國小數學解題自我調節表現量表之編製發展與實測分析研究
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(2) 116. Journal of Education & Psychology December, 2008, Vol. 31 No. 4, pp. 115-146. The Development and Testing of SelfRegulation Inventory Applied for Learners of Primary School on Mathematical Problem Solving Chia-Hua Hsu*. Abstract The theme of this research is combined the content analysis of self-regulated learning and metacognition theory with the response eliciting design to develop the selfregulation inventory (SRI) of Likert’s rating scale on mathematical problem solving. The subjects are composed of 318 first graders coming from Chiayi by convenient and cluster sampling. All subjects receive the testing with SRI, then the data be analyzed statistically. In light of item analysis, there are 77.7% average level of performance, and well internal correlation and critical ratio no matter what in single item, sub-scale or whole scale. In light of validity analysis, two factors are found in the results of exploratory and confirmatory factor analysis (general and executive self-regulation), there are well uni-dimentionality, variance proportions of factor extraction, model fit additionally. In light of reliability analysis, there are well α coefficient and composite reliability. Finally, the performances are different in general self-regulation significantly for individuals with different gender and mathematical achievements in school.. Keywords: assessment of self-regulation, metacognition, mathematical problem solving, reliability and validity of inventory, self-regulated learning *. Chia-Hua Hsu: Associate Professor, Education Department, National Chiayi University E-mail: [email protected]. Manuscript recieved: 2008.03.14; Revised: 2008.04.25; Accepted: 2008.06.12.
(3) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 壹、緒論. 117. 性 相 近 的 「 後 設 認 知 」（ metacognition ） 間 具 有 關 聯 。 雖 然 Sperling 、. 就數學解題特定學習領域而言，. Howard與Stanley（2004）發現個體後. 目前已有不少學者發現個體的自我調節. 設認知能力與其自我調節能力（如監控. 能力確對其數學解題表現具有正向影. 能力）間確具顯著相關，不過. 響 ， 例 如 ： Case 、 Harris 與 Graham. Borkowski（1992）認為「後設認知」. （ 1992 ）、 Cassel 與 Reid （ 1996 ）、. 才是個體自我調節能力之核心，. Jacobson （ 1998 ） 曾 使 用 自 我 調 節. Zimmerman （ 1995 ） 亦 認 為 「 自 我 調. （self-regulation）策略來對學習障礙個. 節」能力包含成分遠多於後設認知能. 體進行數學文字題策略教學，結果發. 力，再自Cleary與Zimmerman（2004）、. 現，加入後設成分或自我監控（self-. Pintrich （ 2004 ）、 Schunk （ 2005 ）、. monitoring）成分後對提升個體的解題. Zimmerman（1998, 2002）所提模式內. 表 現 具 有 助 益 。 又 如 Fuchs 與 Fuchs. 容看來，自我調節學習（self-regulated. （ 2005 ）、 Fuchs 、 Fuchs 與 Prentice. learning）除了反省（reflections）及調. （ 2004 ）、 Fuchs 、 Fuchs 、 Prentice 、. 整（regulation）能力外，尚包含了動. Burch與Paulsen（2002）均發現在數學. 機歸因（attribution）、信念（belief）、. 解題策略教學中加入自我調節策略成分. 自 我 效 能 （ self-efficacy ）、 價 值. 能有效提升數學學習障礙學生（mathe-. （value）等能力在內，因此，所謂自. matical learning disabilities）的數學解. 我調節學習能力包涵向度應較後設認知. 題 表 現 。 再 如 Fuchs 等 人 （ 2003 ）、. 能力為廣，且隱涵後設認知能力實為自. Fuchs等人（2006）也發現在數學解題. 我調節學習能力不可或缺要素之義，二. 策略教學中加入自我調節策略成分能有. 者息息相關。. 效提升普通班學生的數學解題表現。由. 所以，在分析個體的解題表現. 前述觀之，個體的數學解題表現確受其. 時，自我調節學習及後設認知能力都是. 自我調節能力之影響甚鉅，因此，探討. 重要的影響變因，加上此二者間具有關. 及評估個體的自我調節能力應為解題領. 聯，且自我調節學習能力包涵向度又較. 域的重要研究課題之一。. 後設認知能力為廣，故論及個體解題自. 就Vygotsky（1978）社會心智發展. 我調節學習能力時，解題後認知能力亦. 觀點看來，自我調節（self-regulation）. 將涉及在內。準此而言，若能綜合後設. 能 力 乃 為 個 體 高 層 心 智 功 能 （ high. 認知能力及其他相關要素，將較能完整. order mental functions）之一，且與屬. 說明個體的解題自我調節學習能力，觀.
(4) 118 教育與心理研究 31 卷 4 期. 諸Zimmerman（1998, 2002）、Cleary與. Zimmerman（1998, 2002）提出一. Zimmerman（2004）、Pintrich（2004）. 個三層面模式，認為自我調節學習乃是. 所提之自我調節學習模式內容，可發現. 個 體 預 思 （ forethought ）、 表 現 控 制. 其性質大部分較屬於一般領域（domain. （ performance ）、 自 我 省 思 （ self-. general）之一般性自我調節學習能力，. reflection）三個層面（phase）的循環. 其內涵除包含反省及調整等後設認知相. 歷程。不過其內涵及項目歸屬前後有少. 關能力外，尚包含了動機歸因、信念、. 許變動。. 自我效能、價值等其他能力在內。目前. 第一個層面在1998年時包含目標. 似 僅 有 Garofalo 與 Lester （ 1985 ）、. 設 定 （ goal setting ）、 策 略 安 排. Lester、Garofalo 與Kroll（1989 ） 所 提. （ strategic planning ）、 自 我 效 能 信 念. 之 「 認 知 ⎯⎯ 後 設 認 知 解 題 架 構 」. （ self-efficacy ）、 目 標 導 向 （ goal. （cognitive-metacognitive framework），. orientation ） 及 內 在 興 趣 （ intrinsic. 在內容性質上較適用於解題特定領域. interest）。而在2002年時Zimmerman將. （domain specific）歷程執行性自我調. 前 述 第 一 、 二 項 納 為 作 業 分 析 （ task. 節學習能力之描述，其內涵乃融合認知. analysis）次層面，前述第三、四、五. 與後設認知觀點來說明個體解題的執行. 項及結果期待（outcome expectation）. 歷程，所含四階段的每一階段與細目均. 納為自我動機信念（self-motivation be-. 涉及解題歷程之執行性自我調節學習能. liefs）次層面。. 力，特別是監控及評估評鑑能力的運. 第二個層面在1998年時包含注意 力集中（attention focusing）、自我教學. 用。 由於個體在運用特定領域之特定. ／心像（self-instruction/imagery）及自. 性能力時，一般領域之一般性能力亦將. 我監控（self-monitoring）。而在2002年. 涉入（Driscoll, 2000; Gagne’, Yekovich,. 時 Zimmerman 將 前 述 三 項 及 作 業 策 略. & Yekovich, 1993; Solso, 2001 ）。 因. （task strategies）納為自我控制（self-. 此，若以上述學者所提模式架構內容之. control ） 次 層 面 ， 自 我 記 錄 （ self-. 性質為準，個體解題所涉之自我調節學. record ）、 自 我 試 驗 （ self-experimenta-. 習能力向度亦應同時包涵一般及特定領. tion ） 納 為 自 我 觀 察 （ self-observa-. 域兩類，說明如後。. tion）次層面。. 一、 一般領域（一般性）自 我調節學習能力. 第三個層面在1998年時包含自我 評鑑（self-evaluation）、歸因（能力或 努 力 ， causal attribution ）、 自 我 反 應.
(5) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. （self-reaction）及調適（adaptation）。. 119. changing）。. 而在2002年時Zimmerman將前述二項納. 整合上述兩位學者的看法後，個. 為 自 我 判 斷 （ self-judgement ） 次 層. 體的自我調節學習能力內涵應可包括幾. 面 ， 自 我 滿 足 ／ 情 感 （ self-satisfac-. 個重要元素，一為預思計畫、二為表現. tion/affect ）、 調 適 ／ 防 衛 （ adaptive/. 控制（含監控及控制）、三為自我省思. defensive ） 納 為 自 我 反 應 （ self-reac-. （反應及反思）。第一為作業前的思慮. tion）次層面。. 運作、第二為作業時的運思控管、第三. 此外，Pintrich（2004）提出了一. 為作業後的再思慮運作。此些要素除表. 個自我調節學習層面（phases）與領域. 現控制與執行控管較有關聯外，餘二要. （areas）分類架構，認為自我調節學. 素應適合用來描述說明個體在解題歷程. 習可分為：預思計劃與活化（forethought,. 中一般層面的自我調節學習能力運作。. planning, and activation）、監控（monitoring）、控制（control）及反應與反思 （ reaction and reflection ） 等 四 個 層 面，每個層面又各自包含認知（cogni-. 二、 特定領域（特定執行 性）解題自我調節學習 能力. tion）、動機情意（motivation/affect）、. 依 Garofalo 與 Lester （ 1985 ）、. 行為（behavior）、脈絡（context）四個. Lester等人（1989）所提「認知⎯後設. 領域。認知領域的調節包含個體對一般. 認知解題架構」，其內容共分為四個階. 認知、後設認知及相關運作策略的覺. 段。. 察 、 抉 擇 判 斷 與 調 節 （ awareness.. 導向（orientation）階段係指評估. selection, judgment, adaptation）。動機. 與瞭解（assess and understand）問題的. 情意領域的調節包含：個體對作業相關. 策 略 性 行 為 （ strategic behavior ）， 包. 之情意、效能、價值、興趣、歸因的知. 括 ： 使 用 理 解 策 略 （ comprehension. 覺 抉 擇 與 調 適 （ perception, selection,. strategy）、分析訊息及情境（analysis of. adaptation），行為領域的調節包含：個. information and conditions）、作起始及. 體對作業時間、努力程度、自我觀察、. 接 續 的 表 徵 （ initial and subsequent. 求助（help-seeking）及行為表現的覺. representation）、對問題難度及成功機. 察 計 畫 、 抉 擇 與 監 控 （ awareness,. 率 的 評 估 （ assessment of level of. planning, selection, monitoring）。脈絡. diffculty and chances of success）。. 領域包含：個體對作業及脈絡的知覺、. 組 織 （ organization ） 階 段 係 指 對. 監 控 及 改 變 （ perception, monitoring,. 解 題 行 為 的 計 畫 （planning of behav-.
(6) 120 教育與心理研究 31 卷 4 期. ior ） 與 行 動 的 抉 擇 （ choice of ac-. （adequacy of performance of actions）、. tions），包括：辨認解題的目標及次目. 行動與計畫間的一致性（consistency of. 標 （ identification. and. actions with plans）、計畫執行的細部結. subgoals）、作全盤的解題計畫（global. 果與問題情境間的一致性（consistency. planning）、為達成全盤解題計畫而進. of local results with plans and problem. 行 細 部 的 計 畫 （ local planning-to. conditions）及最後結果與問題情境間. implement global plans）。. 的一致性（consistency of final results. of. goals. 執行（execution）階段係指按照解. with problem conditions）。. 題計畫進行的行為規範（regulation of. 由以上說明中，可發現每一階段. behavior to conform to plans），進行細. 與細目均涉及個體對整個解題執行歷程. 部計畫（performance of local plans）、. 的監控與評估評鑑，亦即個體後設認知. 監控細部及全盤計畫的進程（monitor-. 能力的運用，而依Borkowski（1992）. ing of progress of local and global. 所言，後設認知能力正是自我調節學習. plans）、為求解題的速度、準確性、精. 能力的核心。因此，本架構應相當適合. 緻性（degree of elegance），而捨棄無. 用來描述說明個體在解題歷程中有關執. 用計畫、追求更佳計畫的決定（trade-. 行層面的自我調節學習能力運作狀態。. off decisions）。. 綜合上述，可知自我調節學習能. 驗證（verification）階段係指於解. 力乃為個體解題高層心智運作之重要關. 題中對所作決定（decisions made）及. 鍵，且對個體的數學解題表現具有重要. 執行計畫後結果（outcomes of executed. 影響，而整合前述學者所提理論內容，. plans）的評鑑（evaluation），包括兩個. 似可依性質將解題所涉自我調節學習能. 次階段，第一次階段係指對導向及組織. 力分為一般性及執行性兩個向度，綜合. 階段的評鑑，含表徵的適切性. 此二向度將較能完整描述個體解題自我. （adequacy of representation）、組織決. 調節學習能力的運作狀態。雖然，目前. 定的適切性（adequacy of organizational. 國內已有程炳林（2002）、程炳林與林. decisions）、細部計畫和整體計畫的一. 清 山 （ 2001 ）、 謝 志 偉 與 吳 璧 如. 致 性 （consistency of local plans with. （2003）等研究者曾提出自我調節學習. global plans），以及整體計畫與目標間. 能力的相關量表，但均非特別針對數學. 一致性（consistency of global plans with. 解題歷程進行設計，因此，聚焦於解題. goals）的評鑑。第二次階段係指對執. 特定領域之自我調節學習能力評估工具. 行的評鑑，含行動進行的適切性. 仍待開發。職此，本研究旨在參照自我.
(7) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 121. 調節學習及解題後設認知理論內涵進行. 我調節能力。在上述前提下，本研究將. 歸納分析，爾後搭配Likert式評定量尺. 以國小一年級個體為對象。. 及解題經驗前導誘發設計，希冀據之編. 此外，因本量表之解題經驗誘發. 製良好適用之解題自我調節表現量表。. 設計涉及個體在校所學學科學習內容，. 依前述目的，本研究之具體問題可細列. 加上目前九年一貫課程採一綱多本的方. 如下：. 式實施，為便於統一教學版本、協調單. 一、解題自我調節表現量表在解 題自我調節表現測量上之效度為何？ 二、解題自我調節表現量表在解 題自我調節表現測量上之信度為何？. 元教學進度及顧慮研究對象在校的數學 學習經驗，故採用目標與叢集取樣 （purposeful and cluster sampling）方式 於使用適當版本之嘉義縣市國小普通班. 三、解題自我調節表現量表在解. 一年級學生中，以學校為叢集單位選取. 題自我調節表現測量上之鑑別力（全量. 所 需 樣 本 。 而 依 Crocker 與 Algina. 表及分量表）為何？. （1986）所提「每項目至少需5人」之. 四、解題自我調節表現量表對不. 標準計算，解題自我調節表現量表預定. 同背景變項個體之解題自我調節表現實. 編製兩個分量表，每個分量表均有12. 測結果為何？. 題，全量表共24個計分項目，每個項目. 貳、研究方法 一、研究對象 由於本量表性質定位在國小階段 （一至六年級）通用量表，希望能作為. 乘上5人，至少約需120人以上。最後實 際取樣人數，嘉義縣抽取159人、嘉義 市抽取159人，合計318人。. 二、研究架構. 未來後續調查研究之起點，其次綜合. 本研究將分為兩部分進行，一為. Flavell （ 1985 ）、 Flavell 、 Miller 與. 量表發展、二為量表功能驗證，前者將. Miller （ 1993 ）、 Kreutzer 、 Leonard 與. 歷經整合自我調節學習及解題後設認知. Flavell （ 1975 ）、 Rothbart 與 Posner. 理論內涵與實徵研究之文獻探析、解題. （ 2001 ）、 Rueda 、 Posner 與 Rothbart. 自我調節能力分析、學習內容分析及編. （2005）之認知發展研究結果指出，國. 製量表四個次階段，後者則包含項目. 小階段（含一年級）個體已具有「後設. （難度及鑑別度）分析、測驗（信效. 記 憶 」（ metamemory ）、「 管 控 性 注 意. 度）分析二個次階段，其架構及內容如. 力」（executive attention）及「有意控. 圖1所示。. 制」（effortful control）之後設認知及自.
(8) 122 教育與心理研究 31 卷 4 期. 功能驗證. 量表發展. 解題自我調節 能力分析 文獻探析 1. 自我調 節學習 理論 2. 解題後 設認知 理論 3. 實徵研 究. 1. 一般性 預思、自我 省思 2. 執行性 表現控制、 執行與驗證. 學習內容分析 1.題型 2.數量 3.運算法. 圖1. 量表編製 解題自我 調節表現 量表 1. 一般性 量表 2. 執行性 量表 3. 題型語 意基模 4. 解題經 驗誘發 問題. 測驗分析 項目分析 1. 描述統 計 2. 答對百 分比 3. 極端組 t 考驗. 1.效度分析 (1)單一向 度 (2)試探性 因素分 析 (3)驗證性 因素分 析 2.信度分析 (1)α係數 (2)組合信 度. 實測結果 1.不同性 別 2.不同數 學學業 成就. 解題自我調節表現量表發展及功能驗證研究設計架構. 三、研究工具. 提模式大部分較屬於解題相關執行性自 我調節能力，因此，研究者擬將二者依. (一)解題自我調節表現量表. 目的篩選整合作為編製向度後，再以解. 因研究者欲測試的是個體在數學. 題情境來編寫量表項目內容。本量表預. 文字題解題特定領域而非一般領域的自. 定分為「解題一般性自我調節能力」及. 我調節學習能力，故除參考Zimmerman. 「解題執行性自我調節能力」兩大向. （ 1998, 2002 ）、 Cleary 與 Zimmerman. 度 ， 第 一 向 度 係 整 合 Zimmerman 、. （2004）、Pintrich（2004）等學者對個. Cleary與Zimmerman、Pintrich等學者所. 體一般領域自我調節學習能力的解析向. 提向度轉換為解題情境後進行編製，包. 度作為編製基礎外，並再參酌Garofalo. 含「解題預思」、「解題自我省思」二個. 與Lester（1985）針對個體數學解題活. 部分，第二向度則以前述學者及. 動所提之認知與後設認知整合模式內. Garafolo與Lester所提模式內容轉換為. 容，以為編製個體解題自我調節表現量. 解題情境後進行編製，包含「解題作業. 表之整合架構。. 表現控制」、「解題執行與評鑑」二個部. 由 於 在 性 質 上 ， Zimmerman （ 1998, 2002 ）、 Cleary 與 Zimmerman. 分。其編製架構細目及項目示例，如表 1及表2所示。. （2004）、Pintrich（2004）等學者所提. 考量本研究對象為一年級學生，. 解析向度大部分較屬於一般性自我調節. 其專注力可能有限，故每部分量表僅預. 能 力 ， 而 Garafolo 與Lester（1985 ） 所. 定編製12題，全量表共24題。另依班級.
(9) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 表1. 解題自我調節表現量表編製細目架構表. 向度. 層面. 包含細項. 意義內涵. 項目數. 2. 解題自 (1)自我判斷 我省思 (2)自我反應 1. 解題作 (1)自我控制 (二) 解題執行性 業表現 自我調節能 控制 力 (2)自我觀察 2. 解題執 (1)解題執行 行與驗 證. 5. A.自我評鑑 B.歸因（能力或努力） C.自我因應／情感滿足 D.調適. （1） （2） （2） （2）. 7. A.注意力集中 B.自我教學／作業策略 C.自我監控 D.自我記錄／試驗. （1） （3） （1） （1）. 6. A.監控細部及全盤計劃的進程 B. 為求解題的速度、準確性、精緻 性，而捨棄無用計劃、追求更佳 計劃的決定. （1） （1）. 6. (2)解題驗證 (2-1)導向及組織 A. 評鑑表徵的適切性 的評鑑 B. 評鑑整體計畫與目標間的一致性 (2-2)執行的評鑑 C. 評鑑行動進行的適切性 D. 評鑑最後結果與問題情境間的一 致性. 向度 一般性. 執行性. 層面 向度 項目數 項目數. （1） （1） （1） （1） （1）. (一) 1. 解題預 (1)作業分析 A.目標設定 解題一般性 思 B.策略安排 自我調節能 (2)自我動機信念 C.自我效能信念／結果期待 力 D.目標導向 E.內在興趣／價值. 表2. 123. 12. 12. （1） （1） （1） （1）. 解題自我調節表現量表編製項目內容示例（實施時使用注音版） 層面. 項目示例. 評估量尺. 解題預思. 我知道這一題要我們做什麼？. 是□. 有點是□. 不是□. 解題自我省思. 我會想一想這一題哪裡寫得好、哪裡寫得 是□ 不好？. 有點是□. 不是□. 解題作業表現控制. 我剛剛很專心的寫這一題。. 是□. 有點是□. 不是□. 解題執行與驗證. 寫完這一題的時候，我會再看看題目，想 是□ 想自己有沒有看錯題目的意思？. 有點是□. 不是□. 教師建議，在項目計分量尺上，考量一. 分。. 年級學生的判斷力廣度有限，故預定以. 在量表實施方面，考量一年級生. 「是、有點是、不是」（2、1、0）三點. 的作答能力，兩個分量表將分開實施，. 量尺為項目評定尺度，最高總分為48. 且為喚起個體對解題的經驗與回憶（解.
(10) 124 教育與心理研究 31 卷 4 期. 題 經 驗 誘 發 ）， 故 在 填 答 每 部 分 量 表. 研究者先針對教育部所頒2003年. 前，將先讓個體自行解一題引導性文字. 國民中小學課程綱要有關一年級學生解. 題作業後（參見後續說明），再回答各. 題能力指標所編，市場占有率較大之國. 項目問題。. 小康軒版、南一版、翰林版及部編版一. 項目分析方面，將以表現百分比. 年級上下學期數學課本及教學手冊第一. 為平均能力指標、決斷值分析為鑑別度. 二冊相關單元進行內容分析（康軒文化. 指標（總分排序後對前27%與後27%極. 事業股份有限公司，2006，2007；南一. 端組受試進行t考驗）。信度方面，將採. 書局出版事業，2006，2007；翰林文化. 內部一致性α係數及組合信度. 出版事業，2006，2007；國立教育研究. （composite reliability）為指標。效度. 院籌備處，2006，2007），歸納各版本. 方 面 將 使 用 探 索 性 因 素 分 析. 共同題型作為基本素材後，再參考. （Exploratory Factor analysis, EFA）及. Riley 、 Greeno 與 Heller （ 1983 ）、. 驗證性因素分析（Confirmatory Factor. Kintsch 與 Greeno （ 1985 ）、 Fuson. Analysis, CFA）來提供構念本位效度. （1992）對單步驟加減法數學文字題型. （ construct-related validity ） 或 構 念 效. 語意基模的分類，來分析其相關題型及. 度（construct validity）證據。. 計算難度，如表3所示。. 有關這些證據之分析請參見後續. 各版本在上下學期共同題型基模. 結果與討論所述。本作業將於研究的正. 方面，分別為合併型（combine）⎯求. 式施測階段中被使用。. 整體量（whole），改變型（change）結. (二) 解題自我調節表現量表之解 題經驗誘發問題. 果量未知（result unknown）⎯增加 （increase）及減少（decrease），比較. 由於前項量表係採解題經驗作為. 型（compare）⎯比多（more than）三. 項目撰寫內容，故在個體填答前有必要. 型四類。在上下學期共同運算量數大小. 再喚起其文字題解題經驗，因此，將另. 方面，上學期康軒及南一版為10以內，. 行設計與一般自行解題形式相同之解題. 翰林及部編版為20以內，下學期除翰林. 經驗誘發作業，以利於其後續填答。再. 版為70以內外，其餘版本皆為50以內。. 者，前項量表的項目內容，均以此誘發. 在上下學期共同運算量數類型方面，分. 作業之解題經驗為主題進行撰寫，來瞭. 別為個位數對個位數進位加、不進位. 解個體解題方面的後設覺察及自我調節. 加、不借位減法（一下時四版本使用者. 心理活動，故此誘發作業之解題經驗與. 皆 已 學 過 ）， 二 位 數 對 個 位 數 不 進 位. 前項量表的作答反應間具有關聯。. 加、借位減法（一下時四版本使用者皆.
(11) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 表3. 125. 各主要版本單步驟文字題型及運算量數類型交叉分析表 版本. 康軒. 學期 合併型. 整體. ＋. 南一. 翰林. 上. 下. 上. 下. 上. 下. 上. 下. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. 部分. －. 結果量未 知. 增加. ＋. ＊. 減少. －. ＊. 題型語意 改變量未 改變型 基模 知. 增加. ＋. ＊ ＊. 減少. －. 增加. ＋. 取走. 減少. －. 比多. －. 比少. －. 不進位加. ＋. ＊. 不借位減. －. ＊. 個位數對個位數. 運算類型 二位數對個位數. 二位數對二位數. 進位加. ＋. 不進位加. ＋. 不借位減. －. 進位加. ＋. 借位減. －. 不進位加. ＋. 不借位減. －. 進位加. ＋. 借位減. －. 備註. ＊. 添加. 比較型. 部編. ＊. ＊ ＊ ＊. ＊. ＊. ＊ ＊. ＊ ＊. ＊ ＊ ＊ （>10） ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊ ＊. ＊ ＊ ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊. ＊ ＊. ＊ ＊. ＊ ＊. ＊. ＊. ＊. 量數大小. <10. <20. <10 <50 <20 <70 <20 <50. 算式. 橫. 橫. 橫. 橫. 橫. 橫. 橫. 橫直. 註：＊代表該版本已含該項內容，數字部分為版本所涉運算數量，等式或大小於符號部分為版本運算數量範圍界定。. 已學過），二位數對二位數不借位減法. 二位不借位減法）。每型各一題，附加. （一下時四版本使用者皆已學過，不進. 於兩部分量表之說明指導語後、正式項. 位加法除康軒版外，餘版使用者皆已學. 目 之 前 （ 印 於 其 上 ）， 其 題 型 分 別 為. 過）四類。. 「 雅 雅 有 14 元 ， 她 買 了 一 頂 5 元 的 帽. 依班級授課教師的建議，從中選. 子，請問現在她還有多少元？」及「爸. 取誘發效果可能較佳之題型與運算組. 爸烤了13隻魚，哥哥烤了6隻魚，爸爸. 合，分別為改變型結果量未知⎯減少、. 比哥哥多烤了幾隻魚？」（實施時為注. 比較型⎯比多兩型，其所涉計算類型均. 音版）。. 為二位對一位借位減法（原先為二位對. 另為顧及作答時間，故每部分量.
(12) 126 教育與心理研究 31 卷 4 期. 表僅附加一題。本誘發問題將於個體填. 擬。. 答正式項目前，先行實施，且除經驗誘. (4)依學習內容分析結果，如現有. 發外，並無其他目的，故不公布或檢討. 能力水準、題型、運算法等向度選擇問. 正確答案，亦不另行計分。. 題，進行編製。. 四、實施程序 (一)量表編製及施測準備. (5)針對解題經驗誘發問題及量表 填答形式程序，設計說明指導語。 (6)依細目表先由研究者及研究者. 1.進行文獻探析：. 學術同儕合力進行項目內容核對檢視. 蒐集自我調節學習、文字題解題. 後，再由四位數學教育專家（兩位大學. 後設認知相關文獻，進行內容歸納整. 教授、兩位小學數學老師）審閱。 (7)修正及編輯量表相關組件：. 理。 2.進 行 解 題 自 我 調節 學 習 能 力分. 綜合上述審視結果，進行以下二 項調整，第一為符合各版本教學內容共. 析： 自前所歸納之相關文獻內容進行. 同性，將解題經驗誘發問題涉及之計算. 文字題解題自我調節能力分析。. 類型由原先二位對二位不借位減法調整. 3.進行學習內容分析：. 為二位對一位借位減法。第二部分問句. 針對國小一年級學生的學習內容. 敘述再加以口語化。. 及難度進行題型、數量及運算法之分析 （如表2內容）。 4.編製解題自我調節表現量表及解 題經驗誘發問題： 以解題自我調節能力分析及學習. 5.依序組合施測用量表並進行注音 標示，共分一般性及執行性量表兩部 分，均含注音版說明指導語、解題經驗 誘發問題、量表題目。. (二)試作及正式施測. 內容分析結果為基礎，進行量表及誘發. 1.試作. 問題編製，其主要流程如下：. 於非取樣學校中，挑選30位一年. (1)編製目標：解題自我調節表現 評估導向。 (2)編製細目表：依解題自我調節 能力分析結果，組織並細列編製架構向 度內容。. 級小朋友分別進行兩個分量表試作，實 施程序說明如後。 (1)填答說明 施測者對受測者進行約5分鐘之填 答說明，先請受測者隨施測者讀誦一遍. (3)依細目表及Likert式三點評定量. 說明語（含三類作答注意事項說明，填. 尺形式，進行初步項目及測試問題編. 答順序、類別意義、每題僅能勾選一.
(13) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 127. 類），之後由施測者對受測者進行口頭. sis）、試探性及驗證性因素分析（EFA. 說明，再由受測者提問、施測者說明回. and CFA）。再針對研究問題二，進行. 答。. 兩項分析，一為傳統信度分析、二為組 (2)解題經驗誘發問題作答. 合信度分析（composite reliability）。接. 施測者請受測者自行作答約5分鐘. 著針對研究問題三，進行極端組t考驗. （不公布或檢討答案）。. 之決斷值分析（critical ratio）。最後針. (3)量表題目填答. 對研究問題四，進行獨立樣本單因子多. 在受測者都完成誘發問題填答. 變 項 平 均 數 考 驗 （ Hotelling T 2 、. 後，接下來請其對正式量表題目自行填. MANOVA ）、 Roy-Bargman 的 降 步. 答約30分鐘。. （ step-down ） F 考 驗 及 同 時 信 賴 區 間. 結果發現兩式無論在填答形式或 程序上，實施狀況均甚良好。. （simultaneous confidence interval）考 驗。以上所涉統計分析，除驗證性因素. 2.正式施測. 分 析 係 以 Amos 7.0 進 行 外 ， 餘 均 採. 依既定計畫及上述程序對所有研. SPSS 12.0 for Windows系統為之。. 究對象於不同時間實施兩個分量表施 測。. (三)功能驗證 整合所得資料針對研究問題性. 參、結果與討論 一、各項描述統計分析 如表4至表8所示。. 質，進行項目、測驗信效度及實測結果. 由表4可知，先就全量表表現（最. 等分析，如後續資料處理與分析所述。. 高 總 分 48 分 ） 而 言 ， 其 平 均 數 為. 五、資料處理與分析. 37.296、表現百分比為77.7%、單題平 均數為1.554，表示大部分個體的表現. 首先在各項基本表現方面，採描. 均在一定水準以上。雖然如此，但其標. 述統計、平均數、標準差、答對百分比. 準差不小，代表個體的整體答題表現間. （如平均作業水準⎯題組所得分數除以. 仍存有相當的變異。. 題 組 最 高 得 分 ）、 皮 爾 遜 積 差 相 關. 次就分量表表現（最高總分各量. （ Pearson’s product-moment correla-. 表不同）而言，其單題平均數界於. tion）來說明受試的各項基本表現。次. 1.432～1.727間、表現百分比界於. 針對研究問題一，進行構念效度分析，. 71.6%～86.4%間，表示大部分個體的. 包含單一向度（unidimension）之主成. 表現均在一定水準以上。四個分量表的. 分 分 析 （ principal component analy-. 表現彼此差異不大，但第二至三分量表.
(14) 128 教育與心理研究 31 卷 4 期. 表4. 全量表及分量表表現描述統計（N=318）. 統計數 M SD P M（單題） n（題數）. 整體 37.296 7.158 0.777 1.554 24. 預思 8.635 1.745 0.864 1.727 5. 的變異較大，而第一分量表的變異較. 自我省思 10.950 2.620 0.782 1.564 7. 表現控制 8.591 2.436 0.716 1.432 6. 執行與驗證 9.120 2.768 0.760 1.520 6. 所欲測量之能力特質。 由表7可知，全量表總分與各分量. 小。 由表5可知，各分量表總分與所屬. 表表現之相關界於.631～.807間，且均. 單題表現之相關，第一分量表界於.545. 達.000顯著水準，代表各分量表與全量. ～.696間、第二分量表界於.463～.725. 表的相關相當良好，此亦顯示各分量表. 間、第三分量表界於.439～.685間、第. 單題與全量表的測試能力或潛在特質間. 四 分 量 表 界 於 .602 ～ .720 間 ， 且 均. 彼此具有良好關聯、內部一致性良好，. 達.000顯著水準，代表各單題與各分量. 各分量表均能相當程度地反應出全量表. 表的相關良好，此亦顯示各單題與各分. 所欲測量之能力特質。. 量表的測試能力或潛在特質間彼此具有. 由表8可知，各分量表表現間之相. 良好關聯，各分量表與所屬單題間的內. 關界於.197～.628間，且均達.000顯著. 部一致性良好，各分量表單題均能相當. 水準，代表大部分分量表間的相關大致. 程度的反應出各分量表所欲測量之能力. 良好，此亦顯示大部分分量表的測試能. 特質。. 力或潛在特質間彼此具有良好關聯、內. 由表6可知，全量表總分與各分量. 部一致性大致良好。. 表所屬單題表現之相關，第一分量表界. 除「預思」與「執行與評鑑」兩. 於.372～.464間、第二分量表界於.273. 分量表的相關小於.2外，其餘分量表彼. ～.541間、第三分量表界於.273～.653. 此間均具有接近或大於.3的關聯，代表. 間、第四分量表界於.389～.581間，且. 除「預思」與「執行與評鑑」外，其他. 均達.000顯著水準，代表各分量表單題. 各能力彼此間具有相當程度之關聯。其. 與全量表的相關尚稱良好，此亦顯示各. 中更發現「預思」與「自我省思」間的. 分量表單題與全量表的測試能力或潛在. 相關較高、與「表現控制」、「執行與評. 特質間彼此具有良好關聯，全量表與各. 鑑 」 間 的 相 關 較 低 ，「 自 我 省 思 」 與. 分量表單題間的內部一致性良好，各分. 「表現控制」的相關較高、與「執行與. 量表單題均能相當程度的反應出全量表. 評鑑」的相關較低，而「表現控制」與.
(15) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 表5. 129. 各分量表總分與所屬單題表現之相關（N=318） 分量表. 預思（n=5） 自我省思（n=7） 表現控制（n=6） 執行與評鑑（n=6）. 單題一. 單題二. 單題三. 單題四. 單題五. 單題六. 單題七. .662*** .527*** .439*** .670***. .696*** .525*** .642*** .593***. .674*** .572*** .548*** .658***. .642*** .492*** .521*** .602***. .545*** .463*** .672*** .693***. 無 .725*** .685*** .720***. 無 .557*** 無 無. 註：n表題數 ***p<.001. 表6. 各分量表所屬單題表現與全量表總分之相關（N=318）. 全量表. 單題一 .372*** .474*** .490*** .483***. 總分. 單題二. 單題三. .447*** .398*** .523*** .491***. .384*** .480*** .429*** .515***. 單題四 .391*** .273*** .273*** .389***. 單題五. 單題六. .464*** .367*** .653*** .507***. 單題七. 分量表. 無 無 .541*** .433*** .517*** 無 .581*** 無. 預思（n=5） 自我省思（n=7） 表現控制（n=6） 執行與評鑑（n=6）. 註：n表題數 ***p<.001. 表7. 全量表總分與各分量表表現之相關（N=318） 全量表. 總分. 預思. 自我省思. 表現控制. 執行與驗證. .631***. .766***. .807***. .753***. ***p<.001. 表8. 各分量表表現間之相關（N=318） 分量表. 自我省思 表現控制 執行與評鑑. 預思. 自我省思. 表現控制. .589*** .279*** .197***. .426*** .287***. .628***. ***p<.001. 「執行與評鑑」間相關最高，這顯示. (一)單一向度分析. 「預思」與「自我省思」較有關聯、. 為瞭解各分量表的單一向度性，. 「表現控制」與「執行與評鑑」也較有. 研究者使用主成分分析法分別對各分量. 關聯、而「自我省思」與「表現控制」. 表內的各單題進行分析，其結果如表9. 間也具有一定關聯。. 所示。. 二、構念效度分析. 由表9可知，在前置分析部分，四 個分量表主成分分析的KMO值界.
(16) 130 教育與心理研究 31 卷 4 期. 表9. 分量表所屬各單題之主成分分析成分負荷量（N=318） 各單題. 預思 .650 .724 .663 .636 .545. 一 二 三 四 五 六 七. 無 無. KMO Bartlett近似卡方. .708 193.934*** 10. df. 自我省思. 表現控制. .502 .497 .629 .456 .433 .768 .559. .436 .679 .548 .352 .724 .741. .663 248.324***. .702 226.939***. 21. 執行與驗證 .675 .519 .662 .559 .743 .770. 無. 15. 無 .767 373.514*** 15. ***p<.001. 於.663～.768間，依Kaiser（1974）的. 由表10可知，在前置分析部分，. 規準，各次主成分分析之取樣適切性尚. KMO值為.615、Bartlett近似卡方值為. 可、近中等程度。另各個Bartlett近似. 355.778 （ df=6, p<.001 ）， KMO 值 依. 卡方值大且達.000顯著水準，代表分析. Kaiser（1974）的規準，本次主成分分. 使用之相關矩陣並非單元矩陣，且各相. 析之取樣適切性普通、屬一般可接受範. 關係數彼此不同並大於0，適合進行主. 圍 ， 而 Bartlett 近 似 卡 方 值 相 當 大 且. 成分分析。. 達.000顯著水準，代表分析使用之相關. 正式分析部分，可發現第一分量 表的主成分負荷量界於.545～.724間、. 矩陣並非單元矩陣，且各相關係數彼此 不同並大於0，適合進行主成分分析。. 第二分量表 的主成分負 荷量界於.433. 正式分析部分，可發現四個分量. ～.768間、第三分量表的主成分負荷量. 表的主成分負荷量界於.679～.799間，. 界於.352～.741間、第四分量表的主成. 亦即四個分量表與全量表間的主成分相. 分負荷量界於.519～.770間，各分量表. 關界於.679～.799間，此代表全量表的. 各單題與各分量表總分間的主成分相關. 單一向度性相當良好。. 均界於.433～.770間，此代表各分量表 的單一向度性良好。. 由表9及表10的結果可知，各分量 表及全量表內的不同成分單一向度性均. 接下來，為瞭解全量表的單一向. 為良好，且符合本量表原初之編製理論. 度性，研究者使用主成分分析法對全量. 架構，加上為避免產生Byrne（2001）. 表內的各分量表進行分析，其結果如表. 所 謂 虛 假 （ b o g u s） 因 素 ， 以 及 陳 密. 10所示。. 桃、李新民與黃秀霜（2007）所謂擬似.
(17) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 表 10. 131. 全量表所屬各分量表之主成分分析成分負荷量（N=318）. 全量表. 預思. 自我省思. 表現控制. 執行與驗證. KMO. Bartlett 近似卡方. 總分. .679. .799. .780. .709. .615. 355.778***. 註：以上卡方檢定df為6 ***p<.001. （spurious）相關的問題，並降低因素. 46.164%及15.846%，總累積變異解釋. 分析參數估計所需樣本數之門檻，以提. 比 為 62.010% ， 兩 個 因 子 相 關 值. 高分析的信效度起見，後續之試探性及. 為.455，符合使用斜交轉軸之假定。但. 驗證性因素分析均將在考量Bandalos與. 由於兩個因子具有中度正相關，因此，. Finney（2001）的「題組內單一向度」. 系統無法加入平方和負荷量以取得總變. 原則下，審慎以同性質之分題組（item. 異數，故無法估計轉軸後之總累積變異. parcel）為單位進行。. 解釋比，僅能報告兩個因子在轉軸後的. (二)試探性因素分析. 平方總和，分別為1.546及1.485，此值. 由於研究者假定本量表之潛在因. 亦相當於使用正交轉軸後所得之因子特. 素間應或多或少具有一定程度之相關存. 徵值（eigen value），依Kaiser（1960）. 在 ， 所 以 使 用 主 軸 法 （ principal axes. 建議大於1的特徵值可予保留之規準看. method ） 搭 配 斜 交 轉 軸 （ oblimin. 來，這兩個斜交轉軸後所得之因子特徵. rotation）進行試探性共同因素分析，. 值具有相當的影響程度。. 其 前 置 分 析 部 分 ， KMO 值 為 .615 、 Bartlett近似卡方值為355.778（df=6, p. 正式分析所得之組型（pattern）及 結構（structure）矩陣如表11所示。. <.001），KMO值依Kaiser（1974）的規. 由於組型矩陣在性質上較接近轉. 準，本次因素分析之取樣適切性普通、. 軸後因素分數之加權係數（相對重要. 屬一般可接受範圍，而Bartlett近似卡. 性），而結構矩陣在性質上則為因素與. 方值相當大且達.000顯著水準，代表因. 觀察變項間的相關，亦即因素負荷量. 素分析使用之相關矩陣並非單元矩陣，. （factor loading），較能反應因素與觀. 且各相關係數彼此不同並大於0，適合. 察變項間的關係，適合作為判定因素結. 進行因素分析。. 構及命名之用（邱皓政，2001：15，. 正式分析部分，系統成功萃取二. 19-20），故自結構矩陣數據看來，這些. 個因子（轉軸收斂於第六個疊代），在. 負荷量均在0.3以上，代表每個分量表. 轉軸前兩個因子的總和分別為1.847及. 與兩個因素間都具有相當程度之關聯，. 0.634 ， 其 變 異 數 百 分 比 值 分 別 為. 再由兩個因素的數值大小來判斷其因素.
(18) 132 教育與心理研究 31 卷 4 期. 表 11. 分量表斜交轉軸因素分析結果 組型矩陣. 預思 自我省思 表現控制 執行與評鑑. 結構矩陣. 第一因子. 第二因子. 第一因子. 第二因子. .736 .793 .074 -.046. -.046 .076 .814 .764. .715 .828 .445 .301. .289 .437 .848 .743. 歸屬，可發現「預思」與「自我省思」. (三)驗證性因素分析. 兩個分量表較適合歸屬於第一因子，而. 為進一步驗證前述分析所得二因. 「表現控制」與「執行與評鑑」兩個分. 子結構之可靠性，在遺漏值處理精確度. 量表較適合歸屬於第二因子。參照表1. 之考量下，將據此參照李茂能（2006）. 編製架構之內容，歸納第一因子所屬兩. 的建議，以分題組為單位使用Amos程. 個分量表之性質，較屬於數學解題一般. 式內定之「最大可能性」估計法. 性自我調節能力，故命名為「一般性數. （Maximum Likelihood, ML）再進行驗. 學解題自我調節能力」，而歸納第二因. 證性因素分析，所得結果如圖2及表13. 子所屬兩個分量表之性質，較屬於數學. 所示。. 解題執行性自我調節能力，故命名為. 自圖2結構可知，驗證之二因子因. 「執行性數學解題自我調節能力」。因. 素結構中，共分兩個潛在因素、四個觀. 此，本單步驟加減法文字題解題自我調. 察指標變項，第一個潛在因素「一般性. 節表現量表所測試之能力有二：一為. 數學解題自我調節能力」影響「預. 「一般性數學解題自我調節能力」；二. 思」、「自我省思」兩個觀察指標變項，. 為「執行性數學解題自我調節能力」；. 第二個潛在因素「執行性數學解題自我. 前者係為解題「預思」及「自我省思」. 調節能力」影響「表現控制」、「執行與. 之能力，後者則為解題「表現控制」及. 評鑑」兩個觀察指標變項。. 「執行與評鑑」之能力。本次分析所得 之再製相關及殘差矩陣如表12所示。. 從因素與觀察指標變項的相關 （因素負荷量）看來，第一個潛在因素. 由表12可知，本次分析之各量表. 「一般性數學解題自我調節能力」與所. 再製共同性界於.513～.724間、量表間. 屬兩個觀察指標變項「預思」、「自我省. 再製相關界於.188～.627間，而再製相. 思」間的相關分別為.62、.95；第二個. 關與實際相關之殘差絕對值均未大於. 潛在因素「執行性數學解題自我調節能. 0.05（0%），因素萃取狀況良好。. 力」與所屬兩個觀察指標變項「表現控.
(19) 133. 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 表 12. 試探性因素分析再製相關及殘差矩陣. 再製相關. 預思. 自我省思. .513* .589 .288 .188. 預思 自我省思 表現控制 執行與評鑑. 表現控制. .724* .418 .296. 執行與驗證. .690* .627. .553*. 殘差 預思 自我省思 表現控制 執行與評鑑. 0.0001917 -0.008832 0.009476. 0.008339 -0.008735. 0.0001606. 註：*表再製共同性。. Chi-square = .061 (1 df) .65. .42 err_ev. srlpe2ev. srlpe. .93 .96. err_p. srlpe2p. .47. .39 .62. err_f. srlpg1f. srlpg. .90 .95. 圖2. p = .806. err_s. srlpg3s. 解題自我調節表現量表驗證性因素分析結構. 註：1.srlpg係指一般性解題自我調節能力：(1)srlpg1f：預思；(2)srlpg3s：自我省思。 2.srlpe係指執行性解題自我調節能力：(1)srlpe2p：表現控制；(2)srlpe2ev：執行與評鑑。. 表 13. 模式整體適配度檢定項目分析 絕對適配檢定. 項目 適配 標準 統計量 評估 結果. χ. 2. GFI RMR RMSEA AGFI NFI. 儘可能小 >.90 /p>.05 0.061 1 (p=.806) ＋. 增值／相對適配檢定. ＋. 精簡適配檢定. TLI. CFI. RFI. IFI. PNFI PCFI. AIC. >.90. >.90. >.90. >.50. >.50. 儘可能小. CMIN /DF. <.05. <.05優／ >.90 <.08良. >.90. >.90. .012. .000. 1. 1.106 1. .999. 1.003 .167. .167. 18.061 .061 (20~366.227). ＋. ＋（優） ＋. ＋. ＋. ＋. ＋. －. ＋. .999. ＋. －. 註：以上項目及標準係參考自李茂能（2006）、王保進（2004）、邱皓政（2003）之建議。 ＋表符合、－表不符合。. 1~3. －.
(20) 134 教育與心理研究 31 卷 4 期. 制 」、「 執 行 與 評 鑑 」 間 的 相 關 分 別 為.96、.65。. 整體而言，本次驗證性因素分析 所得結果，無論在因素與觀察指標變項. 再就各觀察指標變項對潛在因素. 的相關（因素負荷量），抑或是各觀察. 的測量變異解釋貢獻量觀之，第一組觀. 指標變項對潛在因素的個別及共同平均. 察指標變項（預思及自我省思）對第一. 變異解釋萃取量上均屬良好，且因素結. 個潛在因素「一般性數學解題自我調節. 構及因子相關均符合前述試探性因素分. 能力」分別具有39、90%的變異解釋. 析結果之假定，加上因素模式結構適配. 比，共同萃取變異解釋比為64.35%；. 程度尚屬適當。因此，目前本數學解題. 第二組觀察指標變項（表現控制及執行. 自我調節表現量表所測試之能力可暫時. 與評鑑）對第二個潛在因素「執行性數. 被確認有二：一為「一般性數學解題自. 學解題自我調節能力」分別具有93%、. 我調節能力」；二為「執行性數學解題. 42%的變異解釋比，共同萃取變異解釋. 自 我 調 節 能 力 」； 前 者 係 為 解 題 「 預. 比為67.21%，所有觀察指標變項對潛. 思」及「自我省思」之能力，後者則為. 在因素的共同萃取變異解釋比為. 解題「表現控制」及「執行與評鑑」之. 65.78%。若以李茂能（2006）的建議. 能力。. 標準觀之，以上所提變異萃取解釋比， 無論是第一組或第二組觀察指標變項抑. 四、信度分析. 或所有觀察指標變項均在50%以上，表. (一)傳統信度. 示觀察指標變項對所測構念之代表性良. 研究者使用SPSS for Windows對資. 好（變異萃取解釋比之計算公式請參見. 料進行內部一致性α係數分析，所得結. 李茂能，2006：144）。此外兩個潛在因. 果如表14所示。. 素相關值為.47。. 由表14可知，因受題數影響，除. 依 李 茂 能 （ 2006 ）、 王 保 進. 執行與評鑑分量表大於.70外，所有分. （ 2004 ）、 邱 皓 政 （ 2003 ） 所 建 議 之. 量表數值較低，而全量表及因素歸屬後. SEM 模 式 適 配 度 檢 定 項 目 及 標 準 看. 分 量 表 之 標 準 化 α 係 數 值 界 於 .765. 來，本次分析結果在表13所示14個模式. ～.833間，代表因素歸屬後之分量表與. 適配檢定項目中，有11項達理想標準、. 全量表內部一致性尚屬良好。. 3項未符合，準此評估，本次模式整體. (二)組合信度. 適配程度應在可接受範圍之內，亦即試. 研究者依據李茂能（2006）所. 探性因素分析所得二因子因素結構假定. 提，使用標準化因素負荷量之計算公式. 目前暫時得以成立、未被推翻。. （係轉化自Reuterberg與Gustafsson於.
(21) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 表 14. 135. 全量表及因素歸屬後分量表內部一致性分析（N=318）. 項目 標準化α 刪題建議 題數. 全量表. 一般性. 執行性. 預思. 自我省思. 表現控制. 執行與驗證. .833. .7653. .803. .648. .620. .619. .736. 無 24. 無 12. 無 12. 無 5. 無 7. 無 6. 無 6. 註：1.上述「無」表即使任刪一題，均無助於所得係數小數點以下第一位之增加。 2.「一般性解題自我調節」分量表係由預思及自我省思兩個分量表組成。 3.「執行性解題自我調節」分量表係由表現控制及執行與評鑑兩個分量表組成。. 1992所提出使用非標準化廻歸係數之計. 值分析. 算公式）對前述Amos進行CFA所得資. 為瞭解全量表及各分量表的鑑別. 料進行組合信度分析，所得結果如表15. 力，研究者採傳統測驗理論的作法，將. 所示。. 個體總分由高至低排序後，分別選取排. 若以李茂能（2006：145）的建議. 序 居 前 27% 及 後 27% 的 個 體 為 高 低 分. 標準觀之，表14三項數據都在.70以上. 組，之後以此二組在全量表及各個分量. （分量表及全量表），表示觀察指標變. 表上的表現進行獨立樣本t考驗，其分. 項對所測構念之測量可靠性尚屬良好。. 析結果如表17所示。. 五、決斷值分析 (一) 單題及分量表極端組決斷值 分析 為瞭解各分量表各單題的鑑別 力，研究者採傳統測驗理論的做法，將 個體總分由高至低排序後，分別選取排. 由表17可知，全量表及各分量表 極端組表現的t考驗結果，均達.000顯 著水準，代表全量表及各分量表對不同 能力個體的鑑別力良好。. 六、 因素歸屬後各項組合分 數統計. 序 居 前 27% 及 後 27% 的 個 體 為 高 低 分. 四個分量表在經前述試探性及驗. 組，之後以此二組各分量表各單題上的. 證性因素分析後，因素歸屬後組合分量. 表現進行獨立樣本t考驗，分析結果如. 表表現之訊息如表18所示。. 表16所示。. 由表18可知，由「預思」及「自. 由表16可知，各分量表內各單題. 我省思」兩個分量表組成之「一般性數. 極端組表現的t考驗結果，均達.000顯. 學解題自我調節」分量表之平均數為. 著水準，代表各分量表各單題對不同能. 19.585、標準差為3.911、表現百分比約. 力個體的鑑別力良好。. 為81.60%，與全量表之相關為.794，由. (二) 全量表及分量表極端組決斷. 「表現控制」及「執行與評鑑」兩個分.
(22) 136 教育與心理研究 31 卷 4 期. 表 15. 全量表及因素歸屬後分量表組合信度分析（N=318） 項目. 全量表. 一般性解題自我調節分量表. 執行性解題自我調節分量表. 組合信度. .881. .776. .798. 註：1.「一般性解題自我調節」分量表係由預思及自我省思兩個分量表組成。 2.「執行性解題自我調節」分量表係由表現控制及執行與評鑑兩個分量表組成。. 表 16. 各分量表各單題極端組決斷值分析 量表別／t 值. 單題. 預思. 自我省思. 表現控制. 執行與評鑑. 6.428 7.196 6.033 6.634 6.835. 9.703 6.650 7.672 3.816 5.405 10.060 6.462. 9.409 11.507 8.281 5.156 12.630 10.14. 9.991 8.869 11.270 7.235 10.225 10.861. 無. 無. 一 二 三 四 五 六 七. 無 無. 註： 由於系統採人數累積百分比（PR）選取兩組個體，而同分數的個體必須同時選取，故造成兩組人數及變異數 不等之狀況（高分組90人、低分組100人），因此，上述t及概率值均採「不假設變異數相等」之數據。 以上數值之概率值均為.000. 表 17 項目. 全量表及分量表極端組決斷值分析 量表別 全量表. 一般性. 執行性. 預思. 自我省思. 表現控制. 執行與評鑑. 39.143. 15.426. 26.732. 11.110. 14.689. 21.383. 19.540. t值. 註： 由於系統採人數累積百分比（PR）選取兩組個體，而同分數的個體必須同時選取，故造成兩組人數及變異數 不等之狀況（高分組90人、低分組100人），因此，上述t及概率值均採「不假設變異數相等」之數據。 以上數值之概率值均為.000. 表 18. 因素歸屬後組合分量表表現之描述統計（N=318）. 組合分量表 一般性 執行性. M. SD. P. 19.585 17.711. 3.911 4.697. 0.816 0.738. 與全量表總分之相關 .794*** .863***. 註：P為表現百分比。 ***P<.001. 量表組成之「執行性數學解題自我調. 全量表之相關為.863。. 節」分量表之平均數為17.711、標準差. 由表19可知，一般性數學解題自. 為4.697、表現百分比約為73.79%，與. 我調節分量表總分與內含之兩個分量表.
(23) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 表 19. 因素歸屬後組合分量表總分與各分量表表現之相關（N=318）. 組合分量表 一般性 執行性. 137. 預思. 自我省思. 表現控制. 執行與評鑑. .841*** .261***. .933*** .390***. .410***. .280***. .888***. .915***. 註：1.方框代表該組合分量表總分與同歸屬組合內的各內含分量表表現之相關。 2.未註記代表該組合分量表總分與不同歸屬組合內的非內含分量表表現之相關。 ***P<.001. 表現之相關分別為.841及.933，而 與非內含之其他兩個分量表表現的相關 分別為.410及.280，執行性數學解題自 我調節分量表總分與內含之兩個分量表. 七、 不同背景變項個體解題 自我調節表現之實測結 果分析. 表現之相關分別為.888及.915，而與非. 以下為瞭解不同性別及數學學業. 內含之其他兩個分量表表現的相關分別. 成就個體之解題自我調節表現實測結. 為.261～.390間，均在.3以上且達.000. 果，將分別以性別及數學學業成就（一. 顯著水準，代表即使在因素歸屬後，兩. 年級在校數學學業成績前27%及後27%. 個分量表內的內部一致性仍然良好，且. 個體）為分組自變項，一般性及執行性. 與不同因子之分量表間具有中低度相. 解題自我調節表現為依變項採多變項獨. 關。. 立樣本平均數考驗進行分析。以下將分 基於上述，各項因素歸屬後之組. 為共線性分析、不同背景變項實測結果. 合分數訊息，將可提供分析及解讀個體. 分析幾部分呈現，而後者又包含前置及. 表現之新分數組合向度，而此架構乃源. 正式分析兩項。. 於文獻所提理論假定、試探性因素分. (一)共線性分析. 析、驗證性因素分析之結果而衍生，故. 因多變項分析的基礎在於各變項. 兼具理論與實徵意義。準此，本量表共. 間所具有的共變關係，所以，在進行多. 可使用四個獨立分量表分數、一般性解. 變項分析前，其中一個重要的前置分析. 題自我調節題組分數、執行性解題自我. 即為多元共線性（multicollinearity）診. 調節題組分數、全題組總分等各項組合. 斷，故研究者在不同背景變項的前提. 分數，搭配剖面圖（profile）來對個體. 下，分別對兩個依變項進行廻歸分析檢. 不同面向的解題自我調節能力進行評估. 視。. 及解讀，但其最高總分不同，若需涉及. 首先，在不同性別方面，發現不. 個體內及個體間之差異比較，則須以共. 論以何者為被預測變項，其個別變項之. 同量尺分數轉換後為之。. 允 差 （ tolerance ） 及 變 異 數 膨 脹 因 素.
(24) 138 教育與心理研究 31 卷 4 期. （Variance Inflation Factor, VIF）均為. 以上表嚴重）、變異數比例低於1之狀況. 1。而在整體模式方面，以執行性解題. 亦較無共線性問題。因此，在不同背景. 自我調節表現為被預測變項時，其在第. 變項中，兩個依變項間均應無共線性問. 一模式特徵值（eigen value）上的條件. 題，適合進行後續分析。. 指數（Condition Index, CI）為1、變異 數比例（variance proportions）為.01；. (二) 不同性別個體解題自我調節 表現之實測結果分析. 在第二模式特徵值上的條件指數為. 1.前置分析. 7.683、變異數比例為.99。而以一般性. 本項分析的多變項變異數同質性. 解題自我調節表現為被預測變項時，其. 考驗結果Box’s M值為21.96（p=.000），. 在第一模式特徵值上的條件指數及變異. 單變項變異數同質性考驗結果，兩變項. 數比例均與前述相同，但第二模式特徵. Cochrans C 值 分 為 .678 （ p=.000 ）. 值的條件指數則為10.129、變異數比例. 及.513（p=.751），Bartlett-box F值分為. 為.99。. 19.768（p=.000）及.097（p=.756），多. 其次，在不同數學學業成就方. 變項及一般性自我調節單變項部分達顯. 面，發現不論以何者為被預測變項，其. 著水準，代表兩個依變項的多變項及第. 個別變項之允差及變異數膨脹因素均為. 一依變項變異數不同質，此有可能因本. 1。而在整體模式方面，以執行性解題. 次調查男女人數不等且差異過大所致. 自我調節表現為被預測變項時，其在第. （男性188、女性130）。雖然如此，但. 一模式特徵值上的條件指數為1、變異. 依林清山（1991：105）所言，使用單. 數比例為.02、在第二模式特徵值上的. 變項統計必須遵守某些基本假定，如變. 條件指數為7.725、變異數比例為.98。. 異數及共變數同質假定等，不過使用多. 而以一般性解題自我調節表現為被預測. 變項分析，就不必受到此些限制。故研. 變項時，其在第一模式特徵值上的條件. 究者將續行分析。. 指數為1、變異數比例為0.1，但第二模. 2.正式分析. 式特徵值的條件指數則為10.171、變異. 本項分析的多變項考驗結果Wilks. 數比例為.99。. Λ 值為.956、Hotelling trace值為.047，. 綜 合 上 述 ， 依 Belsley 、 Kuth 與. 其F（2,315）值均為7.329（p=.001），. Welsch（1980）的判斷標準，目前允差. 達顯著水準，代表不同性別個體間在一. 大、VIF小之狀況，較無共線性問題。. 般性及執行性解題自我調節表現上均有. 另目前在同一特徵值上的條件指數小. 差異（由於SPSS僅提供Hotelling trace. （1～30表低度、30～100表中度、100. 值，不直接提供Hotelling T 2 值，須以.
(25) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 139. Λ值依林清山（1991：148，641-643）. 綜合上述可知，本項分析多變項. 所提公式計算後得到T 2值，再依查表值. 考驗之所以顯著的原因，乃來自於第一. 判斷其顯著性，其結果與Hotelling trace. 依變項的貢獻，故可較明確確認不同性. 值之顯著性趨勢相同）。單變項考驗結. 別個體間僅在一般性自我調節表現上存. 果，兩個變項的F（1,316）值分別為. 有真正差異（由一般性自我調節平均數. 14.522（p=.000）、3.218（p=.074），僅. 看來，女性優於男性）。. 有第一依變項達顯著水準，代表不同性. (三) 不同數學學業成就個體解題. 別個體間在一般性解題自我調節表現上. 自我調節表現之實測結果分. 存有差異（男生組一般性自我調節. 析. M=18.904 、 SD=4.322 ，執行 性自 我 調. 1.前置分析. 節M=17.319、SD=4.728，N=188；女生. 本項分析的多變項變異數同質性. 組 一 般 性 自 我 調 節 M=20.569 、. 考 驗 結 果 Box’s. M 值 為 17.418. SD=2.978 ， 執 行 性 自 我 調 節. （p=.001），單變項變異數同質性考驗. M=18.277、SD=4.610，N=130）。. 結 果 ， 兩 變 項 Cochrans C 值 分 為 .666. 再 進 行 Roy-Bargman 的 降 步 F 考. （p=.001）及.554（p=.297），Bartlett-. 驗，結果發現第一依變項（一般性解題. box F值分為10.844（p=.001）及1.084. 自我調節表現）本身的F（1,316）值為. （p=.298），多變項及一般性自我調節. 14.522（p=.000），達顯著水準，但在. 單變項部份達顯著水準，代表兩個依變. 排除第一依變項的影響後，第二依變項. 項的多變項及第一依變項變異數不同. （執行性解題自我調節表現）之F. 質。此項結果似不令人意外，因本分析. （1,315）值為.1732（p=.678），未達顯. 乃針對高低數學學業成就極端組個體進. 著水準，代表自變項對第一依變項具有. 行，故兩群所具解題自我調節表現變異. 影響，亦即不同性別個體間在一般性解. 分配形態不盡相同似在意料之中。雖然. 題自我調節表現上具有差異。. 如 此 ， 但 依 林 清 山 （ 1991 ： 105 ） 所. 此 外 ， 無 論 是 個 別 單 變 項. 言，使用單變項統計必須遵守某些基本. （individual univariate）95%信賴區間. 假定，如變異數及共變數同質假定，不. 考驗、Wilks及Hotelling的聯合多變項. 過使用多變項分析，就不必受到此些限. （joint multivariate）95%信賴區間考驗. 制。故研究者將續行分析。. 結果，僅有第一依變項區間值均不包含. 2.正式分析. 零在內，代表僅有第一依變項，在不同. 本項分析的多變項考驗結果Wilks. 性別個體間存有真正差異。. Λ 值為.938、Hotelling trace值為.066，.
(26) 140 教育與心理研究 31 卷 4 期. 其F（2,185）值均為6.109（p=.003），. 依變項真正具有影響，亦即不同數學學. 達顯著水準，代表高低數學學業成就個. 業成就個體間僅在一般性解題自我調節. 體間在一般性及執行性解題自我調節表. 表現上具有真正差異。. 現 上 均 有 差 異 （ 由 於 SPSS 僅 提 供. 此外，個別單變項95%信賴區間考. Hotelling trace值，不直接提供Hotelling. 驗，其區間值均不包含零在內，但. 2. T 值 ， 須 以 Λ 值 依 林 清 山 （ 1991 ：. Wilks及Hotelling的聯合多變項95%信賴. 148，641-643）所提公式計算後得到T 2. 區間考驗結果，僅有第一依變項的區間. 值，再依查表值判斷其顯著性，結果應. 值不包含零在內，代表雖然兩個依變項. 與Hotelling trace值之顯著性相近）。單. 的單變項考驗結果，不同數學學業成就. 變項考驗結果，兩個變項的F（1,186）. 個體間各自具有差異，但在多變項考驗. 值 分 別 為 10.757 （ p=.001 ）、 6.084. 部分，僅有第一依變項在不同數學學業. （p=.015），亦均達顯著水準，代表不. 成就個體間均存有真正差異。. 同數學學業成就個體間在一般性或執行. 綜合上述可知，本項分析多變項. 性解題自我調節表現上均有差異（高數. 考驗之所以顯著的原因，乃來自於第一. 學學業成就組一般性自我調節. 依變項的貢獻，故可較明確確認不同數. M=20.208 、 SD=3.078 ，執行 性自 我 調. 學學業成就個體間僅在一般性自我調節. 節M=18.292、SD=4.790，N=96；低數. 表現上存有真正差異（由一般性自我調. 學學業成就組一般性自我調節. 節平均數看來，高分組優於低分組），. M=18.413 、 SD=4.345 ，執行 性自 我 調. 而其在單變項分析時，執行性自我調節. 節M=16.652、SD=4.298，N=92）。. 表現的組間差異乃由一般性自我調節表. 再 進 行 Roy-Bargman 的 降 步 F 考 驗，結果發現第一依變項（一般性解題 自我調節表現）本身的F（1,186）值為. 現之影響所造成。. 八、綜合歸納與討論. 10.757（p=.001），達顯著水準，但在. (一)量表發展部分. 排除第一依變項的影響後，第二依變項. 觀諸量表各項性能指標之分析結. （執行性解題自我調節表現）的F. 果，無論在量表的內部相關與決斷值. （1,185）值為1.436（p=.232），未達顯. （鑑別力）或是構念效度（試探性及驗. 著水準，亦即先前兩組在單變項執行性. 證性因素分析，含單一向度性、因素萃. 解題自我調節表現上的差異，於排除與. 取、抽取變異比及模式適配度），抑或. 一般性解題自我調節表現的重疊影響. 是內部一致性α係數及組合信度各方面. 後，並無差異。這代表自變項僅對第一. 所得測試數據均屬良好，亦即本量表在.
(27) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 141. 測驗工具編製上具有相當程度之優良性. （ 1992 ）、 Cassel 與 Reid （ 1996 ）、. 能。. Jacobson （ 1998 ）、 Fuchs 與 Fuchs 其中，若再就所發現之量表二因. （2005）、Fuchs等人（2004）、Fuchs等. 子結構（一般性及執行性自我調節表. 人（2002）、Fuchs等人（2003）、Fuchs. 現）而言，此項證據清楚指出本量表之. 等人（2006）的研究結果具有相當之符. 內容架構不僅達成原初編製研究目標，. 應度，亦即自我調節，特別是一般性自. 且與Zimmerman（1998, 2002）、Cleary. 我調節對個體的數學學習表現應具有影. 與 Zimmerman （ 2004 ）、 Pintrich. 響，這也為融入自我調節策略之解題策. （2004）所提之一般領域自我調節學習. 略教學具有更佳學習促進效果的發現提. 模 式 內 容 ， 以 及 Garofalo 與 Lester. 供了基礎性之支持證據。易言之，若能. （1985）、Lester等人（1989）所提之. 以解題策略教學的形式來提升個體的自. 解題特定領域歷程執行性自我調節學習. 我調節能力，對其學習表現將有良性影. 能力描述（認知⎯後設認知解題架構）. 響，故將自我調節策略融入於教學內容. 相符，亦即本量表在理論基礎及目標達. 中應有其必要性。. 成上均具良好適配度。. 而再就性別而言，雖然目前並無. (二)實測結果部分. 相關文獻對此進行討論，但此項發現可. 觀諸對不同背景個體之量表實測. 能是因男女性人格特質及學習經驗（女. 分析結果，無論在不同性別及數學學業. 性較被鼓勵發展細心、再三思慮之特. 成就學生方面，二者均僅在一般性自我. 質，且外在教師及家長的期待似乎都是. 調節表現上具有真正差異，其中不同數. 如此）、性別刻板印象（gender stereo-. 學學業成就學生在執行性自我調節表現. type ）、 教 師 期 望 （ teacher’s expecta-. 上，雖然也具有單變項考驗上之顯著差. tion）等發展上之內外在特性，而造成. 異，但多變項降步分析結果顯示，其具. 不同性別個體之不同自我應驗（self-. 顯著差異之基礎係來自於一般性自我調. fulfilling prophecies）效應，致使其在. 節表現之貢獻，亦即排除一般性自我調. 自我調節表現上產生差異。易言之，若. 節表現後，不同數學學業成就學生之執. 欲提升或促進個體的自我調節表現，恐. 行性自我調節表現顯著差異即行消失。. 不能僅止於短期教學策略介入（stra-. 自上述結果觀之，無論是不同性. tegy intervention）因素之考量，而必須. 別或數學學業成就學生，均僅在一般性. 自個體認知發展的寬廣視野進行思考，. 自我調節表現上具有真正差異，若就數. 因此，對個體的自我調節表現，進行長. 學 學 習 表 現 而 言 ， 此 項 與 Case 等 人. 期連續性的追蹤研究實屬必要。.
(28) 142 教育與心理研究 31 卷 4 期. 肆、結論與建議 一、結論. 單題、各分量表在構念測量上的區別性 良好，能有效區分不同能力個體在各單 題及各構念上的表現。. 基於前述結果發現，在本研究所. (四) 不同性別及數學學業成就個. 提之各項問題上，暫已獲致相當程度之. 體在一般性解題自我調節表. 釐清，分述如下：. 現上具有真正差異. (一) 解題自我調節表現量表具有. 自前述結果可知不同性別及數學. 良好之解題自我調節能力測. 學業成就個體在本量表測量的兩種解題. 量效度. 自我調節表現，均僅在一般性自我調節. 自前述結果可知本量表具良好之. 表現上存有真正差異（女性優於男性，. 構念效度，在構念效度方面，本量表之. 高成就組優於低成就組），雖然不同數. 各潛在特質測量單一向度性良好，並隱. 學學業成就個體之單變項分析結果，執. 含「一般性解題自我調節表現」及「執. 行性自我調節表現曾出現組間差異，但. 行性解題自我調節表現」二因子結構。. 多變項降步分析結果顯示其乃由一般性. 上述指出本量表各項效度良好。. 自我調節表現之影響所造成。. (二) 解題自我調節表現量表具有 良好之解題自我調節能力測 量可信賴度. 二、建議 (一)教學及評量方面. 自前述結果可知本量表具良好之. 由於本量表在各指標方面均達良. 傳統內部一致性及組合信度，前者意指. 好標準，故可在單步驟加減法文字題教. 本量表各單題、各分量表及全量表的內. 學歷程的中後階段，運用本量表進行不. 部一致性良好，後者則意指本量表在二. 同目的之輔助性評量。可於教學中及教. 因子結構下之各成分及因子構念測量上. 學後，配合教學題型內容使用以瞭解學. 的內部一致性良好。上述指出本量表的. 習的進展或困難是否與其解題自我調節. 測量可信度良好。. 能力有關，若發現解題學習落後者的解. (三) 解題自我調節表現量表具有. 題自我調節能力確有較弱之現象，則可. 良好之解題自我調節能力測. 能必須在目前或日後的解題學習活動. 量鑑別力（全量表及分量. 中，加入自我調節學習策略教學，如配. 表）. 合程序性協助（procedural facilitator）. 自前述結果可知本量表具良好之. 運用自我教導（self-instruction）、自我. 單題及構念測量決斷值，意指本量表各. 管 理 （ self-management ）、 自 我 檢 核.
(29) 國小數學解題自我調節表現量表之編製發展研究. 143. （ self-checking ） 及 自 我 提 問 （ self-. 好，但仍有兩項潛在限制，其一為，顧. questioning ） 等 技 術 進 行 策 略 融 入 教. 慮教學版本及進度的統一起見，樣本數. 學，果能如此，則不僅有助於確認個體. 及取樣區域受限，故需考慮研究結果是. 解題表現與其自我調節能力之關聯，同. 否受樣本依賴因素的影響，此外，因班. 時，亦利於教學者隨時調整給予學習者. 級教師建議，量表設計的評定點數應考. 之教學協助，提升其學習效率。. 量一年級學生的閱讀能力，不宜過多，. (二)未來研究方面. 故另需考量研究結果是否受量表評定點. 由於本量表在各指標方面均達良. 數影響而降低測量之精確性。. 好標準，故基於本次量表發展之成功經 驗，後續研究可再針對不同年級、不同 題型（加減法、乘除法、四則）及不同 步驟（多步驟、二步驟、三步驟）進行 各類解題自我調節表現量表之編製發展 （含經驗誘發問題），以測試解題自我 調節能力在不同解題學習內容中的表 現。 在理論研究方面，可擴大解題自 我調節表現量表之發展及驗證範疇，如 其他內容學習領域，並作為確認個體目 前解題自我調節學習狀態之研究工具。 而在學習潛能（learning potential）的 評估及開展方面，本量表亦可配合動態 評量（dynamic assessment）程序的運 用來進行個體解題自我調節學習潛能發 展的評估及促進。此外，可再透過不同 取樣調查設計以確認不同性別及數學學 業成就個體之解題自我調節表現狀態， 並進行發展性研究。. 三、研究限制 雖然本研究目前所得結果均為良. 參考文獻 王保進（2004）。多變量分析：套裝程式與 資料分析。臺北市：五南。 李 茂 能 （ 2006 ）。 結 構 方 程 式 模 式 軟 體 Amos之簡介及其在測驗編製上之應 用。臺北市：心理。 林清山（1991）。多變項分析統計法。臺北 市：東華。 陳密桃、李新民、黃秀霜（2007）。臺灣地 區國民小學教師實用智能、情緒智能 與專業表現之相關研究。教育心理學 報，39（2），295-316。 邱皓政（2001）。社會與行為科學的量化研 究與統計分析：SPSS中文視窗版資 料分析範例解析。臺北市：五南。 邱皓政（2003）。結構方程模式：LISREL 的理論、技術與應用。臺北市：雙 葉。 南一書局企業股份有限公司（2006）。一年 級上下學期國小數學課本及教學指引 （第一冊）。臺南市：南一。 南一書局企業股份有限公司（2007）。一年 級上下學期國小數學課本及教學指引 （第二冊）。臺南市：南一。 國立教育研究院籌備處（2006）。一年級上 下學期國小數學課本及教學指引（第 一冊）。臺北縣：作者。.
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