思考在創造力上的表現優於具體思考；當處理 分析推理問題時，則具體思考優於抽象思考。由於想像力與創造力皆屬具有抽 象性思考與擴散性思考的特徵，因此，未來時間距離的遠近，除了對創造力有 所影響之外，或許也將對個人想像力的表現有重要的影響。綜上所述，本研究 推論出假設一：遠未來時間距離會提升想像力表現，而近未來時間距離會降低 想像力表現。與假設四：國中生的時間觀特質（過去-肯定、過去-否定、現在-享樂、現在-宿命、未來）與想像力表現有關聯，其中屬「未來」時間觀特質的 國中生， 其想像力表現較佳。
然而，由研究一結果知道，無論未來時間距離之遠近，對於個人的想像力表 現並沒有影響。研究一假設當個人被觸發了遠未來時間距離狀態時，其想像力表 現會提升，相對的，當個人被觸發成近未來時間距離狀態時，其想像力表現將會 降低。然而，研究一的結果並未支持文獻推論或者研究假設，即未來時間距離的 遠近對於個人的想像力表現無影響。因此，遠未來時間距離會提升想像力表現，
而近未來時間距離會降低想像力表現(假設一)並未獲得支持。
另外，從研究二的研究結果得知，僅「未來」時間觀特質和個人的想像力 表現有關聯，且只和想像力當中的「超越現實性」有顯著相關，和「鮮明性」則
像力表現會較高，而當個人屬於「過去-肯定」、「過去-否定」、「現在-享樂」
或「現在-宿命」等時間觀特質時，其想像力表現則會較屬「未來」時間觀特質
或「現在-宿命」等時間觀特質時，其想像力表現則會較屬「未來」時間觀特質