探討臺灣學生的自律學習：TEPS資料的縱貫性分析分析

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 151 教育科學研究期刊 第五十六卷第三期 2011 年，56（3），151-179

探討臺灣學生的自律學習：

TEPS

資料的縱貫性分析

趙珮晴

*

余民寧

張芳全

國立政治大學 教育學系 研究生 國立政治大學 教育學系 教授 國立臺北教育大學 教育經營與管理學系 教授

摘要

課後學生自主的時間能否自己自律繼續學習，是值得關注的議題。本研究欲瞭解學生從 國中到高中自律學習發展情況，以台灣教育長期追蹤資料庫的 2,939 個追蹤樣本，進行潛在成 長曲線模型分析。在本研究的假設模型中發現：兩性學生在自律學習的假設模型無顯著差異， 而且國中高自律學習的學生到高中的自律學習成長有限；國中低自律學習的學生到高中自律 學習成長幅度較大。至於學生家庭社經地位愈高、父母學校參與和接納的程度愈高，學生國 中時期的自律學習情況會愈好；但是學生家庭社經地位愈高、父母學校參與程度愈高，對於 學生國中到高中自律學習成長有限，至於父母接納則無顯著影響關係。另外，國中自律學習 良好的學生，有較良好的分析能力；但是自律學習無法有效預測分析能力的成長情況。本研 究將依據上述研究結果提出相關結論與建議以供參考。 關鍵字：分析能力、台灣教育長期追蹤資料庫、自律學習、潛在成長曲線模型 通訊作者：余民寧，E-mail: mnyu@nccu.edu.tw 收稿日期：2010/07/31；修正日期：2011/03/28、2011/08/18；接受日期：2011/09/19。

152 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全

壹、前言

一、研究動機

二十世紀是全球化知識爆發的時代，藉由現代資訊科技迅速發展電腦網路等媒介的影 響，尋找答案解惑並非難事，重點在於個體是否有能力吸收組織，並且組織龐雜的學習內容。 所以，現代的教育不能侷限於單純的課堂學習，課後學生自主的時間能否克制自己繼續求學， 也是值得關注的議題。Bandura（2002）即指出靠自身力量吸取新知和組織訊息，是當代促使 自我卓越的要素之一。 有鑑於此，近年來有許多國外學者對於自律學習進行研究，探討放學課後學生自行學習 的情況。所謂自律學習（self-regulation learning, SRL），是指學生有能力讓自己獲取知識和技 能，並且妥善管理自身學習事物，而非仰賴老師、家長以及其他人物的學習活動；所以具體 來說，即是指善用自身的能力去組織訊息、歸納資料、找尋線索以及整理自己的知識等 （Zimmerman & Martinez-Pons, 1986）。也有學者支持自律學習對現代學生是不可或缺的能 力，Pintrich（1999）認為知識的建構必須仰賴學習者運用策略歸納整理，所以自律學習是學 習者應該具備的能力，其涉及學習者個人的認知歷程，包含善用時間整理資料和運用策略收 取新知，所以也可以算是後設認知控制（metacognitively controlling）的表現行為。

至於自律學習和學業成就的關係為何，難有定見。Bandura、Barbaranelli、Caprara 和 Pastorelli（1996, 2001）與 Perels、Dignath 和 Schmitz（2009）抱支持的態度，但是 Matuga （2009）與 Shell 和 Husman（2008）則持保留的態度；無論如何，上述研究結果均涉及研究 方法、施測樣本的不同，所以仍有探討之空間。倒是近年來有一些學者對自律學習做縱貫之 分析，發現國中進入高中時，自律學習會呈現兩性差異（Caprara et al., 2008; Hong, E., Peng, & Rowell, 2009）。究竟臺灣學生自律學習的狀況如何？與學業成就的關係為何？是否呈現兩性 差異？這些議題均是值得探索之問題。 另外，由於自律學習是學生在家對課業的學習行為，行為的塑造必有其引發點，而多數 學生放學回家的作業管理、資料搜尋以及其他課業解答等，也都必須在家複習歸納。所以， 引人思考家庭環境和父母行為是否對自律學習產生影響？ 其實，現代是知識爆炸的時代，為了促使臺灣學生能夠自我卓越發展，自律學習的習慣 必須建立，畢竟學校課堂的作業容易侷限於課本與考試內容，而真正的學習者應該不受環境、 時間和教導者等因素的影響，憑靠一股意志力約束自己的行為即可進行學習。但是，自律學 習對臺灣學生的發展為何？亦即與學生的分析能力有所關係？還有是否呈現兩性差異的狀 況？凡此種種，均引發本研究探索之動機。

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二、研究目的

由於現代全球化知識爆發的時代，深感自律學習對學生的重要性，而且參酌國外相關研 究，均指出自律學習可能與學業成就有所關係，而且可能產生兩性差異，以及會隨著時間產 生趨勢變化；此外，自律學習的成長可能受家庭環境之影響。據此，本研究目的如下： （一）探討臺灣國中到高中學生自律學習的潛在截距（起始點）與潛在斜率（成長幅度） 的關係。 （二）探討臺灣國中到高中學生自律學習對分析能力的影響： 1.瞭解國中到高中學生自律學習起始點對分析能力起始點的影響。 2.瞭解國中到高中學生自律學習起始點對分析能力成長幅度的影響。 3.瞭解國中到高中學生自律學習改變狀態對分析能力起始點的影響。 （三）探討影響臺灣國中和高中學生自律學習的家庭因素（家庭社經地位、父母親的學 校參與以及接納情況）。 （三）探討臺灣國中到高中學生自律學習和分析能力的兩性差異情形。

三、台灣教育長期追蹤資料庫簡介

台灣教育長期追蹤資料庫（Taiwan Education Panel Survey, TEPS）是由中央研究院、教育 部和國科會共同規劃的全國性長期調查計畫，自 2001 年開始到 2007 年為止，每隔 2 年進行 一次調查，總共進行四波調查，每次以綜合分析能力測驗和自填問卷的方式，調查學生的學 習狀況、家庭經驗和學校環境等。有關 TEPS 的完整資訊，可以到中央研究院調查研究專題中 心的台灣教育長期追蹤資料庫網站查詢（http://srda.sinica.edu.tw/teps/），本研究僅就研究需要 做摘要性描述。

（一）調查工具和內容

1.分析能力測量

TEPS藉由分析能力測驗來測量學生解決問題能力。主要測試學生在一般推理、科學、數 學、語文等題材的分析、推理與解決問題的能力；所以不能以傳統科目來予以分門別類，亦 不能稱為學業成就測驗，因為學業成就測驗內容與教科書內容有很高的關聯性（張苙雲， 2008；楊孟麗、譚康榮、黃敏雄，2003）。 另外，題目也會隨著學生施測年齡的不同而有所調整，但是變項的創造原則與名稱都相 同，差別在於各分項能力測驗所包含的題數，其分析能力測量包含：綜合分析能力、一般分 析能力和數學分析能力。每種分析能力下都有三種能力指標，其一是答對題數，第二與第三 種則是試題反應理論（item response theory, IRT）模式下的能力估計值，分別是以一個參數 （1-parameter, 1P）及三個參數（3-parameter, 3P）的對數型模式（logistic model）估計而得。

154 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 此外，TEPS 各波分析能力試題有定錨試題（anchor items）之設計，作為各波能力校準依 據；所以，各波分析能力值可以與其他波段的能力值進行比較。

2.問卷內容

問卷內容分成學生問卷、家長問卷、老師問卷和學校問卷。其架構呈現如圖 1。 圖1 TEPS資料蒐集工具與內容 資料來源：中央研究院調查研究專題中心（2009） 在學生問卷方面，又分成國中、高中（職）及五專三種，大多是學生在課堂上自行填寫 問卷，內容包括：生活習慣、家庭環境互動、師生相處情況，以及自己的教育期望、自我評 價、身心評估和課外活動等。 在家長問卷方面，由學生的父母，或是長期同住且負責照料學生的監護人、親戚長輩等 所填寫，內容包括：宗教休閒活動、知覺孩子的學習狀況、管教方式、工作狀況、處事觀念 和配偶資料等。 在老師問卷方面，又分成個人生活與任教經驗的問卷和評量學生學習狀況的評量問卷， 另外，問卷內容亦會針對班級導師和國文、英文、數學三科的科任老師做調整，內容包括： 教學經歷、生活狀況、自我信仰和價值觀、師生互動和評量基準以及學生表現等。 在學校問卷方面，由與問卷內容相關的學校各處室主管填寫，內容包括：學校政策、校 長的領導風格與辦學理念、學校資源、資源與經費的使用、學校的師資情形、校方對老師教 學方法所持態度等。 綜合上述，TEPS 以綜合分析能力測驗來測量學生解決問題能力，並非傳統學科成就測 TEPS 問卷 綜合分析能力測量 （學生） 學校問卷 校長 問卷 其他處室 問卷 老師問卷 家長問卷 學生問卷 導師／科任 老師評量 導師／科任 老師問卷

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驗，而問卷包含學生問卷、家長問卷、老師問卷和學校問卷，其內容又隨著施測對象的不同 而有所調整，所以，對於學生的學習經驗與背景而言，可謂是通盤性的調查。此外，TEPS 分 析能力測驗分數，以 IRT 的三參數對數型模式（Three-parameter logistic model, 3PLM）進行估 計具有標準化分數性質，又有定錨題之設計，所以可以反映受試者在分析能力的成長訊息的。

四、自律學習的相關理論

Thoresen和 Mahoney（1974）最早針對人類自律（human self-regulation）做定義，其表示 自律是一種動態成長（temporal gradient）過程，所以自律是一種短暫應付環境的行為機制， 也就是運用一系列策略（strategies）使自我行為充滿效率。而 Bandura（1986）以社會認知觀 點解釋自律，指出自律乃個人有效率地將行為表現運用於環境中，最後能夠適應或應變環境 限制。最後，集大成者為 Zimmerman（1989）參酌先前學者說法有更深入的解釋，並且大膽 提出理論。故，本研究將先詳述 Bandura 的自我效能論，再進一步對 Zimmerman 的自律學習 論做闡述。

（一）Bandura 的自我效能論

社會認知理論（social cognitive theory, SCT）中，自我效能是一個重要的因素，可以用來 測量自己對能力的信念，亦即掌握工作任務的程度，也是評斷自我專業程度的能力（Bandura, 1986）。自我效能可以用於解釋促進行為、動機和情感等，甚至將自我效能用於解釋概念建構 中的歷程，而非只是單純促使行為或者其他心理歷程的機制（Bandura, 2001）。Bandura（1989） 即研究指出，人們對自我記憶容量的效能掌握，對於後設記憶（metamemory）是個重要的研 究面向，而自我效能信念，透過認知、情感和動機的歷程，可以改善和提升後設記憶的表現， 所以最近有許多後設記憶議題延伸自我效能的理論，亦即用於解釋認知心理學中的記憶機 制，包括：陳述評價自我記憶、測量自我記憶、控制自我記憶等。另外，自我效能已經適用 於解釋自我發展（self-development）、適應（adaptation），還有許多重要人生課題與相關議題 （Bandura, 1986, 1989, 1997; Bandura, Caprara, Barbaranelli, Gerbino, & Pastorelli, 2003）。

近年來，Bandura 等（2001）甚至將個人自我效能細分成三種：一為學業自我效能 （academic self-efficacy），自己對自我學業能力掌握的評價，還有實現家長、老師和個人的教 育期望；二為社會自我效能（social self-efficacy），同儕互動和休閒運動時間；三為自我管理 效力（self-regulatory efficacy），抵抗同儕壓力去從事高冒險活動，其冒險活動包含吸毒和酒精 成癮、性交和一些將導致重要後果的活動。對於學業自我效能方面，個體知覺學業領域的自 我效能又被分成三個領域，一為學生自我管理學習行為的信念和有效掌握學業內容；二為教 師對班級經營和促進學生學習的教學效能；三為致力於各種有效學習效能於促進明顯的學習 進步（Bandura, 1997; Caprara et al., 2008; Pajares & Schunk, 2001）。而自律學習的概念，則類似 於學生自我管理學習行為的信念和有效掌握學業內容，由此可知，自律學習的上層概念為自

156 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 我效能，意即自我效能的一部分可以用來解釋自律學習。Bandura（2002）進一步指出，如果 自律學習良好者，對於現在知識爆發的全球化時代，將能有效掌握新知和訊息，所以自律學 習是當代促使自我卓越的要素之一。

（二）Zimmerman 的自律學習論

Zimmerman（1989）參考 Bandura（1986）與 Thoresen 和 Mahoney（1974）的研究結果， 對自律學習有更深入的解釋，其以 Bandura（1977, 1986）的社會認知論（social-cognitive theory）解釋自律學習的要素為個人、環境和行為所構成，所以自律學習非單純受個人影響， 自律學習的要義即在學生運用自我的歷程去管理自我的行為和適應學習環境。詳見圖 2 可知， 自律是一種潛在的個人機制，而個人可以運用此機制使行為具有效率，而行為結果也具有回 饋作用。另外，環境雖然也能提供訊息於自律機制，但是自律無法控制環境因素，所以自律 對於環境要素僅是一種被動接受的狀態，例如學生為了應付老師的作業會有一套自律策略有 效率的完成，但是卻沒有辦法更動教師作業內容。另外，Zimmerman 亦將自律學習分成自我 評估、組織與轉化、目標設定與計畫、資料搜尋、記錄與監控、環境建置、自我承擔後果、 練習與記憶、社會支援和複習紀錄等策略，詳細內涵和具體作為詳見表 1。 圖2 三角分析自律機制 資料來源：Zimmerman（1989, p. 330） 綜合上述，本研究以 Zimmerman（1989）的自律學習策略進行變項篩選，學生運用自律 學習策略包含：複習紀錄、資料搜尋、自我評估、組織與轉化和目標設定與計畫等，故其操 作型定義以學生回家都會複習上課教的東西、利用圖書館或網路找到資料、報告和發表意見 的自我評估、順利書寫作文或週記、歸納或整理資料、活動中的分工協調和進行規劃等，其 分數愈高代表自律學習程度愈好。 策略運用（strategy use） 促使啟發（enactive） 環境變項 行為結果 個人變項 潛在自律 自我行為自律

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 157 表 1 自律學習策略、內涵與具體作為 自律學習策略 內涵 具體作為 自我評估 （self-evaluating） 對於作業或任務的品質和自 我進步做評估 我將檢核作業，確保答案是正 確 組織與轉化

（organizing and transforming）

建立架構改善學習 我在寫報告之前會擬訂大綱

目標設定與計畫

（goal-setting and planning）

設立主要目標和次要目標， 並進行時間歷程規劃去達成 目標 我在考試之前要讀書兩個星 期 資料搜尋 （seeking information） 有效率地尋找有用的資料以 供參考 我可以尋找有關作業主題的 資料 記錄與監控

（keeping records and monitoring）

記錄學習過程和結果 我將自己拼錯的單字做一清 單 環境建置 （environmental structuring） 安排有利自己學習的環境 我進行專注的學習時，會關掉 音樂 自我承擔後果 （self-consequating） 自我想像或安排任務和作業 後的獎勵或懲罰 如果考試成績良好，我會獎勵 自己看電影 練習與記憶

（rehearsing and memorizing）

藉由練習記憶學習內容 我會寫出數學公式直到記起 來為止

社會支援

（seeking social assistance）

尋找可詢問對象：同儕、教 師和其他大人 如果有數學問題，我會去詢問 同學 複習紀錄 （reviewing records） 再次閱讀筆記、小考或課本 內容 準備考試時，我會複習我的筆 記 資料來源：Zimmerman（1989, p. 337）

五、自律學習的相關研究

自律學習為學生課後自行從事的學習活動，而非仰賴老師、家長以及其他人，其學習活 動可能與學校作業或者教學內容有所關聯，包含：書寫回家作業、計畫學習活動、複習上課 內容以及試圖找尋相關學習資料等。自律學習是學生自己具有能力妥善處理學校的課業，但 是自律學習是否有兩性差異存在？它與學生分析能力之間的關係為何？本研究將參酌相關文 獻理解概況，詳述如下：

（一）自律學習的兩性差異情形

過去有研究指出，女學生比男學生運用更多學習策略於學業中，其自律學習的策略亦比 男生多元（Hong, E. & Aqui, 2004; Martin, 2004），但是女性相較於男性易受負向情緒影響，所

158 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 以也會間接影響自律學習。另外，Bandura 等（2003）也指出，自我效能信念對於自我發展、 自我適應和其他生活課程有重要影響，而自律學習壓力具有調節自我效能的功用，其以 464 位即將進入社會的青少年（14 歲到 21 歲）為對象進行研究，發現如果一個人可以有效處理學 業、避免違法和具有同理心，則對於負面情緒的處理會比較有效率。至於兩性方面，無論男 女，處理正負向情感的效率愈高，則學業成就效率、自我管理效能和移情效能的效率就愈高； 然而研究顯示，女生易受負面情緒影響，男生則是正向情緒影響，但是差距頗微。 然而近年來，許多學者發現自律學習似乎會受學生成長因素的影響而產生變化，而且年 級不同的學生，似乎其自律學習也會有異。Caprara 等（2008）探討課程中，對學生知覺自律 學習效能（efficacy for self-regulated learning）與對學業成就的影響，以 412 位年齡介於 12 歲 到 22 歲的義大利學生（48%為男性、52%為女性）作為樣本，並以潛在成長曲線進行分析 （latent growth curve analysis），研究發現，學生在國中進入高中時，自律效能會突然陡降， 尤其是男性學生下降幅度十分明顯，其中，高中時的高年級學生和高社經地位家庭的學生， 有較良好的自律學習效能。另外，交互遲滯模型（reciprocal cross-lagged models）顯示，國中 時自律學習效能較高的學生能一直持續到高中，而家庭社經地位對於高中學生必須透過國中 時的影響，才有調節作用。此外，女生相較於男生，比較具有自律學習的能力，但是無論男 女，都是呈現逐漸下降的趨勢，其中男生的下降幅度比女生大。 E. Hong等（2009）亦有相同發現，其探討自律學習在作業價值、動機和後設策略等對於 不同年級、性別和科目間的差異，以中國大陸 330 位七年級生和 407 位高二生做橫斷面分析， 結果發現，自律學習在國中至高中時，會呈現下降趨勢，無論知覺作業外在價值、內在價值、 盡力程度、問題解決、問題策略與自行檢查步驟等，高中學生其分數均比國中學生低。至於 性別方面，則沒有顯著差異，而且七年級高學業成就的學生其自律學習策略會比低成就的學 生來得好，但是高二的高、低成就學生在自律學習上並無顯著差異。 由上述可知，自律學習似乎呈現兩性差異情形，男女優劣並無定論，有研究指出，女生 比較會自律學習，但是又有研究指出女性易受負面情緒影響，難以克服自律學習的壓力，然 而，無論男、女生，自律學習從國中到高中均會呈現下降趨勢。故，本研究欲探討臺灣的國 中到高中學生自律學習的情形，也欲針對性別變項進行差異分析。

（二）自律學習與學業成就的關係

許多研究指出自律學習如果愈佳者，對於學業成就有正向的幫助。Bandura 等（1996）就 發現，知覺自我效能在自我學習上，對於學業成就有直接的影響，所以如果自己容許自己錯 誤的行為舉止，對於學業成就會有負面的影響；至於家庭的社經情況，對於學業成就只有間 接影響，但是家長的教育期望對於學生的學業成就會產生影響。總之，自我效能、教育抱負 和其他社會心理因素，對於學生的學業成就均有所影響。所以，有些學者嘗試將自律學習運 用於數學課中，Perels 等（2009）以 53 位國小六年級的學生進行實驗，控制組的老師教學將

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 159 運用自律學習策略於學習數學，其策略包含如何去解決問題、搜尋相關資料、發現錯誤和自 我設立目標等，結果發現，控制組的數學成就高於對照組。此外，在目標設立、自我效能、 自我監控和避免粗心大意等，控制組的表現都優於對照組，但是學習動機和問題解決策略則 無差異。Zimmerman 和 Martinez-Pons（1986）指出，自律學習是預測學業成就最好的指標， 其以 40 位高中生作為研究樣本，發現運用自律學習策略頻繁的學生，其英文和數學的成績也 會比較高。程炳林（2001）以臺灣 258 名國中學生進行調查發現，自律良好的學習者會根據 所屬的工作情境設定目標，並以此目標監督、控制和調整自己的認知、行動和情境，而這些 自律活動可以增進學習表現。 甚至有研究指出，「如果某領域自律學習良好者，會形成一種職業傾向」，亦即某領域 有良好的自律學習行為，未來極有可能朝此職業領域發展。Bandura 等（2001）探討影響 272 位學生的社會認知因素，發現這些因素會形塑孩子未來的職業性向，因為學生知覺到自己在 某一領域的自我效能、社會效能（人際互動、團隊合作）和自律學習能力，會形成一種自己 對該領域學業成就的付出，這些都是具有決定學生職業喜好的重要因素，因為這些社會認知 因素會形成學生在該領域的安全感，進而形成未來決定從事何種職業的判斷。另外，本研究 以路徑分析將男、女學生分開來分析，在不同的職業領域也會有明顯的性別差異，男生對於 數學和科學覺得容易掌握和學習；而女生則是對語文、健康與教育相關領域覺得有自信。整 體來說，學業成就的自我效能和管理學習能力愈高，則學業成就愈高，影響力是女生大於男 生。 但是近年來的學者對於自律學習對學業成就的影響，持保留態度。Matuga（2009）以 40 位線上課程學習科學的大學二年級學生為對象，探討自律學習和學業成就之間的關係，研究 發現，一開始為高成就和平均水準的學生，對於課程不會刻意安排學習行程或者相關學習策 略，即使遇到問題也不會詢問教師，但是普通或低成就學生則會致力於自律學習，甚至尋找 相關資源以便改善其學業成就，但是其自律學習主要針對資源管理（resource management）， 以單因子變異數分析（one-way analysis of variance, ANOVA），低成就與高成就人數差異高達 四倍之多，顯然有樣本數不一致之疑慮。 至於有些學者則持中立的看法，認為學生採取的自律學習，會依其性向興趣而有不同結 果。Kaplan、Lichtinger 和 Gorodetsky（2009）研究發現，學生如果要在寫字課（writing）有 良好的表現，其實涉及許多自律學習的策略，尤其是當學生學習的目的有異時，其所展現出 來的自我管理策略也會不一樣。Shell 和 Husman（2001）指出，有能力勝任和勝任過程中的行 為，對於學業成就和表現有不同的影響，有能力勝任意指自我效能；而自律學習就是勝任過 程的行為，在整個學習過程中為一種調節因果的中介效果，亦即一種獲取成就的手段。而 Shell 和 Husman（2008）也指出，運用於學業成就的自律學習方法十分複雜，其以探討 397 位大學 生在自律學習、職業性向、未來展望、情緒管理和自我控制的關係，以典型相關分析，結果

160 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 發現強烈的自我控制信念對於自律學習沒有直接關係，倒是學生未來的職業傾向和興趣喜好 可以潛在主導學生的行為。 綜合上述可知，學生如果具備自律學習的相關策略，對於學業成就是否有正向關係？根 據文獻的分析其實難以論斷。因為有些學者認為，與其設立框架限制學生的學習行為，倒不 如增加其潛在的學習動機，但是，Perels 等（2009）以國小學生進行實驗，又發現教師教導學 生進行自律學習，對其學業成就有其助益。因此，不禁令人思考，自律學習是否具有一體適 用性？亦即，如果自我發展已經成熟，如以 Matuga（2009）的大學生為例，是否自律學習反 而被認為自己有學習的藉口，所以無助於學業成就？又或者，自律學習只適合國小具體內容 的教學，所以相較於大學生抽象的高層次思考學習內容，反而不利？諸多問題均引人好奇， 企欲探索自律學習與學業成就的關係真正為何？有鑑於 TEPS 並無學業成就的資料，因此，本 研究僅能以分析能力來取代學業成就，作為本研究資料分析與探索的依變項。

（三）自律學習與家庭因素的關係

許多文獻均指出，家長的舉動會潛移默化影響學生的行為，或者家長也會直接涉及學生 的學習活動，教導學生應該具備的學習行為，而家長有意與無意的影響會形成學生未來自律 學習的模式（Bynum & Brody, 2005; Moss, 1990; Vygotsky, 1978）。Moss（1990）即指出，家長 在學生未進入學校之前，會直接企圖讓學生建立一套後設學習機制和培養學生自律學習的技 巧，所以家長會口語試探學生的學習成果，也會提出一些簡單的任務讓學生自行完成。 Grolnick、Kurowski 和 Gurland（1999）指出，父母是學生早期動機和自律行為的形塑者，國 小是家長監控學生自律學習行為以達成自動化的階段；而國高中學生則可以自我彈性運用自 律學習策略，以適應學校課業的多種需求，而且此階段的學生不再是家長外控學生的自律行 為，而是學生自我知覺到課業或任務中的重要性和價值，促使其自我動機而形成自律學習行 為。

Nader-Grosbois、Normandeau 和 Ricard-Cossette（2008）探討家長教導行為，對 62 位國小 一年級學生自律學習在電腦繪圖軟體的使用之影響，結果顯示，母親比父親對學生的日常生 活學習有較多的關注，尤其是學期間的休假時間，學生的自律學習行為會有下降趨勢，但是 家長的提醒與注意會改善此下降現象；整體來說，家長可以影響學生自律學習的注意力和學 習動機，但是對於學生的自我監控與發現學習意義無明顯影響。此外，家長也會視學生的成 果表現決定其干預程度，例如：當學生成績滑落時，家長會投入更多關注；但是當學生成績 提升時，家長也會減少其關注。

Thompson和 Yawkey（1983）藉經驗轉化（promoting intellectual adaptation given exper- iential transforming, PIAGET）促進智力適應資料探討學習雙語學生的自我概念（self- concepts），而這些學生的家庭具有低社經地位和高失業率，研究發現，要改善這些學生的學 習狀況和促使其成長，必須有順暢的溝通語言、自律學習的能力以及加強特定科目教學等，

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 161

其中，家長正向的態度不但有助於學生自我概念的形成，而且積極關注學生的學習亦可以培 養學生良善的自律學習。

Martinez-Pons（1996）針對直系親屬的社會背景和教育資源協助等，對孩子自律學習的影 響，稱此現象為雙親誘發的學業自律（parental inducement of academic self-regulation），因為 雙親在孩子的心中有典範、鼓勵、促進和獎賞作用。對此，Martinez-Pons（2002）進一步以路 徑分析探討雙親誘發的學業自律，對學生自律行為和學業成就的影響，發現家長對學生的自 律行為會產生直接影響，甚至會間接影響學生的學業成就，其路徑係數均達統計 .05 顯著水 準，顯示家長的協助和支持會潛在形成學生的學習行為。 綜合上述，家長的相關行為會潛在影響學生未來自律學習的模式，家長的社經地位所提 供的教育環境和對孩子教育關注的程度，可能促使學生未來自律學習的行為，因為未入學前， 家長是建立學生教育習慣的推手，所以會影響學生的自律學習行為，但是依據 Grolnick 等 （1999）研究指出，其父母影響力會隨著年紀增加而降低，因為國、高中學生已將自律學習 技巧自動化，所以自我評斷是否要自律學習的程度，將依據學生對課業的價值和意義而定。 故，本研究欲將相關家庭因素納入分析，以便瞭解家庭因素對國中到高中自律學習的影響情 形。

貳、研究設計與實施

一、研究架構

本研究欲分別瞭解臺灣兩性學生，從國中到高中自律學習的起始點與成長幅度關係，亦 即圖 3 中國中到高中起始點與成長幅度的雙箭頭所指部分；接著，再探討其對分析能力起始 點與成長幅度的影響，亦即圖 3 中自律學習到分析能力的單箭頭所指部分；最後，分析可能 影響自律學習的家庭因素，諸如：家庭社經地位、雙親學校參與和接納情況，亦即圖 3 中家 庭因素到自律學習的單箭頭所指部分。這些研究議題的研究架構呈現如圖 3。

二、研究變項

本研究變項和工具取自 TEPS 的追蹤樣本資料（張苙雲，2008），呈現如表 2。 在自律學習變項方面，選取依據參考 Zimmerman（1989, p. 337）的自律學習策略，共計 7 題來自於 TEPS 第一、二和四波資料，由於第三波資料並無針對追蹤樣本進行自律學習的施 測，所以無法取用。其變項計分，依據「非常符合」、「符合」、「不符合」和「非常不符 合」四個作答等級，分別給予 4 分、3 分、2 分和 1 分，遇到反向題則反向計分，所以分數愈 高表示愈符合自律學習的狀況。本研究將各波 7 題自律學習題目加總，代表各波自律學習的 觀察變項。

162 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 兩性自律學習 國中到高中 起始點 國中到高中 成長幅度 分析能力 國中到高中 起始點 國中到高中 成長幅度 家庭因素 1.家庭社經地位 2.父母學校參與 3.父母接納１１ 圖3 研究 架構 在分析能力變項方面，TEPS 分別有綜合分析能力、一般分析能力和數學分析能力三種成 績，均是以試題反應理論模式的三參數模式（即 3 PLM）估計分數而得，由於此分數已為標 準化分數，各波測驗題目亦包含定錨試題之設計，所以無須轉換即可與各波分數進行比較。 本研究將綜合分析能力、一般分析能力和數學分析能力三種成績進行加總，作為各波分析能 力變項的觀察變項。此外，由於 TEPS 並未明確提供各波定錨試題（anchor items）以及原始作 答情況等，所以無法進一步於本研究中進行校準。 在家庭因素變項方面，分別有家庭社經地位以及父母親的學校參與和接納等潛在變項， 除了家庭社經地位取自於 TEPS 第一波家長問卷外，其他均是取自於 TEPS 第一波學生問卷。 家庭社經地位的測量指標之一：「雙親教育程度」，分別依據國中或以下、高中（職）、專科或 技術學院、一般大學和研究所等程度，給予 1 到 5 分不等；最後，「家裡每個月的總收入」， 分別依據不到 2 萬元、2 到 5 萬元、5 到 10 萬元、10 到 15 萬元、15 到 20 萬元和 20 萬元以 上等程度，給予 1 到 6 分不等。至於，其他「父母親的的學校參與和接納」之測量指標變項， 則依據非常符合、符合、不符合、非常不符合等程度，分別給予 4 分、3 分、2 分和 1 分，所 以，分數愈高表示各項潛在變項特質的程度愈高。

三、研究樣本

TEPS的抽樣設計考慮到多向度的因果分析、追蹤樣本的流失率以及多層次單位分析（學 生、班級與學校），進行分層隨機抽樣，依照臺灣地區（含澎湖離島地區）的城鄉分布、公立 與私立學校的差異及國中、高中（職）、五專等學制作為分層依據，並且由教育部提供當年度

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 163 表 2 分析變項的具體施測題目 自律學習 自律學習策略之參考指標 TEPS題目（測量指標） 複習紀錄 從小學開始，我回家都會複習上課教的東西 資料搜尋 我很會利用圖書館或網路找到資料 自我評估 要發表意見、報告或說明時，我都做得很好 組織與轉化 寫作文或週記時，我常無從下筆【反向題】 歸納或整理資料的工作令我頭痛【反向題】 目標設定與計畫 對活動中的分工協調，我頗有概念 不論大小事，我都能有條不紊的規劃清楚 分析能力（測量指標） 用3P模式估算「綜合分析能力測驗」學生能力１ 用3P模式估算「一般分析能力測驗」學生能力 用3P模式估算「數學分析能力測驗」學生能力 家庭因素 潛在變項 TEPS題目（測量指標） X1父親教育程度 X₂母親親教育程度 家庭社經地位 X₃家裡每個月的總收入 X₄爸爸會參加學校活動 父母學校參與 X₅媽媽會參加學校活動 X₆和爸爸相處的情況是他很能接納我 父母接納 X7和媽媽相處的情況是他很能接納我 註：1.自律學習的變項參考 Zimmerman（1989, p. 337）的自律學習策略 2.自律學習和分析能力取自 TEPS 第一、二、三和四波資料，其中自律學習無第三波資料 3.反向題將進行反向計分 的學校資料中，先區分國中、高中、高職、五專四種學程，個別抽出樣本學校，再由教育部 發函至被抽取到的學校，最後在計畫中心彙整資料後，先抽出樣本班級，再由樣本班級中隨 機抽出 15 名學生作為正取樣本，作為初始抽樣計畫。 於 2001 年上學期對七年級學生展開第一梯次的資料蒐集（W1），到 2003 年上學期再對屆 時已升上九年級的同一批學生進行第二次的資料蒐集（W2），接著，在 2005 年甫升高二的同 一批學生進行第三次的資料蒐集（W3），最後，在 2007 年高三下學期對同一批學生進行第四 次的資料蒐集（W4），總計對追蹤樣本蒐集四波資料，長達 7 年，橫跨六個學年，呈現如表 3。

164 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 表 3 TEPS 追蹤樣本時程 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 時段 下 上 下 上 下 上 下 上 下 上 下 上 下 上 資料處理 七年級資料蒐集 1 W 檢誤整理 規劃追蹤 九年級資料蒐集 2 W 檢誤整理 規劃追蹤 高二資料蒐集 3 W 檢誤整理 規劃追蹤 高三資料蒐集 4 W 檢誤整理 註：時段「上」、「下」意指學期 資料來源：修改自中央研究院調查研究專題中心（2009） 本研究依據第四次追蹤樣本學生資料共 2,939 人，回溯刪除第一、二和三次追蹤過程中流 失的樣本，並無其他加權處理，所以 TEPS 順利追蹤四波的學生共計 2,939 人，以此作為本研 究分析樣本。以 TEPS 公用使用版來說，第一波受試者 13,237 人、第二波受試者 12,595 人、 第三波受試者 13,022 人、第四波受試者 2,939 人，可知學生在從國中跨入高中（職）時，遺 失大量樣本；對此，第四波受試者能否代表第一波受試者，推論上確實有所疑慮，亦為本研 究限制之一。 最後，2,939 人分析樣本，在性別方面，男女生各占 49%和 51%；第一、二波資料乃這些 學生於國中階段，其學校城鄉分布方面，鄉村、城鎮和都市分別占 5.24%、38.21%和 56.55%； 學校公私立別方面，公立和私立國中分別占 86.90%和 13.10%。第三、四波資料乃這些學生於 高中（職）、五專階段，其學校城鄉分布方面，鄉村、城鎮和都市分別占 3.47%、35.62%和 60.91%；學校公私立別方面，公立和私立高中（職）及五專分別占 69.75%和 30.25%；修習學 程方面，普通學程、綜合學程、高職和五專分別占 58.52%、14.77%、23.17%和 3.54%。

四、資料處理

本研究欲探討臺灣學生自律學習發展情形，亦欲分別瞭解臺灣學生從國中到高中自律學 習起始點與成長幅度對分析能力的起始點與成長幅度的影響；並且嘗試加入家庭因素等對自 律學習的影響。由於上述關係經文獻探討可能有兩性差異存在，故，亦將上述關係路徑進行 兩性差異檢定。針對上述研究目的，本研究擬進行下列資料處理方法：

（一）多變項潛在成長模型

本研究欲探討臺灣學生從國中到高中自律學習的起始點與成長幅度，對分析能力的起始 點與成長幅度的影響，由於涉及兩個潛在截距和斜率的影響，故以多變項潛在成長模型 （multivariate latent curve models, MLCM）進行分析（Bollen & Curren, 2006）。

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 165 由於假設自律學習和分析能力的潛在截距對各波資料的影響是一致的，所以將因素負荷 量設定為 1；至於潛在斜率則會依據施測時間間距設立其因素負荷量，由於 TEPS 自律學習缺 乏第三波資料，而且根據文獻假設自律學習會隨著時間呈現線性關係，故預定將潛在斜率的 因素負荷量設定為[0、1、3]；至於分析能力則將其潛在斜率的因素負荷量設定為[0、1、2、 3]。另外，β₁和 β₂為自律學習截距對分析能力截距和斜率的影響；β₃為自律學習斜率對分析 能力斜率的影響；ψ 則為自律學習截距與其斜率之間的關係。

其他代號如下：Y1、Y2和 Y3分別代表第一、二和四波自律學習測量指標的加總分數；Y4、

Y₅、Y₆和 Y₇分別代表第一、二、三和四波分析能力測量指標的加總分數；ε₁到 ε₇分別代表 Y₁到 Y₇的估計誤差；α_x和 β_x代表自律學習的潛在截距和斜率；α_y和 β_y代表分析能力的潛在 截距和斜率。詳細呈現於圖 4。

（二）潛在模型對潛在成長模型的影響

本研究欲探討家庭因素（家庭社經地位和父母親教育關注）對臺灣學生從國中到高中自 律學習的起始點與成長幅度的影響。自律學習的潛在截距和潛在斜率設定同多變項潛在成長 模型，至於 γ1和 γ2代表潛在變項家庭社經地位 ξ1對自律學習截距和斜率的影響；γ3和 γ4代表 潛在變項父母學校參與 ξ2對自律學習截距和斜率的影響；γ5和 γ6代表潛在變項父母接納 ξ3對 自律學習截距和斜率的影響；最後，λ1到 λ7代表觀察變項對潛在變項的因素負荷量。 其他代號如下：X1、X2和 X3分別代表家庭社經地位 ξ1的測量指標；X4和 X5分別代表父 母學校參與 ξ2的測量指標；X6和 X7分別代表父母接納 ξ3的測量指標；δ1到 δ7分別代表 X1 到 X7的估計誤差。詳細模型呈現於圖 4。

（二）多樣本潛在成長模型

針對上述模型，本研究亦欲分別探討兩性之間的差異，故將採取潛在成長模型在多樣本 的分析（latent curve model for multiple groups），針對每條研究路徑進行卡方差異比較，以瞭解 是否有兩性差異存在。雖然潛在成長模型可以將性別進行虛擬化（dummy coding），直接探討 性別對潛在模型的影響，但是由於本研究還要探討其他影響因素，並非僅有性別變項而已， 故，仍採取比較卡方差異之方法。

最後，上述模型檢定標準以參考卡方值不顯著、RMSEA 小於 .08，且 NNFI、CFI 和 GFI 大於 .90 以上等，提出基本適配度指標、整體適配度指標、比較適配度指標以及內在適配度 指標等觀點，作為檢定本擬議模型適配度的依據（余民寧，2006；邱皓政，2003；黃芳銘， 2002；Bagozzi & Yi, 1988; Kline, 2005）。

166 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 α_x 自律學習 截距 βx 自律學習 斜率 δ1 δ2 δ3 δ4 δ5 δ6 δ7 X₁ X₂ X₃ X₄ X₅ X₆ X₇ ξ₁ 家庭 社經地位 ξ₂ 父母 學校參與 ξ₃ 父母 接納 λ1 λ2 λ3 λ₄ λ₅ λ₆ λ₇ αy 分析能力 截距 β_y 分析能力 斜率 Y1 Y2 Y3 Y4 Y5 Y6 Y7 ε1 ε₂ ε₃ ε₄ ε₅ ε₆ ε7 1 1 1 1 1 1 1 0 1 3 0 1 2 3 γ1 γ₂ γ₃ γ₄ γ₅ γ₆ ξ1 ξ2 ξ3 ξ4 β₁ β2 β3 圖4 學生自律學習的因素結構關係假想模型 註：第三波並無針對追蹤樣本進行自律學習的施測

五、研究限制

本研究乃次級資料分析，所以僅能使用資料庫現有的題目，而且其題目設計亦可能難以 完全涵蓋變項意義，所以研究範圍與解釋侷限於 TEPS 所提供之資料，而研究結果只限於本研 究所擬之假設模型；最後，分析樣本能否代表全臺灣學生，亦是本研究限制，因為從國中到 高中（職）階段遺失大量樣本。但是，如果將研究結果視為臺灣初探性之發現，亦非毫無價 1 1 ψ

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 167

值可言，仍然可供後人從事相關研究之參考。

另外，有些研究指出良好的自律學習必須建立在豐富的學習經驗上，Tang 等（2004）探 討鑑定法律顧問相關教育方案協會（the Council for Accreditation of Counseling and Related Educational Programs, CACREP），此協會設立一系列法律顧問訓練課程，而此研究將以 116 位法律顧問為主修的學生，瞭解是否參與此協會活動對於其自我管理效能有何影響，其以多 變量共變異數分析（multivariate analysis of covariance, MANCOVA）控制相關背景變項後進行 分析，結果發現，先前有豐富實習經驗和從事相關工作的學生，其從事法律顧問的自律效能 感比未參與的學生來得高。也有少數研究指出，自律學習其實受國情的影響，Byrnes、L. Hong 和 Xing（1997）指出，自律學習其實有國情之差異，美國兩性自律學習呈現極大的差異，尤 其是數學科目的學習，但是在中國學生則沒有差異，尤其是都市現代化的中國地區，兩性的 教育似乎是平等的。Tang 和 Neber（2008）以 315 位資優學生分析其高一到高三的自律學習和 動機在學習化學課程的變化，其以多變量變異數分析（multivariate analysis of variance, MANOVA）進行分析，發現國籍是一個很重要的因素，美國相較於中國大陸或者德國學生而 言，其自律學習和學習動機都比較強烈，而且，如果科學資優的女學生有高度的科學職業傾 向，相較於男性也懂得利用學習策略，但是愈高年級的學生其自律學習有下降的趨勢。 由此可知，國籍文化也可能導致自律學習的差異情況，可見自律學習呼應社會認知理論， 環境可能默默產生一些訊息影響學生的行為。有鑑於 TEPS 資料之限制，目前亦沒有現成觀察 變項可資分析，但是日後如果有蒐集相關資料，亦是值得研究之方向。

參、研究結果與討論

一、研究結果

（一）觀察變項的描述統計

本研究各觀察變項的平均數、標準差、偏態和峰度呈現於表 4。根據表 4 所示可知，全體 學生的各項偏態（即 g1值）介於 .87 到-.94 之間，和峰度（即 g2值）介於 .94 到-1.19 之間； 女學生的偏態介於 .92 到-.91 之間，和峰度介於 1.38 到-1.20 之間；男學生的偏態介於 .85 到 -.93之間，和峰度介於 .90 到-1.16 之間，均符合 Kline（2005）所提出之判斷變項資料是否為 常態分配之條件：「偏態係數小於 3 及峰度係數小於 10」之標準，所以，表 4 顯示本研究所 擬分析之各觀察變項資料係呈現常態分配，故，可以使用 LISREL 程式預設的最大概似估計法 （maximum likelihood estimation, MLE）進行參數估計。

（二）多樣本結構方程式模型分析

168 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 表 4 各觀察變項資料的描述性統計 全體（N＝2,178） 女（N＝1,125） 男（N＝1,053） 觀察 變項 _{M SD g1 g2 M SD g1 g2 M SD g1 g2} X1 2.33 1.13 .65 -.39 2.29 1.13 .70 -.31 2.38 1.14 .59 -.46 X2 2.07 .97 .87 .29 2.04 .98 .89 .31 2.11 .96 .85 .28 X₃ 2.76 1.03 .84 .12 2.75 1.02 .92 1.38 2.78 1.05 .76 .90 X₄ 1.88 .97 .80 -.46 1.87 .96 .82 -.38 1.89 .98 .77 -.54 X5 2.27 1.07 .27 -1.19 2.33 1.06 .19 -1.20 2.22 1.08 .35 -1.16 X6 3.27 .71 -.86 .94 3.30 .70 -.91 1.10 3.24 .71 -.81 .80 X7 3.39 .68 -.94 .81 3.41 .65 -.93 .90 3.36 .70 -.93 .70 Y₁ 1.24 2.58 -.28 .02 1.08 2.54 -.29 .04 1.41 2.62 -.28 .01 Y₂ 3.67 3.59 -.41 -.35 3.51 3.47 -.36 -.37 3.84 3.69 -.48 -.32 Y3 6.17 3.71 -.62 -.12 5.85 3.54 -.54 -.13 6.50 3.84 -.73 -.03 Y4 6.04 4.15 -.20 -.51 5.73 3.95 -.19 -.48 6.35 4.32 -.26 -.54 Y5 17.12 2.84 .04 .38 17.29 2.85 -.01 .50 16.95 2.83 .09 .30 Y₆ 16.61 2.87 .04 .47 16.90 2.74 .10 .49 16.30 2.96 .03 .43 Y₇ 17.02 3.05 .12 .61 17.14 2.83 .18 .62 16.89 3.26 .11 .50 （2003）所建議的跨樣本二階段分析程序：第一階段為單樣本的基本模型檢驗；第二階段為 多樣本的測量不變性檢驗，以釋放兩性模型的自由參數估計，然後再進行卡方值差異檢驗。

1.第一階段之基本模型檢驗

第一階段係根據模型假設，分別針對全體樣本、女性樣本和男性樣本進行模型檢定，因 為基礎模型適配的情形下，才可以進行多樣本之間的比較。檢定標準以參考卡方值不顯著、 RMSEA小於 .08，且 NNFI、CFI 和 GFI 大於 .90 以上（余民寧，2006；黃芳銘，2002；Bagozzi & Yi, 1988; Kline, 2005），基礎模型檢驗結果呈現於表 4。

本研究模型的卡方值皆達顯著水準，表示理論模型與觀察資料並不適配，但是由於卡方 檢定對樣本數相當敏感，並且嚴格要求資料須符合多變量常態分配假設，所以一旦樣本過大 或資料偏離多變量常態分配，就會造成卡方統計量急遽上升而導致拒絕虛無假設（Jöreskog & Sörbom, 1993）。有鑑於本研究係使用大樣本資料，所以需要再參考其他適配指標，而其他適 配指標，如：RMSEA、NNFI、CFI 和 GFI 等，均達到適配的門檻。故，可以進行下一階段的 多樣本分析。

2.第二階段之因素與結構測量不變性檢定

第二階段的檢定，係根據第一階段模型確定適配之後，利用多樣本結構進行測量不變性

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 169

（measurement invariance）的檢驗。由於測量不變性的模型屬於巢套模型（nested model），所 以每開放部分參數則可以進行卡方值差異的顯著性檢驗，以檢驗其測量不變性假設是否存 在，如果卡方值達到顯著，即表示男女樣本在此模型有所差異，但是裁決仍須參考整體適配 值，非以卡方值作為唯一標準。 本研究開放參數估計步驟如下：基準模型（baseline model），不進行測量不變性假設，亦 即因素結構完全相等，男生與女生單獨對模型進行估計，所以卡方值會等於男、女樣本分別 估計時之加總；而全等模型即兩性模型全部參數均設定相等，結果均呈現於表 5。 表 5 多樣本分析模型適配度評估摘要

模型設定 χ2 df p RMSEA NNFI CFI 階段一 全體樣本 442.50 67 .00 .051 .96 .97 男性樣本 230.67 67 .00 .048 .96 .97 女性樣本 265.43 67 .00 .051 .97 .98 階段二 △χ2 _△df 基準模型 496.09 134 .00 .050 .97 .97 全等模型 536.53 172 .00 .044 .97 .97 40.44 38 由表 5 可知，基準模型和全等模型之間的卡方差異未達統計顯著水準，△χ2＝40.44，△df ＝38（X 和 Y 誤差測量增加十四個自由度、家庭觀察變項的因素負荷量增加七個自由度、潛 在變項之間的關係增加九個自由度、外衍潛在變項彼此間的相關和內衍潛在變項的殘差測量 增加八個自由度），顯著水準為 .05 的卡方分配臨界值為 53.384，而且其他適配指標也並未因 此有明顯的改變，故，裁決男性和女性在此潛在結構模型無顯著差異。

（三）結構方程式模型之適配度檢定

由於經過多樣本結構方程式模型檢定分析，男、女模型的不變性假設獲得支持，顯示有 兩性之間無顯著差異，所以本研究可以將兩性合併統一解釋其涵義，以全體學生的分析作為 研究結果。

1.整體適配度考驗

全體學生自律學習結構模型的整體適配度考驗，以參考卡方值不顯著、RMSEA 小於 .08， 且 NNFI、CFI 和 GFI 大於 .90 以上考驗標準（余民寧，2006；黃芳銘，2002；Bagozzi & Yi, 1988; Kline, 2005）。分析結果顯示卡方值為 442.50，自由度為 67，達到統計顯著水準，表示 理論模型與觀察資料不適配，可是卡方容易受樣本過大與樣本分配之影響，所以參酌其他適

170 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 .32 .28 .68 .53 .61 .46 .55 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 .82 .85 .57 .68 .63 .73 .67 Y1 Y2 Y3 Y4 Y5 Y6 Y7 .19 .48 .53 .28 1 1 1 1 1 1 1 0 1 3 0 1 2 3 .21** -.07* .27** -.10* .17** -.03 .94** .81** .98** .98** ξ1 家庭 社經地位 ξ2 父母 學校參與 ξ3 父母 接納 αx 自律學習 截距 βx 自律學習 斜率 αy 分析能力 截距 βy 分析能力 斜率 -0.9 .25** .08 -.21**

配指標，如：RMSEA 為 .051、NNFI 為 .96、CFI 為 .97 等，均達到適配的門檻。

2.內在結構適配度考驗

標準化參數估計呈現如圖 5 所示，模型估計參數測量誤差（即 δ、ε 值）皆達顯著水準， t 值的絕對值皆大於 1.96，達到 .05 的統計顯著水準。 圖5 自律學習因素結構關係模型圖的標準化參數估計值圖解 *p ＜ .05. **p ＜ .01. .28 .25 .23

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 171 圖 5 顯示，自律學習潛在截距與自律學習的斜率呈現顯著的負相關，表示國中高自律學 習的學生，其到高中的自律成長有限，不如國中低自律學習的學生來得高。 在家庭因素影響方面，家庭社經地位、父母學校參與和接納對於學生自律學習的起始點 有正向顯著影響，亦即學生家庭社經地位愈高、父母學校參與和接納的程度愈高，學生國中 時期的自律學習的起始點情況會愈好；至於家庭社經地位和父母學校參與對於學生自律學習 的潛在斜率有負向影響，表示學生家庭社經地位愈高、父母學校參與程度愈高，學生從國中 到高中時期的自律學習成長幅度有限，至於父母接納則無顯著影響關係。 對分析能力的影響方面，自律學習的截距對分析能力的截距有顯著影響，亦即國中自律 學習起始點良好的學生，有較良好的分析能力；但是自律學習的潛在截距和斜率對分析能力 的潛在斜率沒有顯著影響關係，顯示學生自國中以後的自律學習狀況無法有效預測學生的分 析能力。

（四）測量誤差關係之檢定

本研究的自律學習測量變項為相同題目在不同時間進行測量，所以測量誤差有相關存在 之可能，為求檢定自律學習測量變項間是否獨立，所以逐一在 LISREL 語法中設定測量誤差的 相關，詳細呈現如表 6。在表 6 中，以自律學習測量誤差關係設定為 .40 具有最佳適配值，屬 於中度關係。另外，由於 TEPS 的分析能力測驗為不同分析測驗加總合成（綜合、一般、數學）， 而且每個階段的測驗題目皆不相同，例如：國中的數學分析能力測驗和高中的數學分析能力 測驗不同，所以理論上假設其測量誤差具有相關，似乎不合邏輯，所以省略之。 表 6 自律學習測量誤差關係之檢定

模型設定 χ2 df p RMSEA NNFI CFI 備註

原始模型 442.50 67 .00 .051 .96 .97 誤差關係設定 .00 442.50 67 .00 .051 .96 .97 .20 381.10 67 .00 .046 .97 .98 .40 255.69 67 .00 .036 .97 .99 .60 276.55 67 .00 .038 .98 .98 .80 471.98 67 .00 .045 .96 .97 出現非正定值 1.00 501.78 67 .00 .055 .96 .97 註：非正定值乃系統出現 positive definite

二、綜合討論

本研究欲探討臺灣國中到高中學生自律學習的改變情況，以及影響自律學習的家庭因

172 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全 素，也欲分析自律學習對分析能力的影響。最後，將假設的結構模型路徑進行兩性比較，並 依據研究結果進行討論。 首先，臺灣國中到高中兩性學生自律學習模型未達顯著差異，而且國中高自律學習的學 生，其到高中時期的自律成長有限，不如國中低自律學習的學生來得高。此結果與 Caprara 等 （2008）研究結果有所出入，其研究發現男生的下降程度會比女生明顯，而且兩性學生自律 學習情況等呈現下降趨勢，但是臺灣學生並無此現象，沒有顯著性別差異。本研究與 E. Hong 等（2009）的研究結果相似，兩性在自律學習上並無顯著差異。本研究結果與這兩份文獻結 果間的異或同，是否係由於東西文化差異的結果，這可能還需要更多的實徵研究比較才能回 答。 其次，學生家庭社經地位愈高、父母學校參與和接納的程度愈高，學生國中時期的自律 學習情況會愈好；但是學生家庭社經地位愈高、父母學校參與程度愈高，對於學生國中到高 中時期的自律學習幫助有限，至於父母接納則無顯著影響關係。此研究結果與 Caprara 等 （2008）與 Martinez-Pons（1996）的研究結果一致，家庭社經地位高者，其學生自律學習情 況會比較好，因為有家庭良好的教育資源協助；也與 Nader-Grosbois 等（2008）與 Thompson 和 Yawkey（1983）的研究發現一致，父母對教育的關注可以潛移默化影響學生的學習行為。 但是，此家庭背景對學生的影響僅在國中時期，高中以後的家庭因素似乎對自律學習幫助有 限，如果依據 Grolnick 等（1999）的說法，係因為家庭對於早年自律學習的技巧有改善和提 升作用，但是隨著學生年紀增長，學生愈擁有主控權時，家庭對於自律學習的影響及改善即 愈來愈有限。 最後，國中自律學習良好的學生，有較良好的分析能力；但是學生國中以後的自律學習 狀況，卻無法有效預測學生於高中時期的分析能力。此研究結果與 Bandura 等（1996）、Perels 等（2009）研究相似，自我學習控制良好者，對於學業成就有所助益；但是以本研究為例， 臺灣國中學生確實為此狀況，但是國中以後的自律學習似乎無法有效預測高中時期的分析能 力。對於國中以後的自律學習似乎無法有效預測高中時期的分析能力，E. Hong 等（2009）以 中國大陸七年級生和高二學生做橫斷面分析，結果發現七年級高學業成就的學生其自律學習 策略會比低成就的學生來得好，但是高二的高、低成就學生在自律學習上並無顯著差異，此 結果與本研究相似；但是，如果以縱貫性分析而言，並無相關文獻可資參考，所以未來值得 繼續研究之。 總之，本研究探討臺灣學生國中到高中的自律學習情況，部分結果與國外分析有異，可 能因為國情因素導致，畢竟臺灣的升學制度是每個高中生都會面臨的關卡，有待後續研究分 析之。此外，上述研究結果都是依據本研究假設模型所做之解釋，而且是根據 TEPS 所提供之 資料所做成的分析，乃屬於初步之研究結果，仍有待後續更多研究加以驗證此研究結果。

趙珮晴、余民寧、張芳全 自律學習的縱貫性分析 173

肆、結論與建議

一、結論

本研究以潛在成長曲線模式的潛在截距與斜率，探討臺灣國中到高中學生自律學習的改 變情況，並且將可能影響自律學習的家庭因素納入分析，同時也分析自律學習對分析能力的 潛在截距與斜率影響，最後，將假設的結構模型路徑進行多樣本兩性比較。茲將研究結論呈 現如下： 首先，臺灣國中到高中學生進行多樣本的分析兩性自律學習模型，並未達顯著差異，至 於國中高自律學習的學生，其到高中時期的自律學習成長有限，不如國中低自律學習的學生 來得高。 其次，學生家庭社經地位愈高、父母學校參與和接納的程度愈高，學生國中時期的自律 學習情況會愈好；但是學生家庭社經地位愈高、父母學校參與程度愈高，對於學生國中到高 中自律學習成長影響有限，至於父母接納則無顯著影響關係。最後，從自律學習的潛在截距 和斜率，對分析能力的潛在截距和斜率的影響可知，國中自律學習良好的學生，有較良好的 分析能力；但是，學生國中以後的自律學習狀況，並無法有效預測學生於高中時期的分析能 力。 總之，本研究以自律學習理論選擇觀察變項，進行國中到高中的縱貫性分析，研究發現， 男女學生在此自律學習模型無顯著差異，而影響自律學習情況因家庭因素而有異，其對分析 能力的影響亦會因為求學階段而不同。但是，上述研究結果屬於初步之研究結果，有待後續 更多研究加以驗證此研究結果。

二、建議

本研究建議欲建立學生的自律學習行為，國中是個關鍵階段，而且此階段的自律學習之 建立，對於國中分析能力是有密切影響關係的，可以因此提高學生的學業成就。而且，國中 自律學習較低的學生，未來其實有進步的可能，身為家長和老師可以鼓勵與建立模範的方式， 讓這些學生慢慢建立自律學習的習慣。 對於未來研究，本研究主要探討國、高中學生自律學習的情況，但是自律學習的形塑過 程，以幼年和國小為關鍵，因為是培養學生行為養成的階段，所以未來研究若能探討之，亦 可解開學生如何養成學習自律學習行為過程的秘密。另外，亦可以加以探討學習經驗和國情 等因素，本研究乃受限資料庫無法加以分析；或者，父母學校參與及父母接納是否具有時間 變化性，均不失為未來研究題材。

174 自律學習的縱貫性分析 趙珮晴、余民寧、張芳全

誌謝

本文作者感謝資助 TEPS 計畫的單位：中央研究院、教育部、國家教育研究院與行政院國 家科學委員會；以及行政院國家科學委員會補助局部經費（計畫編號：99-2511-S- 004-003-MY3 和 99-2511-S-152-008-MY3）。

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Self-Regulation Learning among Taiwanese

Students: A Longitudinal Analysis of the

TEPS Database

Pei-Ching Chao

Min-Ning Yu

Fang-Chung Chang

Department of Education, National Chengchi University

Graduate Student

Department of Education, National Chengchi University

Professor

Department of Educational Management, National Taipei University of Education

Professor

Abstract

Students self-regulating their learning after school is an important topic. This study examines the development of self-regulation learning (SRL) and analytical abilities using 2,939 samples from junior high schools and senior high schools. Data were collected from the Taiwan Education Panel Survey (TEPS). A latent growth curve model was employed to analyze the data. The analysis results are as follows: No gender differences exist regarding the development of SRL and analytical ability in both junior and senior high school students in Taiwan. Junior high school students with higher levels of SRL tend to make less SRL progress during senior high school, whereas students with lower SRL levels tend to make greater progress. Junior high school students with higher family socioeconomic status, greater parental involvement and acceptance, and superior SRL levels demonstrated less SRL progress in senior high school. Additionally, junior high school students with higher SRL levels tend to have greater analytical abilities. However, the SRL level of senior high school students could not accurately predict their analytical abilities. Based on these results, this study provides a number of conclusions and suggestions for practical applications and future research.

Keywords: analytical ability, Taiwan Education Panel Survey (TEPS), self-regulation learning, latent growth curve model