資優生科學自我概念與科學成就之縱貫研究

侯雅齡 資(憂生科學自我概念.

57 •

教育科學研究期刊第五十八卷第二期

叮1;回

2013 年，

58 (2)

,

57-90

瞳陸噩噩鹽

doi: 1

0

.3

966/2073

753X20 13065802003

茵聶哥躊酹

資優生科學自我概念與科學成就之縱貫研究

侯雅齡

國立屏東教育大學 特殊教育學系

摘要

本研究目的主要在探討資優生學業自我概念與學業成就的發展，以及兩者之間的關係' 研究對象為高雄市16 所國中 381 名資優生，由八年級至九年級每半年蒐集一次資料，採固定 樣本四波次的追蹤調查。在資料分析部分，使用了多變量潛在成長模式及交互延右模式，來 瞭解資優生科學自我概念與科學成就之間的關係。結果發現，資優生科學自我概念的發展呈 現非線性的下降，科學成就的發展呈現線性成長;科學自我概念與科學成就之間有顯著的中 度正相關，但是科學自我概念的發展與科學成就的發展並無顯著關聯;從交互延右模式中， 資優生科學自我概念與科學成就的因果關係'呈現科學自我概念顯著影響科學成就的自我彰 顯( self-enhancement) 關係;在性別的差異部分，男生與女生在科學成就表現與發展情形， 皆無明顯差異，但是在科學自我概念上，資(憂女生顯著低於資1憂男生。最後本研究亦根據研 究結果提出在教育實務與未來繼續研究的建議。 關鏈字:交互延右模式、多變量潛在成長模式、科學成就、科學自我概念、資1憂生

通訊作者侯雅齡.

E-mail: yalingho@mai

l.

npue.edu.tw

•

58

·實優生科學自我概念

壹、緒論

侯雅齡 協助資優生充分發揮其潛能，是資價教育的目的之一。學術性向資賦優異學生，在學科 成就表現上高於一般學生，此一特徵讓我們在考量其特殊教育需求時，會特別關注其學業成 就，從教育心理學的觀點來看，學習是學習者主動建構知識的歷程，學生個人對自身能力的 知覺與其學習成就間，有著不容輕忽的關係'所以自我概念與學業成就的相關探究，一直是 教育領域重要的研究議題。而釐清兩者之間的因果關係，更是許多研究探討的重點(

Marsh

,

Byrne

, &

Yeung

,

1999 ; Marsh

&

Craven

,

1997)

，不過，若對橫斷式的資料進行因果推論，只是 一種假設性的因果關係(

Byrne

&

Gavin

,

1996 )

,

Marsh 等( 1999) 認為應蒐集縱實式資料，從 發展的觀點來瞭解兩者之間的因果關係'且至少要有三個時間點的測量，方能清楚掌握兩者

之間長期的發展趨勢。因此，本研究乃嘗試蒐集縱貫式資料，一方面探究資優生的自我概念

與學習成就的因果關係，另方面也對自我概念與學習成就的關係發展進行分析。

自我概念具備多向度多階層的理論構念，在國、內外的實徵研究中，已有極高的共識(侯

雅齡，

2010a ; Cole et

祉， 2001;

Marsh

,

1989; Shavelson

,

Hubner

, &

Stanton

,

1976; Wigfield

,

Eccles

,

Mac

Iv仗，

Reuman

, &

Midgley

,

1991; Young

&

Mroczek

,

2003; Zanobini

&

Us缸， 2002)

,

Marsh ( 1989

)證實自我概念可以區分為學業自我概念與非學業自我概念，在學業自我概念下， 又可依據不同的學科，分化出不同學業的自我概念. Marsh 與 Yeung

( 1997

)在研究中發現， 數學和語文自我概念對於數學及語文成就各自有高度正向的影響效果( .42 至.駒，平均

56.5)

.然而，對於不同領域的成就表現(例如:數學自我概念對語文成就的影響，或語文自 我概念對數學成就的影響)則無顯著效果，甚至呈現負效果(.04 至-.18 .平均-.09 )。所以， 學業領域的殊異性(區分性)是執行自我概念相關研究必須注意之處，因此在本研究中，研 究者乃擇定以科學為主要領域，進行探討。 性別差異一直是科學領域關注的議題，余民寧、趙珮晴與陳嘉成(2010 )分析 1998 年到 2008 年大專生就讀文科與理科的性別差異，指出10 年來兩性學生在理科的選擇上，性別差異 的現象不減反增。「男理工、女人文」的教育現象仍然存在，此一現象，肇因於男、女生的專 長能力差異?抑或是社會期待角色所造成?在本研究中，欲針對數理表現皆在相當水準之上 的資優生進行探討，希望暸解性別差異現象在資優生身上是否也存在。 以下乃分就學業自我概念與學業成就之間的因果關係，以及科學領域的性別差異進行析 三=-"-d間﹒

一、學業自我概念與學業成就之間的因果關係

Calsyn 與 Kenny

( 1977

)定義兩個分別將學業自我概念與學業成就視為結果與原因的模

侯雅齡 資優生科學自我概念﹒ 59

•

model) 。在自我彰顯模式中，學業自我概念是因，學業成就表現為果，該模式假定: I 學業自 我概念將影響學業成就表現 J '所以，如果希望學生有好的學業成就表現，可以試圖建立學生 正向良好的學業自我概念。相反地，在技巧發展模式中，則認為學業成就表現是因，學業自 我概念為果，該模式假定: I 學業成就表現將影響學業自我概念 J '所以，若希望學生有好的 學業成就表現，可能要從學業學習技巧增進或改進教學方法等地方著手，而非提升學業自我

概念。 Marsh 等( 1999) 則接續提出「互饋效果模式 J

(reciprocal effects model)

.互饋模式主

張欲瞭解自我概念與學業成就的因果關係'必須在一段時間內，對同一個受試或同一群受試， 進行多次重複測量或觀察來進行資料蒐集，如此可見，隨著時間的改變，先前的學業成就會 影響個人學業自我概念，而目前的學業自我概念又會影響日後的學業成就表現，因此兩者之 間是互為因果的關係。

回顧關於兩者因果關係探討的眾多文獻，可以發現各種關係都各自有研究結果支持，學

業自我概念與學業成就之間執為因?孰為果?仍存在著爭議(Marsh

et a

I.,

1999; Marsh &

Craven

,

1997) 。不過，若進一步從自我概念理論的探討、自我概念的測量、自我概念的發展觀 點，以及統計分析的合宜性等向度加以分析，造成分歧結果的原因，可能包含未注意到學科 自我概念與非學科自我概念的區辨，以及多數的因果關係推斷是蒐集橫斷式資料，進行迴歸 分析處理而來(

Byrne & Gavin

,

1996 )

,

Marsh 等(1 999 )認為要瞭解自我概念與學業成就的因 果關係'僅採用一個或兩個時間點的資料是不夠的，應從發展的觀點來瞭解隨時間改變兩者 的發展關係為何。

大部分近期的研究採用互饋模式，認為學業自我概念及學習成就會互相影響 (Gu呵，

Marsh

,

& Boivin

,

2003; Marsh

,

Hau

,

& Kong

,

2002; Marsh

,

Trautwein

,

Liidtke

,

K

6l1

er

,

& Baiimert

,

2004; Marsh &

Yeu嗯，

1997; Muijs

,

199

7)

，以 Kurtz-Costes與 Schneider

( 1994

)的研究結果為

例，學業自我概念對學習成就的影響係數為 .28 '學業成就對學業自我概念的影響則~ .16 。 但是在互饋模型中，主要影響力為何?仍有一些分歧意見。有些研究發現，學習成就對於學 業自我概念的影響，大過於學業自我概念對學習成就的影響，例如 Helmke 與 Van

Ak

en ( 1995)

在縱貫三期的研究中，發現前一期學習成就對後一期學業自我概念的影響分別為.28 與 .37

'

至於前一期學業自我概念對後一期學習成就的影響則只有 .07 與 .06 ;當然也有研究提出相反 的結果，在 Marsh 等 (2004 )的前後二期縱貫研究發現，學業自我概念對學習成就的影響係

數為.24 .但學業成就對學業自我概念的影響只有 .03 0

De

Fraine 、 Van Damme 與 Onghena

(2007

)認為學業自我概念及學習成就之間的關係會隨著年紀改變:在學齡的早期，學生的

學業自我概念受學習經驗影響較大，當學生的戚知能力發展較為穩固後，學業自我概念及學

習成就之間的關係變成交互影響，到了青春期，自我概念反而對學習成就有較大的影響。 另外，在發展心理學的研究中，普遍的共識是從小學到中學的階段，學業自我概念會下

•

60

·實優生科學自我概念 侯雅齡 下降會持續整個青春期 (Wa哎， 2004) .歸納其原因，一方面是與學生在青春期的身心理特質改 變有關，他們很在意別人對他們的看法，強烈的自我意識與高度的敏戚使其自我概念偏低;

男方面則可能是與中學的學習環境有關，相對而言，國中環境學生的參與度較為受限(

limited

participation) 、有較多應遵從的規則 (excessive

rules)

.以及師生互動關係較不緊密(

poor

student-teacher

relationships) 與此一階段期待自主、獨立及社會互動的青少年並不契合

( Anderman & Maehr

,

1994; Eccles et

址，

1993;

Rh

odes

,

Roffman

,

Reddy

,

&

Fredriksen

,

2004) 。

Marsh (

1989) 發現，澳洲青少年的學業自我概念在八年級或九年級時，將會降到最低點，接 著在青春期後期才會再提升。

一般來說，學生的學業能力會隨著年齡與受教育時間而不斷提升，近來因各種長期追蹤 資料庫逐漸完備，遂有更多實證研究支持此一假設，舉例而言，陳俊瑋 (2011) 分析「臺灣教

育長期追蹤資料庫」中 2001 至 2007 年四個波次的資料，結果發現，我國學生由七年級至高

中職(或專科)階段，其學習成就以1. 58 的平均速率成長. Jordan 、 Kaplan 和 Hanich

(2002)

將學生分成數學困難、數學閱讀困難、閱讀困難，以及數學與閱讀正常四類，進行2 年四個

波次的追蹤研究，結果發現不管哪一類型的學生，學習成就都呈現成長的趨勢。

綜上分析，隨著時間的遞壇，學生的學業能力會漸次提升，但是中學階段的學業自我概 念卻可能呈現下降的情形，這衍生的男一個發展問題就是:中學階段學業自我概念及學習成 就隨時間變化的關係如何?研究發現，隨著學生年紀的增長，開始意識到自己的缺點與優勢， 因此更能將他們的學業自我概念連結到學習成就上(Guayet 此，

2003; Marsh et a

I.,

2002) 。但 是 VanDamme 、 Opdenakker 、 De Fraine 與 Mertens (2004) 則發現，在中學階段兩者的相互關 係會隨著年齡增加而下降。所以，關於學業自我概念及學習成就關係的研究，縱貫性的資料 是必要的，因為透過縱貫資料的分析方可瞭解隨時間改變，兩個變項的發展關係，在本研究 中想瞭解學業自我概念與學習成就的因果關係與相互影響力大小，也分析兩個變項的各自潛 在成長的軌跡，以及學業自我概念與學習成就間關係的發展。

二、科學領域的性別差異

我國積極落實性別平等教育已有一段時間，但從生涯抉擇的結果來看，性別差異現象仍 然存在，研究者將教育部統計處 (2012 )歷年大專校院學生人數的統計資料中，教育、人文 及藝術、社會科學、商業及法律、醫藥衛生及社福等歸併為「文科 J .科學、工程、製造及營 造，與農學等歸併為「理科」後，發現 90 學年度女生就讀文科與理科的比例為 81%與 19%

•

男生為 37%與 63%

'

100 學年度女生就讀理科的比例降為 16% 、男生選讀文科的比例提升至

45%

.此一變化頗堪玩味，近 10 年來性別主流化的倡議未稍停歇，男生選擇文科的意願提升， 但是相反的，女生選擇理科的意願卻下降。 對於女性科學參與度比男性低的問題.

Brickhouse

(1994) 認為可從「能力問題 J

(the

侯雅齡 實優生科學自我概念﹒ 61

•

deficit) 與不公平對待(

inferior

treatment) 兩個向度來思考。持性別差異本質論(

essentialism)

者，主張性別的差異是先天的，女性因為大腦結構、賀爾蒙等有別於男性，所以在認知能力、

性格等異於男性，而科學學習對男性有較大的優勢(Moir

& Jessel

,

1989/2000; Roger

,

1999/

2002)

;男外，持性別建構論(constructionism) 者，則主張性別的差異是後天的，兩性在性格 或行為的差異，是在社會化過程建構而來，父母教養期待、社會文化制約等皆會促成「性別 刻板化 J '科學被視為具有「陽剛」的特性，是較適合男生的學科，女生可能因此在科學學習 情境中與經驗中受到不公平的對待，也降低自我在科學表現的期許(黃曬莉，2007 ;蔡麗玲、 王秀雲、吳嘉苓， 2007) 。 臺灣近年來陸續參與一些國際教育成就調查，從中檢視男、女學生的科學學習成效差異， 可發現在國際數學與科學教育成就調查(

Trends in International Mathematics and Science Study

,

TIMSS) 結果，

TIMSS

2003 年(

Martin

,

Mullis

,

Gonzalez

,

& Chrostowski

,

2004

)臺灣八年級男

生的分數為 563 分、女生為 559 分，男、女生之間並未有顯著差異，且此差距低於國際平 均;

TIMSS

2007 年 (Martin，

Mullis

,

&

Fo弘 2008 )八年級男生的分數為 572 分、女生為 571

分，依然未有顯著差異;而經濟合作暨發展組織(

Organisation for Economic Co-operation and

Development

,

OECD) 主導的國際學生能力評量計畫 (Programme

for International Student

Assessment

,

PISA)

,

2009 年 15 歲學生的科學表現，女學生為 521 分、男學生為 520 分，性別

差異也不明顯(徐秋月、林哲彥、張銘秋，

2011

)。綜合這些結果可以發現，國中階段的男、 女生在科學表現上並無差異，男生並不特別具有科學學習的優勢，女生的能力也不輸男生。 不過， Han 與 Hoover

( 1994

)以及 Zhang 與 Manon (2000) 的研究進一步進行能力高低者的 差異比較，結果發現，性別差異與能力高低有交互作用的現象，能力低的群體中，女生的表 現優於男生，能力高的群體，男生的表現優於女生。 Benbow 與 Stanley

( 1980

)以國中資優生

為對象，發現資優男生的數學能力優於女生， Benbow 與 Stanley

( 1983

)進行更大規模的探究，

結果依然支持性別差異的存在，而且智力愈高，性別在成就表現的差異愈大。在非認知能力

部分，多數研究指出，青春期的女生學業自我概念低於男生 (De

Fraine et a

I.,

2007; Fredricks &

Eccles

,

2002; Marsh

,

1989; Wigfield et a

I.,

1991; Young & Mroczek

,

2003)

，特別的是，和男生相

比，女生其實有較高的學習動機以及更好的學習活動參與度，但他們的學業自我概念卻較差

(Arnot

,

David

,

& Weiner

,

2000; Clark & Trafford

,

1996; Fredericks & Eccles

,

2002)

0 Steele 與

Ar

onson ( 1995

)首先提出刻板印象威脅 (stereotype threat) 觀點，當一般人對某個團體普遍

抱持某種負面刻板印象，身處該團體的成員，在可能應驗這種負面刻板印象的情境中時，就

會擔心自己的行為會驗證此刻板印象，或被別人用此負面刻板印象加以評斷，而產生被威脅 的凰覺或壓力。科學強調的理性、客觀、抽象思考等特質，與社會文化中賦予男性的特質接

近，女性如果科學太好則要承受「不像女生」的壓力(蔡麗玲等，

2007)

,

Willis ( 1989

)也指

•

62

.資優生科學自我概念 侯雅齡 擇科學。國內近來的研究也發現，社會文化傳遞的「數理是男性優勢學科」訊息，會對女性 造成相當程度的影響(陳岐眉、孫旻暐， 2006 ;項樂琦，

2008 ; Inzlicht

&

Ben-Zeev

,

2000; Marx

&

Roman

,

2002

)。

Van de

gaer 等 (2009 )採縱貫研究的方式，發現男、女生在青少年階段學業自我概念與學

習任務的動機皆呈現下降趨勢，尤其女生的學業自我概念和男生相比，呈現大幅度的下降; 另外，智力較高的學生在起始點有較高的動機及學業自我概念，但是愈聰明的學生，在改變 軌線上減速的幅度也愈大。 De Fraine 等 (2007 )也從縱貫資料的分析中發現，學業自我概念

在青春期的時候會下降，且女生的學業自我概念比男生低， Jacobs 、 Lanza 、 Osgood 、 Eccles

與 Wigfield

(2002

)也發現不同性別青少年，在數學和語言的自我能力信念的下降速度不同。 綜合上述探討可知，我國青少年階段的男、女生在科學能力上並無明顯差距，生理因素 影響男、女生科學學習成效並不明顯，不過國外的研究中，在高能力或資優群體卻可以看到 男生成就優於女生的現象，我國資優生的科學成就是否存在性別差異，可做進一步探討。而 國中階段，男、女生學業自我概念不僅有差異，且在下降的速度上也有性別差異，因此，我 國男、女資優生在科學自我概念的差異，以及發展的差異也值得進一步探究。 三、研究問題 (一)國中資優生科學自我概念的發展狀況為何?其發展趨勢是線性的變化?抑或呈現 非線性的變化? (二)國中資優生科學成就的發展狀況為何? (三)國中資優生之科學自我概念與科學成就隨時間改變的發展關係如何? (四)國中資優生之科學自我概念與科學成就的因果關係為何?兩者之間呈現「互饋」 關係、「自我彰顯」關係'抑或是「技巧發展」闢係? (五)國中資優生之科學自我概念，以及科學成就的發展關係有無性別差異?

貳、研究方法

一、研究樣本

本研究之樣本包含大高雄(原高雄縣與高雄市)16 所國中資優班學生，資料蒐集為期2 年，採固定樣本四波次的追蹤調查，由於大高雄地區的國中資優生採入學後鑑定，七年級下 學期才進行安置並提供資優教育服務，故首次資料於八年級上學期進行蒐集，隨後每學期蒐 集一次資料，各校資料蒐集的時間點相近，皆統一在各國中第二次成績考查後第l 週內進行， 最早施測的學校與最晚施測的學校相差在10 天內。為求施測的標準化，研究進行之初，乃召 開統一的說明會，每次施測前2 週則再給予書面的施測說明，並電話聯繫各校協助的主任及

侯雅齡 賀禮生科學自我概念﹒

63 •

施測教師。 首次發出的問卷全數回收，計有 381 份，表 l 為各校資優班人數及男、女學生比例，由 於資料蒐集歷時 2 年，期間若有學生停止接受資優教育服務或轉學，則視為遺漏值，不納入 分析;而在四次的資料蒐集中，如果學生有請假等個人因素未填寫問卷，或問卷填寫不周全 被判定為廢卷，但是整體資料中至少有兩次資料是有效的，則仍予以保留。 表 l 研究樣本分布摘要 學校 性別 男生 女生 五甲國中

23

6

鳳山國中

17

11

鳳甲國中

17

12

鳳西國中

17

13

阿蓮國中

24

3

旗山國中

20

6

橋頭國中

₁₀

₅

光華國中

11

7

民族國中

II

3

正興國中

18

11

中山國中

6

4

右昌國中

₁₅

₁₂

五福國中

18

11

左營國中

6

8

龍華國中

20

10

福山國中

18

8

總人數

251

130

二、研究工具

茲說明本研究使用的二份工具:

(一)國中科學自我概念量表

本量表取自 Marsh

(1990

,

1992) 所編製的 ASDQll 之有關科學題項，採 Likert 六點量表 形式，在量表上的得分愈高表示科學自我概念愈好。由於原量表已有非常良好的信度與效度 證據，故研究者乃盡可能在翻譯上忠於原意，並將翻譯後的題目委請 2 位資深教授進行審題，

•

64

.背優生科學自我概念 侯雅齡 以瞭解翻譯的妥切性與和原意的近似性，修正後的試題共計11 題，且內含 2 題反向題。最後 再以高雄市明義、民族團中，屏東縣中正、光春以及東港國中計422 位學生進行預試，取得 代表內部一致性的 α 係數為 .931 。

(二)自然科學業成就測驗

由於重複施測相同的成就測驗，可能造成測驗的天花板效應(

ceiling effect)

，練習的效果 也會使測驗的難度產生變化。因此，本研究所使用的自然科學業成就測驗，乃取自研究者以 項目反應理論(

item response

theo句， IRT) 所建立的自然科題庫(侯雅齡 '20l0b)' 該題庫建

置乃先透過雙向細目表將試題依難度(低、中、高)與教學內容領域兩向度進行試題規畫u

'

再先後經歷多次的審題與修題會議，邀集測驗與學科專家來審題與潤飾文句，確認內容效度; 也進行實地施測確認試題品質，以三參數 logistic 模型，取得所有題目的參數，整體而言，題 庫內全部測驗的難度平均為 .910 、鑑別度平均為 .970 、猜對概率係數平均為 .220 '將題庫分 組成三卷，其內部一致性 α 係數為 .861 、 .882 及 .922 ;由題庫選組 2 份試卷施測 225 位學 生，所獲得的重測信度為 .854 及 .887 '重測複本信度~ .799 ，可見測驗不僅有好的內部一 致性，也具有良好的時間穩定性;另以 6 所學校 655 位學生的自然與生活科技(理化部分) 學期成績作為同時效標，相關值介於.5 32 至 .789 間，整體而言題庫試題品質理想。 研究者依據國中教材實施的情形由題庫中選取試題來組成測驗:八年級以物理、化學為 主，九年級再加入地球科學;也考慮施測對象，希望試題對於能力範圍介於-1 至+2 的學生皆 有高訊息量。組成的 3 份科學成就測驗，適用於八年級上學期的測驗有 12 題、適用於八年級 下學期的測驗有 17 題、適用於九年級上學期的測驗有 14 題，其內部一致性信度分別 為 .932 、 .994 及 .996

'

~于衡現實狀況，九年級下學期有全國基本學力測驗的外在因素干擾， 因此第四波資料不再蒐集學生的科學成就。科學成就測驗屆四選一之單選題，研究者在編組 測驗時，也注意到學生能力會隨年齡逐步成長，因此將 3 份測驗的難度漸次提高。 本研究中的 3 份自然科學業成就測驗於不同時間所獲得的學業成就資料將合併分析，因 此測驗嚴入共同試題，以利在全部施測完畢後，採垂直等化(

vertical

equating) 的方式進行試 題連結，研究者利用 BILOG-MG 3.0 分析軟體，估計每一位學生在各次測驗的科學能力估計 值，如此不同時間取得的成就測量結果方可相互比較。

三、資料處理與研究模式

研究者使用 AMOS 20.0 版，對本研究提出的各種縱貫研究模式進行考驗，茲分別說明如

下:

(一)採用單變量潛在成長模式來分別描述科學自我概念與科學成就的發展軌跡

圖 l 是科學自我概念之單變量潛在成長模式(

latent growth curve model

,

LGM)

，模式中包

侯雅齡

O

O

O

資優生科學自我概念﹒ 65

•

O

O

O

O

O

八上 S 自我

八下 S 自我

九上 S 自我 九下 S 自我

IMean

,

IVariance

SMean

,

SVariance

covanance

圖1. 科學自我概念之單變量潛在成長模式 含四個觀察指標(八上S 自我、八下 S 自我、九上 S 自我、九下 S 自我)代表四次重複評估 科學自我概念所得之觀察變項，四個觀察變項受二個潛在變項影響，分別為資料蒐集開始時 的起始點( ICEPT， ηI)與歷程的成長率(SLOPE， ηS)· 模式中假定二個潛在變項問具有相關

(\jfSI)

.另也設定所有被預測的觀察變項之截臣為o (因為截臣項已包括在起始點).以減少 估計參數。 為進一步瞭解科學自我概念呈直線成長模式抑或非直線成長模式，乃將成長率對觀察變 項的因素負荷量係數(λ) 做如下兩種設定:第一種分別將四個參數設定為O 、 .33 、 .67 、 1

;

第二種乃將第一個參數設為 o· 最後一個參數設為卜中間兩個參數作自由估計。圖 2 是科學 成就之單變量潛在成長模式，模式中包含三個觀察指標(八上 S 能力、八下 S 能力、九上 S 能力)代表三次重複評估科學成就所得之觀察變項，其餘設定與科學自我概念相同，惟科學

•

66

·資優生科學自我概念

0

,

Var

0

,

Var

0

,

Var

侯雅齡

O

O

O

八上 S 能力

_{八下 S 能力}

九上 S 能力

IMean

,

IVariance

圖2. 科學成就之單變量潛在成長模式

covanance

SMean

,

SVariance

能力因僅有三次資料，其發展狀況僅進行線性的評估。

(二)採用多變量潛在成長模式來描述科學自我概念與科學成就成長參數的關聯

圖 3 是科學自我概念與科學成就之多變量潛在成長模式 (multivariate

latent growth curve

model

,

MLGM) (Beckett

,

Tancredi

,

& Wilson

,

2004; Duncan

,

Duncan

,

& Strycker

,

2006; Stoel

,

Peetsrr泊，

& Roeleveld

,

200 1 )

.在這個模式中，包含科學自我概念截距 (ISC) 、科學自我概念斜 率 (SSC) 、科學成就截距 (IACH) 、科學成就斜率 (SACH) 四個潛在因素，研究者假設四個

侯雅齡 資優生科學自我概念﹒ 67

•

。「日

JI

。「自

JI

O

O

O

O

O

O

O

圖 3. 科學自我概念與科學成就之多變量潛在成長模式

(三)採用交互延眉模式積視科學自我概念與科學成就之因果順序

圖 4 是科學自我概念與科學成就之交互延右模式 (autoregressive

cross-lagged model

,

ARCL) ( Cook & Campbell

,

1979; Duncan et a

I.,

2006; Finkel

,

1995; Greenberg

,

2008 )

.圖中/天 上 S 自我至九下 S 自我四個潛在變項，代表固定樣本在不同測量時間的科學自我概念，由於

將科學自我概念的所有題目作為觀察指標太龐雜，且經因素分析後確認題日為單一向度，因 此，研究者將每一次測量科學自我概念的題日，以隨機的方式分成三組加總l成三個觀察指標;

八上 S 能力、八下 S 能力與九上 S 能力為固定樣本三次重複測量科學成就的結果，個人科學

成就則是透過 BILOG-MG 3.0 統計軟體所估計出個人成就的真分數。

各次測量時間的問隔為半年，足夠讓「因」影響「果 J

(Shadish

,

Cook

,

& Campbell

,

2001

,

p.412)· 前一時間的科學自我概念對後一時間科學自我概念影響的標準化係數值，代表科學 自我概念問隔半年的穩定係數;相同地，前一時間的科學能力對後一時間科學能力影響的標 準化係數值，代表科學成就問隔半年的穩定係數。

•

68

.實優生科學自我概念 使雅齡 圖4. 科學自我觀念與科學成就之交互延宮模式 根據前述文獻，成就與自我概念之間可能有互饋、自我彰顯，以及技巧發展三種因果關 係存在: 1.互饋關係:先前的學業成就會影響個人學業自我概念，而目前的學業自我概念又會影響 日後的學業成就表現。 2. 自我彰顯關係:學業自我概念是因，學業成就表現為果。 3.技巧發展關係:學業成就表現是因，學業自我概念為果。 研究者欲瞭解科學自我概念與科學成就在發展歷程中呈現何種交互影響情形，乃比較代 表兩個變項間交互影響的延若交叉係數(

cross-lagged

correlation) 之強弱，該標準化係數值代 表控制不同時間相同變項的影響效果後，前一時間的科學自我概念對後一時間科學能力的影 響，以及前一時間的科學能力對後一時間科學自我概念的影響。

(四)採用條件式成長模式來瞭解性別對於科學自我概念發展與科學成就發展的影響

條件式成長模式(

conditionallatent growth curve model

,

CLGM

)為圖 1 與圖 2 的巢套模型，

使雅齡 實優生科學自我概念﹒ 69

•

增加了性別作為層次二的預測變項，原先模式中的起始點與成長率由預測變項變成被預測變 項，並多了 ZI 與 Z2 兩個起始點與成長率的殘差變項，兩殘差變項假定有共變關係。在模式 中研究者希望探討男、女生在科學成就與科學自我概念的起始點是否不同?以及對改變速率 是否有影響? 上述各模式皆以最大概似法 (maximum likelihood) 進行估計，模式的整體適合度檢驗除

了使用 χ2 外，亦檢視 Tucker 與 Lewis (1973) 建議的 TLI (即 NNFI) 指數、 Bollen

( 1986 )

建議的增值適配度指數(

incremental fit index

.屯，即 IFI)、比較適合度指數(

comparative fit

index

,

CFI) 、 Bentler 及 Bonett

( 1980

)建議的「標準適配度指數 J

(norrned fit index

.丸，即

NFl)、平均近似值誤差平方根(

root mean square error of approximation

,

RMSEA

)、標準化殘差

均方根(

standardized root mean square residual

,

SRMR)

.以及 Hoelter

( 1983

)提出的臨界 N 指 數(

critical N index

,

CN) 。

參、結果與討論

一、描述性統計的結果

表 2 呈現不同的時間點，資(憂生在科學學業自我概念與科學成就的平均數、標準差、偏 態、峰度，以及取得有效資料學生數。 四個時間點科學自我概念的平均數分別為 47.257 、 46.147 、 43.874 、 44.945 .呈現下降趨 勢;而代表科學成就的學生科學能力估計值平均數分別為 0.934 、 1.150 、 1.265 .呈現上升趨 勢。 所有資料的偏態介於-.626 至-.229 之間、峰度介於-.628 至 .708 之間，可見，資料在不同 的測量時間點皆是趨於常態分布的 (Kline， 20肘， pp. 49-50) 。此一常態化分布有助於本研究以 最大概似法進行資料分析，比較值得注意的是，三個波次的科學成就相關低，原因可能是資 優生科學能力表現呈現正偏態，能力分配的變異程度小，以致相關係數偏低。

二、科學自我概念與科學成就在單變量潛在成長模式之驗證結果

由表 3 科學自我概念與科學成就之潛在成長模式整體適合度考驗結果，可知，科學成就

的潛在直線成長模式與觀察資料適配的卡方考驗結果未達顯著水準 (χ2=3 .l， p= .376)' 未推

翻虛無假設;另 TLI 為 .996 、 IFI 為 .998 、 CFI 為 .998 、 NFl 為 .946 .皆大於 .90 ;至於

RMSEA 為 .009 、 SRMR 為 .020 .亦小於 .05

•

Hoelter 為 1 ，391 。從這些指標顯示本研究提出 之科學成就潛在直線成長模式與觀察資料的整體適配度理想。

.

70

.育優生科學自我概念 侯雅齡 表 2 不同時間科學自我概念與科學成就之描述性統計 八年級上(Tl

)

八年級下 (T2

)

九年級上 (T3

)

九年級下 (T4

)

46.147

43.874

44.945

10.237

10.779

10.782

-.313

-.229

-.373

-.336

-.315

-.123

.777

.774

825

348

342

346

1.1

50

1.265

.616

.561

-.329

-.626

-.628

.708

科學自我概念

平均數

47.257

標準差

10.540

偏態

_-.4

₂₁

峰度

-.070

Tl

T2

790

T3

.702

T4

.680

人數

373

科學成就

平均數

.934

標準差

.663

偏態

_-.595

峰度

-.253

Tl

T2

.284

T3

.204

人數

381

.213

375

358

表 3 科學自我概念與科學成就之潛在成長模式整體過合度考驗結果

模式

df

χ

p

TLI

IFI

CFI

RMSEA

NFl

Hoelter

科學自我概念 直線成長

5

26.964

<

.001

.959

.980

.980

.108

.975

213

非直線成長

3

4.614

.2

02

.995

.999

.999

.038

.996

935

二次成長

14.970

<

.001

.871

.987

.987

.192

.986

169

科學成就 直線成長

3

3.1

.376

.996

.998

.998

.009

.946

1

,

391

科學自我概念的潛在直線成長模式，卡方考驗結果達顯著水準

(χ2=26.964 ， p

<

.001)'

侯雅齡 資優生科學自我概念﹒

71

.

TLl為 .959 、 lFI 為 .980 、 CFl

EJ

.980 、 NFl

EJ

.975 、 RMSEA 為 .108 、 SRMR 則為 .006 、

Hoelter 為 213 ;另在科學白我概念的潛在非直線成長模式，卡方考驗結果未達顯著水準(

X

2

=4.614

,

p= .202)'

TLl為 .995 、 IFI

EJ

.999 、 CFI ~ .999 、 NFl 為 .996 、 RMSEA

EJ

.038 '

SRMR 則為 .005 、 Hoelter 為 935 。兩個模式在多數的適配指標都佳，惟直線成長模式之卡方 考驗結果達顯著水準， RMSEA 也偏高，且 Hoelter 明顯較小，所以相對而言，科學自我概念 的非直線潛在成長模式與實際資料的契合度較佳。 研究者也進一步檢驗非線性成長是否符合二次成長模式，在圖 l 模式中加入另一代表二 次方的潛在變項，該潛在變項影響四個觀察變項的參數設定為 O 、 .11 、.45 與卜以瞭解科

學自我概念的非線性模式是否為二次模式，分析結果卡方考驗結果達顯著水準 (X

2

_{=14.970， p}

<

.001)' T

Ll

EJ

.871 、 IFI 為 .987 、 CFl :M .987 、 NFl 為 .986 、 RMSEA ~

.192 '

SRMR 則 為 .002 '各種適合度指數並非全數理想，表示二次數學函數並無法恰當地解釋此一非直線成 長模式。 表 4 是八年級到九年級不同時間點科學自我概念之潛在成長模式的參數估計結果，從固 定效果部分可知，科學自我概念的起始點平均數為 47.177 、成長軌線的平均數為-2.266 '兩個 參數的 t 值分別為 88.271 與 -5.275 '皆達顯著水準 (p

<

.001)' 表示資優生科學自我概念在 八年級上學期的平均分數為 47.177 分，之後隨著學生年齡增長呈現下降的情況，歷經 2 年後 到九年級下學期時，科學自我概念平均降為 44.91 卜 在隨機效果部分，科學自我概念起始點及成長率之變異數分別為 85.389 及 19.343 '兩個 參數的 t 值分別為 1 1.1 26 與 3.686 '統計考驗皆達顯著水準 (p

<

.001)' 表示資優生科學自 我概念在八年級上學期即有顯著個別差異，且科學自我概念的變化速率亦存在顯著個別差 異 o 至於殘差變異( El 至 E4 )的估計值則介於 13.942 至 25.119 。 最後，起始點與成長率之共變數是-6 .3 67 '相關係數為-.157

'p=

.149 ，並未有顯著的關 係，效果量EJ .025 ，意即資優生科學自我概念起始狀態、與成長率互相的解釋變異量約為2.5%

'

根據 Cohen

( 1988

,

1992

)對於效果量判斷的標準屬於小效果量。 在表 5 中，我們可以看到八年級到九年級不同時間點科學成就之潛在直線成長模式的參 數估計結果，從固定效果部分可知科學成就真分數的起始點平均數為 .950 '成長軌線的平均 數為 .333 '兩個參數的 t 值分別為 29.585 與 8.239 '皆達顯著水準 (p

<

.001)' 表示資優生 科學成就在八年級上學期的平均為 .950 '之後 l 年半約增加 .333 '到九年級上學期時科學成 就為 1.283 。 此外，資優生科學成就起始點變異數為 .160

'

t 值為 4.822

(p

<

.001) 統計考驗達顯著 水準;成長率變異數為 .046

'

t 值為 .751

'p=

.452 未達顯著水準，整體看來，資優生科學成 就在八年級上學期有顯著個別差異，但不管起始成就為何，所有學生的科學成就普遍逐漸提 升。至於各時間點殘差變異的估計值則為.277 。

.

72

.資優生科學自我概念 侯雅齡 表 4 科學自我觀念之潛在成長模式的參數估計結果 估計值 _標準誤 t值 pf直 固定效果 起始點平均數

47.177

0.534

88.271

< .001

直線成長率平均數

-2.266

0

.4

30

-5.275

< .001

隨機效果 起始點變異

85.389

7.675

1

1.1

26

< .001

直線成長率變異

19.343

5

.2

48

3.686

< .001

殘差變異 (El

)

24.760

4.357

5.683

< .001

殘差變異 (E2

)

19.085

2

.4

93

7.656

< .001

殘差變異 (E3

)

13.942

4.308

3.237

< .001

殘差變異 (E4

)

25.119

3.167

7.932

< .001

共變與相關 起始點與成長率共變數

-6.367

4

.4

14

-1.

443

.149

起始點與成長率相關值

-.157

表 5 科學成就之潛在直線成長模式的參數估計結果 估計值 _標準誤 t值 pf直 固定效果 起始點平均數

0.950

0.032

29.585

< .001

直線成長率平均數

0

.3

33

0.040

8.239

< .001

隨機效果 起始點變異

0.160

0.033

4.822

< .001

直線成長率變異

0.046

0.061

0.751

.4

52

殘差變異 (E1-E3

)

0.277

0.020

13.544

< .001

共變與相關 起始點與成長率共變數

-0.078

0.037

-2.092

.036

起始點與成長率相關值

-.915

最後，起始點與成長率之共變數是 -.078 .相關係數為 -.9 時 'p=

.036<

.05 有顯著的關係。 相關係數為負，表示科學能力較低的資優生隨著時間的遞贖，其科學能力成長的速率較快， 而科學能力在起始點已有較佳的水準者，可能受天花板效應的影響，其成長速率較緩。另效

侯雅齡 資優生科學自我概念﹒

73 •

果量為 .837 .意即資優生科學成就起始狀態與成長率互相的解釋變異量約為 83.7% .根據

Cohen ( 1988

,

1992) 對於效果量判斷的標準屬於大效果量。

三、科學自我概念與科學成就在多變量潛在成長模式之驗證結果

為暸解科學自我概念與科學成就的關聯，以及隨著時間經過，科學成就與科學自我概念 的關係如何變化，乃採用多變量的潛在成長模式進行分析 o 科學自我概念與科學成就之多變量潛在成長模式的整體適合度考驗結果:本研究提出之

MLGM 與觀察資料適配的卡方考驗結果雖達 .001 顯著水準 (χ2 = 57.135

,

df=

14

,

P

<

.001)' 推翻虛無假設，但是在整體適配度指數部分，本模式之 TLI 為 .930 、 IFI 為 .965 、 CFI 為 .965 、 NFl 為 .954· 皆大於 .90 ;至於 SRMR 為 .024 、 RMSEA 為 .079 、 Hoelter 為 194 0

從整體適合標準考驗結果來看，本研究建構之MLGM 與觀察資料的整體適配度尚屬理想。 在四個潛在因素間關係的探討部分，由表 6 可見八年級開始時，科學成就與科學自我概 念之間呈現顯著的中度正相關 (r=

.507

,

p

<

.001). 亦即科學成就愈好的人也有較佳的科學 自我概念;但是，在科學成就的成長速率與科學自我概念的變化速率之間並無顯著相關 (r

=

.215

,

p=

.346); 至於科學成就的起始狀況與科學自我概念的變化佇立.113，

p=

.321)·

以及科學自我概念的起始值與科學能力的成長(r=-.278， p= .126) 之間皆無顯著的相關性

存在。

表 6 科學自我慨念與科學成就MLGM 之四個潛在因素之相關 相關值 共變數 標準誤

IACHXISC

lACHXSSC

SACHXISC

SACHXSSC

.507

.1

13

-.278

.215

1.

828

0

.2

77

-0.628

0.329

0

.3

39

0

.2

79

0

.4

11

0

.3

49

-OO 勻， -Aυ 勻，缸 賣國且 -oony 司‘ dA 且可 晶 u-3959 1. ζJAυ'IAυ '11izozo

措

-1

立

M

四、科學自我概念與科學成就在交互延君模式之驗證結果

為瞭解科學自我概念與科學成就之因果關係'乃採用交互延右模式進行分析，由兩個變 項交互影響的延若交叉係數的大小強弱比較，來分析科學成就與科學自我概念在發展中的交 互影響情形，藉以釐清兩者的因果機制。 科學自我概念與科學成就交互延右模式整體適合度考驗結果:卡方考驗結果達顯著水準

(χ2

=354.3

,

df=82

,

p

<

.001)' 推翻虛無假設。另 TLI 為 .929 、 IFI 為 .952 、 CFI 為 .952 、

.

74

·資優生科學自我概念 侯雅齡 表 7 是科學自我概念與科學成就的交互延若模式參數估計結果，首先，前後時間點科學 自我概念的關聯程度，分別為 .831 、 .807 、

.848

'在三個波次中具有穩定效果(

stability

effect)

，前後時間點之科學能力的關聯程度，分別為.234 、 .166 '雖達顯著水準，但相關不 高，究其原因可能在於資優生科學能力表現呈現正偏態，同質性高，使得能力分配的變異程 度變小，造成相關係數偏低。另外，科學自我概念與科學成就的相關為.294

'p

<

.001

0 表 7 科學自我概念與科學成就的交互延君模式參數估計 相關/迴歸值 _標準誤 t值 P1直 八上S能力 <一> _{八上 S 自我}

.294

.097

5.344

<

.001

八下S能力 <一- 八上 S 自我

.185

.012

3.522

<

.001

九上 S能力 <-一 八下S 自我

.186

011

3

.4

60

<

.001

八下S 自我 <一- 八上 S能力

-.022

.143

-0.637

.524

九上 S 自我 <一- 八下S能力

.069

.157

2.012

.044

九下S 自我

<---

九上 S能力

-.003

.159

-0.081

.935

八下S 自我

<---

八上 S 自我

.831

.044

19.129

<

.001

九上 S 自我 <一- 八 fS 自我

.807

.044

19.061

<

.001

九下 S 自我 <-一 九上 S 自我

.848

.040

20.056

<

.001

八下 S能力 <司一 _{八上 S能力}

_.234

_.047

_4.590

<

_.00

九上 S能力 <一- 八下 S能力

.166

.048

3.163

<

.001

在延右交叉相關係數方面，第一期科學自我概念(八上 S 自我)對第二期科學成就(八 下 S 能力)的係數為 .185'p

<

.001; 第二期科學自我概念(八下 S 自我)對第三期科學成 就(九上 S 能力)的係數為 .186

'P

<

.001

'皆達顯著水準，表示在排除第一期成就(八上 S 能力)後，科學自我概念對科學成就有顯著影響。 而在科學成就對科學自我概念的影響方面，第一期科學成就(八上 S 能力)對第二期科 學自我概念(八下 S 自我)的係數為 -.022

'P=

.524; 第二期科學成就(八下S 能力)對第三 期科學自我概念(九上S 自我)的係數為 .0的 'P= .044; 第三期科學成就(九上S 能力) 對第四期科學自我概念(九下S 自我)的係數為弋0的 •

p=

.935 ，皆未達顯著水準，表示在排 除第一期科學自我概念(八上S 自我)後，科學成就對科學自我概念的影響不明顯。 本研究結果發現，資優生科學自我概念與科學成就之間並不具交互影響的關係'亦即互 饋關係並未被證實。倒是科學自我概念對科學成就有顯著影響，也就是在前一波科學自我概 念愈佳的資優生，會影響下一波科學成就的提升，此一結果支持科學自我概念影響科學成就

侯雅齡 質優生科學自我概念﹒ 75

•

的「自我彰顯」關係，揭示了情意面向的自我概念對成就的影響不容忽視。

五、性別為二階因素的條件式成長模式驗證結果

由前述分析結果可知，個別資優生科學自我概念與科學成就，在八年級初始的表現與隨 後的成長變化皆存在顯著差異。因此，研究者乃在原本潛在成長模式中，加上|生別因素作為 層次二的預測變項，以進一步分析性別分別對科學成就與科學自我概念起始點與成長速率的 影響。 模式中的性別變項是 O 與 l 組成之二分變項 ·0 代表男生， 1 代表女生。圖 5 是含末標準 化解的性別二層次科學自我概念潛在成長模式;圖 6 是含末標準化解的性別二層次科學成就 直線潛在成長模式。

O

O 申 O

O

0

,

25.36

八上 S 自我

八下 S 自我 I

I 九上 S 自我

九下 S 自我

-0.12

圖5. 含未標準化解的性別二層次科學自我觀念潛在成長模式

.

76

.資優生科學自我概念

0

,

0.28

八上 S 能力

0

,

0.28

八下 S 能力

0

,

0.28

九上 S 能力 侯雅齡 圖 6. 含未標準化解的性別二層灰科學成就直線潛在成長模式 表 8 則是以性別進行分析的條件式潛在成長模式之參數估計結果，由表中可知，在科學 自我概念部分，性別至起始點之徑路係數為 -6.261

•

p

<

.001

.性別至成長率之徑路係數為

-0

.1

20 •

p= .863

'表示資優女生在起始科學自我概念比資優男生低了 6.261 分，而在科學自 我概念改變部分，男、女生並無顯著差異。起始點的殘差項 21 的變異數為 76.4 14 '相較於表 4 之無條件模式下的隨機效果 85.389 少了 8.975 .性別所解釋的初始變異有 10.5% ;而成長率 的殘差項 22 的變異數為 19.037 .相較於無條件模式的 19.343 僅少了.3 06 '表示性別所解釋 的成長變異僅有1.6% 0 21 與 22 的相關值為-.1 65

(p=

.138)' 但未達顯著水準。 在科學成就部分，性別至起始點之徑路係數為-0.1 日 .

p= .093

'性別至成長率之徑路係

侯雅齡 實優生科學自我概念﹒ 77

•

表 8 性別的條件式潛在成長模式的參數估計結果 估計值 _{標準誤 t值 p{直 解釋力} 科學自我概念 起始點←性別

-6.261

1.

044

-6.000

< .001

成長率←性別 也0.120

0.697

-0

.1

73

.863

Zl

76

.4

14

7.023

10.880

< .001

10.5%

Z2

19.037

5.179

3.676

< .001

1.

6%

ZlZl 共變數

-6

.3

08

4.249

-1

.4

85

.1

38

ZlZl 相關

-.1

65

科學成就 起始點←性別

-0.113

0.067

-1.679

.093

成長率←性別

0.072

0.085

0.841

.4

00

Zl

0.157

0.033

4.758

< .001

1.

9%

Z2

0.044

0.061

0.732

.4

64

4.3%

ZlZl 共變數

-0.076

0.037

-2.048

.041

ZlZl 相關

-.914

數為 0.072

'

p=

.400 ，皆未達顯著水準'表示資優男生與女生在八年級上學期的科學成就並 無差異，而在能力的成長率也無顯著的差異。起始點的殘差項ZI 的變異數為 0.157 '相較於 表 5 之無條件模式下的隨機效果也僅少了0.003 '解釋力為1.9% ;而成長率的殘差項Z2 的變 異數為 0.044 '相較於無條件模式的0.046 僅少了 0.002 '性別解釋的成長變異為4.3%也相當 有限。再者， ZI 與 Z2 的相關值為-.914

(p=

.014<

.05)' 表示在八年級上學期科學能力較 低者，隨著時間的改變，其科學能力成長的速率較快，而在八年級上學期科學能力有較佳水 平者，可能受天花板效應影響，成長速率較緩。

肆、結論興建議

本研究目的主要在探討資優生科學自我概念與科學成就的發展，以及兩者之間的關係， 在回顧相關文獻後，本研究以自我迴歸交互延若模式來瞭解科學自我概念與科學成就之間呈 現何種因果關係，以潛在成長模式來瞭解隨時間遞移，不同時間點重複測量的變數呈現何種 變動型態 (shape) ，以及科學自我概念與科學成就兩變數在總體層次與個體變化的關係。研究 者以大高雄市 16 所國中共計 381 位資優生為樣本，每半年一次共歷時2 年，進行固定樣本四 波次的追蹤調查。以下分述本研究之結論、貢獻與建議:

.

78

.實優生科學自我概念 使雅齡 一、研究結論與貢獻 本研究獲得的研究結論可分成五點，茲驢列如下: (一)國中階段資賦優異學生科學自我概念的發展軌跡呈現非線性遞減的發展趨勢，八

年級上學期到九年級上學期三波次的發展呈現快速下降，九年級上學期到九年級下學期則反

轉，呈現逐步緩升的情形;而科學自我概念的起始值與變化速率有顯著個別差異。但是起始 值與變化速率之間並不具顯著的關係'互相的解釋變異量約為 2.5% 。

多數研究都指出，學業自我概念在青春期會下降 (Cole

et

此， 2001;

Watt

,

2004; Wigfield

&

Eccles

,

2000; Zanobini

&

Us缸， 2002)

,

Marsh (

1989) 發現自我概念在中學階段會降到谷底然後

緩步上揚，本研究也有相同的發現，由資料分析中更明確地見到資優生的科學自我概念降到 最低的時間點在九年級上學期，而後有逐漸緩慢提升的現象。至於起始狀態與變化速率之間 並未有顯著的關係'表示八年級上學期科學自我概念的良甜，不影響日後變化速率的快慢。 (二)國中階段資賦優異學生科學成就的發展軌跡呈現直線成長的趨勢，其科學成就在 八年級上學期有顯著個別差異，但不管起始成就為何，所有學生的科學成就普遍逐漸提升。 資優生科學成就起始狀態與成長率互相的解釋變異量約為 83.7%' 科學能力較低的資優生隨著 時間的遞壇，其科學能力成長的速率較快，而科學能力在起始點已有較佳的水準者，其成長 速率較緩。 科學成就逐步成長的結果，符合學習能力隨時間逐步提升的一般性現象，在成長速率部 分，雖然多數文獻顯示，學生的起始能力高低會正向影響往後的改變速率，亦即會有馬太效 應 (Walberg

&

Tsai

,

1983) 的存在(林碧芳， 2011) ，但本研究卻有不盡相同的結果，未見馬 太效應。此應是資優群體的特殊性所致，在初始能力相對較不優秀的學生，因為具有潛質， 有可能迎頭趕上，也就是本研究在成長速率部分呈現的是天花板效應。 (三)科學成就的起始狀態與科學自我概念的起始狀態之間呈現顯著的中度正相關，科 學成就成長率與科學自我概念的變化速率並無顯著相關。 在本縱貫資料分析中，科學成就與科學自我概念在八年級初始時呈現中度相關的結果， 與多數以橫斷面進行的研究結果相同，亦即科學成就愈好的人有較佳的科學自我概念。但是 科學成就成長與科學自我概念的變化速率並無顯著關係'心理學中學習態度對學習成就改變 量影響的自驗預言(

self-fulfilling prophecy)

，以及社會學中學習成就對學習態度改變量影響的 威斯康辛模式(

Wisconsin

Model) 觀點，皆未出現於國中資1憂群體中。 (四)資優生科學自我概念與科學成就之間的因果關係'呈現科學自我概念影響科學成 就的「自我彰顯」關係。 Marsh 等(1 999 )認為，自我概念與科學成就之間存在互為因果的關係'先前的學業成就 會影響個人學業自我概念，而目前的學業自我概念又會影響日後的學業成就表現，在國內近 似的研究中，也支持情意特質與學習成就之間互為因果的關係(巫博瀚、陸偉明，

2010

;陳

使雅齡 _{資優生科學自我概念﹒}

79 •

俊瑋.

2011

)。本研究結果，資優生的科學自我概念對科學成就的影響較明顯，所呈現的是「自 我彰顯關係」。此一結果符合 De Fraine 等 (2007 )認為青春期階段的學生，自我概念對學習成 就有較大的影響。且相較於以一般學生為對象的研究，此一影響力更為明顯，本研究以資優 生群體為對象，研究結果不僅揭示了此一群體的殊異性，也提醒我們不能忽視對資優生進行 情意教育的重要性，由於目前資優生的安置，全部採取分散式，在有限的教學時間中，學科 的加深與加廣是多數教師為資優生設計課程時的唯一考量，本研究發現，科學自我概念將影 響對科學成就，因此我們在資優課程安排中有必要將情意教育融入其中。 (五)資優女生的科學自我概念比資優男生低，性別所解釋的初始變異有 10.5% ;但是在 科學成就部分，男、女生在八年級上學期並無差異，隨著學習時間的向前推移，能力的成長 速率也無顯著的差異，性別所能解釋成就的變異相當有限。 本研究結果發現，資優男、女生在科學成就的表現上並無軒鞋，成就的提升速率也相近 似，並不符性別本質論的觀點，資(憂女生並未因為大腦結構的差異而在科學學習上屈居下風。 但是值得注意的是，資(憂男、女生在科學自我概念上呈現的明顯差異，女生與男生有相同的 成就，但卻無相稱的自我概念，此一結果，支持性別建構論的主張，也就是性別刻板印象， 在女性社會化的過程中已對其造成相當的影響，使其降低對自我在科學表現的期許與看法。 相較於過往研究，本研究之具體貢獻如下:

(一)採用潛在成長模式進行資料分析

有別於一般對於跨時間點資料所採用的重複量數變異數分析，潛在成長模式可以透過截 距潛在變項與斜率潛在變項的平均數變化，來瞭解整體樣本的成長變化型態，也可以透過截 距潛在變項與斜率潛在變項的變異數變化，來瞭解個體內成長軌跡的個別差異。再者，以多 變項潛在成長模式對於科學自我概念與科學成就兩者的潛在成長變化，以及科學自我概念與 科學成就兩者的潛在成長變化的關係'也是過去研究較少觸及的部分。

(二)以資優生為對象，進行縱貫資料的蒐集與分析

本研究有別於一般橫斷面的調查，對資賦優異學生進行為期 2 年四波次的縱貫性調查， 從累積的觀察資料中，釐清科學自我概念與科學成就的因果關係'並暸解兩變項的變化趨勢; 此外，也探討男、女生在科學自我概念與科學成就的成長軌跡之差異。但值得注意的是，由 於資優生能力優異的特質，使得科學成就表現呈現正偏態，科學能力分配的變異程度變小， 造成縱貫資料中，前後期科學能力相關係數偏低。

(三)對資優生科學自我概念作針對性且完整的探討

根據理論，一般自我概念與學科自我概念並不相同，學科自我概念也因學科領域的差異 而有不同，本研究特別針對科學自我概念做探討，提供資優生在科學自我概念的清晰表現。

•

80

.資優生科學自我概念 使雅齡 (四)提供資優生科學成就的真實能力估計值 如果用一般的成就測驗重複測量可能會有練習的效應，用不同的成就測驗又有成績比較 的問題，本研究中的科學成就測驗，乃透過 IRT 模式進行測驗的垂直等化，以估計每一位學 生在各波次的科學能力分數，如此，個體在不同階段的科學成就方可進行比較，研究者可據 此瞭解學生學習成就的變化趨勢。

二、研究建議

(一)未來資料蒐集的時間點可以加長，以取得更豐富的資料 本研究在科學成就部分僅進行三波資料的蒐集，所以只能做直線模式的假設，未來若能 有更多波段重複測量的資料，將有助於瞭解資價生科學成就軌跡的變化。另外，研究指出， 青少年階段自我概念會呈現谷底翻升的現象，本研究僅蒐集青少年前期國中階段的資料，隱 約可見此一轉折點發生在九年級上學期，因為九年級下學期的科學自我概念己呈現微微上升 的狀態，青少年後期是否就呈現穩定上升的趨勢，也有賴蒐集更多重複測量的資料;最後， 成長測量的精確與可靠性會隨波數增加而提升，如果資料蒐集的時間加長，也能看到科學成 就與科學自我概念更明顯的發展關係。

(二)正視情意教育的重要，提升資優生的科學自我概念

本研究發現，科學自我概念影響科學學習成就，資 f憂生有 f憂於一般學生的天賦，我們在 致力於讓具有天賦的資優生有更佳的成就表現時，不應小觀個體內在動力對個人的影響，

Park

( 2011

)的研究也發現，影響學習成效除了認知因素外，也包含非認知的態度與自我概念。

美國組織行為學家 Luthans 和 Youssef

(2004

)提出心理資本 (psychological

capital)

，說明具

有豐富心理資本的人能更勇於面對挑戰、求取成功、有正向的歸因，即使遇到挫折也能勇於 承擔並迅速恢復。國中階段正值青少年身心變化時期，我們提供給資優生的資優方案不能僅 著重於課業等認知層面，教師與家長必須正視到情意課程的重要性，以富厚學生的心理資本， 當學生對自己的學業有更高的期望與信念時，將促使個人的行為表現有相對應的提升，潛能 方能充分開展。 (三)教師應有性別警覺意識，營造公平的學習璟境，減少資優女生受到性別刻板 印象的威脅 研究結果發現，資f憂女生相較於男生，有相同的科學成就，卻有較低的科學自我概念， 由此一結果可見，女生在科學的學習上並無能力不足的問題，但是在社會化的過程，可能受 到性別刻板印象的威脅，而產生科學自我概念下降的現象。教師宜有性別警覺意識，自省自 己是否受到社會性別期待的影響，將科學視為是男生天生適合的學科，或是有女生科學能力 好就不像女生等迷思想法。而在教學歷程中，宜注意避免將錯誤的期待加諸於學生身上，並

偎雅齡 資優生科學自我概念﹒

81

.

多提供科學領域女性工作者作為楷模，促使資(要女生能正向看待自己在科學方面的天賦，進 而認同科學，願意選擇自己的優勢能力，讓自己的天賦充分發揮。

誌謝

本研究承行政院國家科學委員會補助研究經費(計畫編號:

NSC-97-25

1l

-S-153-007-MY2)

，謹此致謝。

•

82

.資優生科學自我概念

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