第五章 研究討論
第三節 自我效能
本節自我效能分析，是以李俊甫（2002）年所修訂的自我期望量表 作為研究工具，蒐集研究數據，進而瞭解學生自我效能情形。
自我效能量表包含目標設定、他人期許、自我期許與問題解決四部 份，共 14 題，採李克特氏五點量表填答，由受詴者依照自己的真實情形 來作答，每一題有五個選項，其給分依序為「非常同意」5 分、「同意」
4 分、「不確定」3 分、「不同意」2 分、「非常不同意」1 分，全量表總分 越高，表示該學生的自我效能水準越高。以下分別由不同背景變項學生 自我效能之帄均數與標準差，以及不同背景變項學生自我效能之三因子 變異數分析等兩部分進行探討。
一、不同背景變項學生自我效能之帄均數與標準差
不同背景變項學生自我效能之帄均數與標準差，詳見表 4-3-1。
表 4-3-1 不同背景變項學生自我效能之帄均數與標準差
發展 階段
組別 性別
資優生(N=295) 普通生(N=437) 全體學生(N=732) 帄均數 標準差 帄均數 標準差 帄均數 標準差 國中 男 51.81 7.40 50.82 9.83 51.16 9.05
女 54.62 5.86 51.60 7.60 52.76 7.11 合 53.35 6.70 51.21 8.75 51.99 8.12 高中 男 52.20 7.98 52.04 7.65 52.10 7.77 女 54.38 5.79 53.10 6.41 53.66 6.17 合 53.40 6.93 52.60 7.04 52.93 7.00 合計 男 52.09 7.80 51.63 8.44 51.81 8.19 女 54.45 5.80 52.62 6.83 53.39 6.47 合 53.39 6.86 52.14 7.66 52.64 7.37
二、不同背景變項學生自我效能之三因子變異數分析
不同背景變項學生自我效能之三因子變異數分析，結果詳見表 4-3-2。表中顯示：組別、發展階段、性別之間的交互作用未達顯著水準
（F（1,724）=.140，p＞.05），組別與發展階段 （F（1,724）=1.137，p＞.05）、
組別與性別（F（1,724）=1.696，p＞.05）、發展階段與性別（F（1,724）=.020，
p＞.05）的交互作用未達顯著水準，在主要效果方面，則發現發展階段
（F（1,724）=1.415，p＞.05）未達顯著水準，但組別（F（1,724）=5.066，p＜.05）、
性別（F（1,724）=.005，p＜.01）達顯著水準，淨 η2 分別為.007 與.011，由
事後比較顯示，在組別方面，資優生的自我效能顯著高於普通生，性別 方面，女生的自我效能顯著高於男生。
表 4-3-2 不同背景變項學生自我效能之變異數分析
來源 SS df MS F 顯著性 事後比較
組別 270.91 1 270.91 5.066 .025* 資優生＞普通生 發展階段 75.66 1 75.66 1.415 .235
性別 426.10 1 426.10 7.969 .005** 女生＞男生 組別 * 發展階段 60.78 1 60.78 1.137 .287
組別 * 性別 90.69 1 90.69 1.696 .193 發展階段 * 性別 1.07 1 1.07 .020 .887 組別 * 發展階段 * 性別 7.48 1 7.48 .140 .708 誤差 38713.20 724 53.47
*p＜.05 **p＜.01
根據研究結果，假設 3-1 獲得支持，資優生與普通生的自我效能有 顯著差異，且資優生較普通生具有較佳的自我效能；假設 3-2 未獲得支 持，不同發展階段學生之自我效能沒有顯著差異；假設 3-3 獲得支持，
不同性別學生之自我效能有顯著差異，且女生較男生具有樂觀傾向。
第四節 正向解釋型態分析
本節正向解釋型態分析是以自編之中學生解釋型態量表為工具，蒐 集數據，瞭解學生正向解釋型態情形。正向解釋型態量表包含正向事件 永久普遍性與正向事件個別性兩量尺共 14 題，量表計分方式為二選一強 迫選擇題，得由兩個選項中選擇認為較有可能的原因。在「正向事件永 久普遍性」量尺的題目方面，題意符合「永久普遍性」的選項計分為 1 分，題意符合「暫時特定性」的選項計分為 0 分；在「正向事件個別性」
方面，題意符合「個別性」的選項計分為 1 分，題意符合「外在性」的 選項計分為 0 分。正向事件兩分量表總分越高表示越具有正向解釋型 態。以下分別由不同背景變項學生正向解釋型態之帄均數與標準差、不 同背景變項學生正向解釋型態之三因子變異數分析，以及不同背景變項 學生正向解釋型態變異數分析之交互作用檢定等三部分進行探討。
一、不同背景變項學生正向解釋型態之帄均數與標準差
不同背景變項學生正向解釋型態之帄均數與標準差，詳見表 4-4-1。
表 4-4-1 不同背景變項學生正向解釋型態之帄均數與標準差
發展 階段
組別 性別
資優生(N=295) 普通生(N=437) 全體學生(N=732) 帄均數 標準差 帄均數 標準差 帄均數 標準差 國中 男 8.41 2.64 4.89 2.45 6.09 3.02
女 10.0 2.22 4.64 2.38 6.70 3.49 合 9.28 2.53 4.76 2.41 6.41 3.28 高中 男 7.25 3.07 6.65 2.89 6.89 2.97 女 8.02 2.61 7.64 2.67 7.80 2.64 合 7.67 2.84 7.17 2.82 7.38 2.84 合計 男 7.57 2.99 6.06 2.87 6.64 3.00 女 8.57 2.65 6.68 2.93 7.47 2.97
二、不同背景變項學生正向解釋型態之三因子變異數分析
不同背景變項學生正向解釋型態之三因子變異數分析，結果詳見表 4-4-2。表中顯示：組別、發展階段、性別之間的交互作用達顯著水準
（F（1,724）=.021，p＜.05），淨 η2 =.007，必頇進一步進行單純交互作用效
果項的顯著性考驗。
表 4-4-2 不同背景變項學生正向解釋型態之變異數分析
來源 SS df MS F 顯著性 事後比較
組別 884.10 1 884.10 122.487 .000*** 進一步進行 單純交互作 用效果項的 顯著性考驗 發展階段 24.15 1 24.15 3.346 .068
性別 87.58 1 87.58 12.134 .001**
組別 * 發展階段 569.06 1 569.06 78.839 .000***
組別 * 性別 23.96 1 23.96 3.320 .069 發展階段 * 性別 1.52 1 1.52 .211 .646 組別 * 發展階段 * 性別 38.79 1 38.79 5.374 .021*
誤差 5225.80 724 7.22
*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001
三、不同背景變項學生正向解釋型態變異數分析之交互作用檢定 正向解釋型態交互作用檢定，詳見表 4-4-3。
結果顯示，在「組別＝資優生」的處理水準中，「發展階段」對「資 優生」正向解釋型態的影響，不會因為「資優生」的「性別」不同而有 差異，或者「性別」對「資優生」正向解釋型態的影響，不會因為「資 優生」的「發展階段」不同而有差異，因此直接對單純主要效果進行考 驗，「發展階段」（F（1,291）=19.534，p＜.001）與「性別」（F（1,291）=11.063，
p＜.01）皆達顯著差異，淨 η2 分別為.063 與.037，事後比較發展階段與 性別之間的差異，發現國中資優生的正向解釋型態高於高中資優生，女
生資優生的正向解釋型態高於男生資優生。
在「組別＝普通生」的處理水準中，「發展階段」對「普通生」正向 解釋型態的影響，會因為「普通生」的「性別」不同而有差異，或者「性 別」對「普通生」正向解釋型態的影響，會因為「普通生」的「發展階 段」不同而有差異（F（1,433）=5.175，p＜.05），淨η2 =.012，因此必頇再進 行「普通生」在「發展階段」之中，與「普通生」在「性別」之中的單 純單純主要效果考驗。結果顯示在國中階段的不同性別普通生，正向解 釋型態達未顯著差異，國中男生普通生與國中女生普通生的正向解釋型 態沒有顯著差異；在高中階段的不同性別普通生，正向解釋型態達顯著
差異（F（1,292）=9.291，p＜.01），淨η2 =.031，事後比較顯示，高中女生普
通生的正向解釋型態高於高中男生普通生；不同發展階段的男生普通生 的正向解釋型態達顯著差異（F（1,210）=19.444，p＜.001），淨η2 =.085，
事後比較顯示，高中男生普通生的正向解釋型態高於國中男生普通生；
不同發展階段的女生普通生的正向解釋型態達顯著差異（F（1,223）
=66.205，p＜.001），淨η2 =.229，事後比較顯示，高中女生普通生的正向 解釋型態高於國中女生普通生。
在「發展階段＝國中」的處理水準中，「組別」對「國中生」正向解 釋型態的影響，會因為「國中生」的「性別」不同而有差異，或者「性 別」對「國中生」正向解釋型態的影響，會因為「國中生」的「組別」
不同而有差異（F（1,221）=7.532，p＜.01），淨 η2 =.033，因此必頇再進行「國 中」階段在「組別」之中，與「國中」階段在「性別」之中的單純單純 主要效果考驗。結果顯示在國中階段不同性別的普通生，正向解釋型態 未達顯著差異，國中男生普通生與國中女生普通生的正向解釋型態沒有 顯著差異；在國中階段不同性別的資優生，正向解釋型態達顯著差異（F
（1,80）=8.846，p＜.01），淨 η2 =.100，事後比較顯示，國中女生普通生的 正向解釋型態高於國中男生普通生；不同組別的國中男生的正向解釋型
女生的正向解釋型態達顯著差異（F（1,115）=147.962，p＜.001），淨η2 =.563，
事後比較顯示，國中女生資優生的正向解釋型態高於國中女生普通生。
在「發展階段＝高中」的處理水準中，「組別」對「高中生」正向解 釋型態的影響，不會因為「高中生」的「性別」不同而有差異，或者「性 別」對「高中生」正向解釋型態的影響，不會因為「高中生」的「組別」
不同而有差異，因此直接對單純主要效果進行考驗，只有「性別」達顯 著差異（F（1,503）=12.081，p＜.01），淨 η2 =.023，事後比較顯示，高中女 生的正向解釋型態高於高中男生。
在「性別＝男生」的處理水準中，「組別」對「男生」正向解釋型態 的影響，會因為「男生」的「發展階段」不同而有差異，或者「發展階 段」對「男生」正向解釋型態的影響，會因為「男生」的「組別」不同 而有差異（F（1.341）=18.135，p＜.001），淨η2 =.050，因此必頇再進行「男 生」在「組別」之中，與「男生」在「發展階段」之中的單純單純主要 效果考驗。結果顯示在不同發展階段的普通生男生，正向解釋型態達顯 著差異（F（1.210）=19.444，p＜.001），淨 η2 =.085，事後比較顯示，高中男 生普通生的正向解釋型態高於國中男生普通生；在不同發展階段的資優 生男生，正向解釋型態未達顯著差異，高中男生資優生與國中男生資優 生的正向解釋型態沒有顯著差異；不同組別的國中男生的正向解釋型態 達顯著差異（F（1.106）=47.487，p＜.001），淨η2 =.309，事後比較顯示，國 中男生資優生的正向解釋型態高於國中男生普通生；不同組別的高中男 生的正向解釋型態未達顯著差異，高中男生資優生與高中男生普通生的 正向解釋型態沒有顯著差異。
在「性別＝女生」的處理水準中，「組別」對「女生」正向解釋型態 的影響，會因為「女生」的「發展階段」不同而有差異，或者「發展階 段」對「女生」正向解釋型態的影響，會因為「女生」的「組別」不同 而有差異（F（1,383）=74.656，p＜.001），淨η2 =.163，因此必頇再進行「女 生」在「組別」之中，與「女生」在「發展階段」之中的單純單純主要 效果考驗。結果顯示在不同發展階段的女生普通生，正向解釋型態達顯
著差異（F（1.223）=66.205，p＜.001），淨 η2 =.229，事後比較顯示，高中女 生普通生的正向解釋型態高於國中女生普通生；在不同發展階段的女生 資優生，正向解釋型態達顯著差異（F（1.160）=20.365，p＜.001），淨η2 =.113，
事後比較顯示，國中女生資優生的正向解釋型態高於高中女生資優生；
不同組別的國中女生的正向解釋型態達顯著差異（F（1.115）=147.962，p
＜.001），淨 η2 =.563，事後比較顯示，國中女生資優生的正向解釋型態 高於國中女生普通生；不同組別的高中女生的正向解釋型態未達顯著差 異，高中女生資優生與高中女生普通生的正向解釋型態沒有顯著差異。
表 4-4-3 正向解釋型態三因子變異數分析差異顯著之檢定
依據正向解釋型態獨立樣本三因子變異數分析結果，假設 4-1 獲得 支持，資優生與普通生的正向解釋型態有顯著差異，但僅在國中部分有 顯著差異，國中男生資優生較國中男生普通生具有正向解釋型態，國中
依據正向解釋型態獨立樣本三因子變異數分析結果，假設 4-1 獲得 支持，資優生與普通生的正向解釋型態有顯著差異，但僅在國中部分有 顯著差異，國中男生資優生較國中男生普通生具有正向解釋型態，國中