學生教育抱負與學習成就關係之研究:長期追蹤資料之分析

《當代教育研究》季刊 第十九卷第四期 .2011 年 12 月，頁 127-172

學生教育抱負與學習成就關係之研

究:長期追蹤資料之分析

陳俊瑋

摘要 本研究旨在探討學生教育抱負與學習成就之相互影響效果、學生教育抱 負與學習成就個別潛在成長變化，以及學生教育抱負與學習成就之潛在成長變 化的關係。本研究利用結構方程模式的長期追蹤交叉延右模式與潛在成長曲線

模式，分析「臺灣教育長期追蹤資料庫 J 2001 年、 2003年、 2005年及2007年追

蹤樣本學生 en = 1 ，的 1 )的資料 o 研究結果發現，學生教育抱負與學習成就存 在相互影響效果。其次，學生教育抱負初始狀態與學生教育抱負成長速率呈顯 著正相關;學習成就初始狀態與學習成就成長速率也里，顯著正相關 o 再者，學 生教育抱負初始狀態對學習成就成長速率有顯著正向的影響效果;學習成就初 始狀態對學生教育抱負成長速率也有顯著正向的影響效果。 關鍵詞:長期追蹤交叉是宮棋式、潛在成長甘線棋式、學生教育抱負、學 習成就 陳俊瑋，國立政治大學教育學~博士班研究生 電子郵件:

cwchen1314@yahoo.com.tw

投稿日期: 2011 年04 月 25 日;修正日期: 2011 年的月 09 日;接受日期: 2011 年 12 月 14 日

128

<當代教育研究〉季刊第十九卷第四期

函區區區Jr1 frn:1

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Contemporary Educational Research

Quarterlγ

Decemb的 2011

₁

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l.

19NO.41

pp

.127-172

The Relationship between the Educational

Aspirations of Students and Their Learning

Achievements: An Analysis of Panel Data

Chun-Wei Chen

*

Abstract

The objective of this study was to explore the relationship between the

educational aspirations of students and their learning achievements. Structural

equation modeling with cross-lagged panel modeling and latent growth curve

modeling were used to analyze the core panel sample

(n

=

1

,

651) data of the Taiwan

Education Panel Survey (TEPS) in

20叭， 2003 ， 2005 ，

and 2007. Results ofthis study

show that the cross-lagged effect of the educational aspirations of students predicting

their subsequent learning achievements was statistically significant

,

and the

cross-lagged effect of learning achievements predicting their subsequent educational

aspirations was also statistically significan

t.

Moreover

,

the correlation between the

initial status and the growth rate of the educational aspirations of students was

positive; the correlation between the initial status and the growth rate of learning

achievements was also positive. Additionally

,

the initial status of the educational

aspirations of students positively predicted the growth rate of learning achievements

,

Chun-Wei Chen

,

Doctoral Student

,

Department of Education

,

National Cheng-Chi

University

E-mail: cwchenI314@yahoo.com.tw

Manuscript recieved: Apr. 25

,

2011; Modified: Jun. 9

,

2011; Accepted: Dec. 14

,

2011

陳俊瑋

129

可司有帆船糟聾jj間推且自嘲

and the initial status of learning achievements positively predicted the growth rate of

the educational aspirations of students.

Keywords: cross-lagged panel modeling

,

latent growth curve modeling

,

130

(當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 前呵呵而;~本ITm.1r:TiT-11;m 叫司訂~單:海辭 壹、緒論 在教育的歷程中，學生的學習成就經常被視為教育成敗的指標，因而學 生的學習成就普遍受到家長與一般社會大衷的關心(林俊瑩、黃毅志，

2008 ;

陳俊瑋，

2010)

0 過去，不之探討學生教育抱負與學習成就關係的研究，發現 學生教育抱負對學習成就有顯著正向的影響效果(巫有錯，

1999 ' 2007

;李鴻 章，

2006

;陳俊瑋、黃毅志，

2011

;陳順利，

2001

;楊肅棟，

2001

;劉正，

2006 ; Bui

,

2007; Liu

,

Cher嗨，

Chen

,

& Wu

,

2009; Seginer & Verrnulst

,

2002)

，或 學習成就對學生教育抱負有顯著正向的影響效果(李文益、黃毅志，

2004

;陳 易甫，

2000

;蔡明昌，

1997 ; Buchmann

&

Dalton

,

2002;

B凹，

2007;

Kha仕泊，

2003

,

2005; Salami

,

2008) 。由此可知，探討學生教育抱負與學習成就關係的研 究，相當受到後續是多研究者的重視 o 所謂教育抱負(

educational

aspiration)

，係指個人接受了所處環境的價值觀與人生觀的影響後，對自己所 要達到教育成就的一種抱負(陳易甫，

2000)

，或對於未來較高學歷程度的一

種自我抱負 (Liu

et a

I.,

2009) 。將教育抱負的概念用在學生時，就稱為「學生

教育抱負 J

(student educational aspiration)

，意指學生對於自己教育成就或學歷 程度的抱負。由於學歷程度經常被用來判斷一個人的教育成就，學歷程度愈高 的學生通常教育成就也愈高。過去許多研究都以學生對於自己的學歷抱負作為 學生教育抱負的測量(巫有錯，

1999 ' 2007

;李文益、黃毅志，

2004

;李鴻 章，

2006

;陳易甫，

2000

;陳俊瑋、黃毅志，

2011

;陳順利，

2001

;楊肅棟，

2001

;劉正，

2006

;蔡明昌，

1997 ; Buchmann & Dalton

,

2002; Bui

,

2007;

Kh

attab

,

2003

,

2005; Liu et

址，

2009; Salami

,

2008)

，因而本研究也以學生對於 自己學歷的抱負作為學生教育抱負的測量。

陳俊王軍

131

呵呵瀰喃喃鸝翩翩翩重 11

應 J

(Pygmalion

effect) 中，畢馬龍係源自於希臘神話，在神話中賽普勒斯 (Cyprus) 王子畢馬龍(Pygmalion) 精於雕刻，他將所雕之少女視為夢中情 人，因而陷入熱戀，日夜祈禱雕像能變成真人;愛神阿芙蘿戴蒂 (Aphrodite' 亦即羅馬神話的維納斯Venus) 為其真誠所感動，遂賦予雕像生 命，使兩人結為夫婦，過著快樂的日子;此即「畢馬龍」名稱的由來。而「自

驗預言」理論最初是R.

K.

Merton於 1948年在The

Antioch

Review期刊發表之

“

The self-fulfilling

prophecy"一文而來，冒在解釋一個人的信念或期望，不論正

確與否，都會影響到一個情境的結果或一個人(或團體)的行為表現(吳清 山、林天祐，

2005)

，也意指個人對自己(或別人對自己)的期望，常在自己 以後行為結果中應，驗(張春興，1998) 。因此，根據「自驗預言」理論可推 論，學生教育抱負愈高，愈會努力追求提高學習成就，進而使學習成就也愈高 (陳俊瑋、黃毅志，

2011

)。過去，國內外許多研究也發現，學生教育抱負對 學習成就有顯著正向的影響效果(巫有錯，

1999 ' 2007

;李鴻章，

2006

;陳俊 瑋、黃毅志，

2011

;陳順利，

2001

;楊肅棟，

2001

;劉正，

2006 ; Bui

,

2007;

Liu et a

I.,

2009; Seginer &

Vermul哎， 2002 )。不過， I"白，驗預言」理論雖顯示學生

教育抱負存在正向影響學習成就的單向影響效果，但部分學者 (Sewell，

Haller

,

& Ohlendorf

,

1970; Sewell

,

Haller

,

& Portes

,

1969) 在Blau與Duncan (1967) 的

地位取得基本模型中，加入社會心理變項作為家庭社經地位(包含父母教育、

父親職業與家庭收入)影響本人受教育年數的中介變項後，建立了「威斯康辛

模型 J

(Wisconsin

model) 。日後，許多學者將此一模型經過不斷修飾，且在美

國其他州與全國性樣本進行檢證，其結果均與Sewell等人(1970 )的結論類似

(Alexander & Eckland

,

1975; Hauser

,

Ts缸，

& Sewell

,

1983; Sewell & Hauser

,

1980

,

1993; Wilson & Portes

,

1975) 。此外，威斯康辛模型在哥斯大黎加、巴

132

{當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 ~r1iiT刊刊的。叫

(Campbell

,

1983; Sewell & Hauser

,

1980

,

1993)

0 威斯康辛模型涵蓋變項眾多

而架構龐大，其中，與本研究關聯較大的是:Sewell等人(1969 )發現，學習 成就會透過重要他人 (significant others) 的中介間接影響學生教育抱負;後 來， Sewell等人( 1970) 更發現，學習成就除透過重要他人的中介間接影響學 生教育抱負外，也會直接影響學生教育抱負。過去，國內外許多研究同樣發 現，學習成就對學生教育抱負有顯著正向的影響效果(李文益、黃毅志，

2004

;陳易甫，

2000

;蔡明昌，

1997 ; Buchmann & Dalton

,

2002; Bui

,

2007;

Khatt油， 2003 ， 2005;

Salami

,

2008) 。 綜上所述可知，過去不乏探討學生教育抱負與學習成就關係的研究。不 過，上述研究在探討學生教育抱負與學習成就的關係時，有幾項研究限制仍有 待進一步突破。首先，在研究設計方面，上述研究多數都利用橫斷面的研究設 計，針對「學生教育抱負影響學習成就」或「學習成就影響學生教育抱負」的 單向影響效果做檢證，即使Liu等人 (2009 )是以三個時間點的長期追蹤資料

(panel

data) 進行分析，但他們也只探討「學生教育抱負影響學習成就」的 單向影響效果。而Bui (2007) 雖然以美國「國家教育追蹤研究J

(National

Education Longitudinal Study

,

NELS) 於 1988年三個時間點的縱貫資料進行分 析，發現學生教育抱負與學習成就存在相互影響效果，不過， NELS 1988年的 資料距今已超過20年，其研究結果是否適用於目前臺灣的實際狀況?仍有待後 續研究加以釐清。本研究根據心理學「自驗預言」理論與社會學「威斯康辛模 型」理論，推論學生教育抱負與學習成就可能存在相互影響效果。不過，過去 橫斷面的研究設計並無法探討相互影響效果，相互影響效果需要利用長期追蹤 資料來進行分析(林俊瑩、黃毅志， 2006) 。所謂長期追蹤資料，是一組樣本 持續追蹤觀察多年的資料，其兼具橫斷面與時間序列兩個面向，相較於傳統橫 斷面的研究設計，長期追蹤資料能藉由大量樣本點來增加估計的自由度，進而

陳俊瑋 _叫叫

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聲鞠啦，諱ill甜甜甜Ill

• • • • • •

降低預測變項間的線性重合，同時可以建構與檢定較複雜的行為模型，並解決

或減輕實證估計中經常遇到未觀察變項偏誤(omitted

variable

bias) 的問題

(黃芳玫、吳齊殷，

2010)

0

1 因此，本研究將利用長期追蹤資料分析的優勢，

進一步探討學生教育抱負與學習成就的相互影響效果;其次，在研究資料來源 方面，上述國內研究多數都以地區性樣本進行研究，樣本往往不大，代表性也 有所不足，即使國外的研究發現，也不一定能正確反映臺灣的真實現況，因而 都可能存在推論性的限制;最後，在資料處理方面，上述國內外研究多數都利 用迴歸方法進行資料分析，本研究利用結構方程模式 (structural

equation

modeling

,

SEM) 進行分析，此較過去迴歸方法分析的優勢在於， SEM並未如 同迴歸方法將變項的測量假設為完全沒有誤差存在，而是將測量誤差同時包含

在分析的過程中，可以有效處理測量誤差存在的問題(余民寧，

2006)

，因

此，本研究利用SEM來進行分析，將更為適切。

基於上述評述，本研究在研究一將利用SEM的長期追蹤交叉延若模式

(cross-lagged panel modeling

,

CLPM)

，探討學生教育抱負與學習成就的相互 影響效果。不過， CLPM只能檢視個人特性的長期平均狀況，相較於圖體的長 期平均狀況是穩定或不穩定，它並沒有辦法讓我們瞭解或預測個人內在成長變

化的個別差異(吳齊殷、李文傑，

2003 ; Mason

,

2001) 。因此，本研究在研究

二將利用潛在成長曲線模式(

latent growth curve modeling

,

LGCM)

，探討學生

l 以學生教育抱負與學習成就為例，學生教育抱負愈高者，其學習成就亦愈高，比現 象隱含兩種假設:提高學生教育抱負確實會增進其學習成就;或提高學生教育抱負 並不會增進其學習成就，只是教育抱負較高的學生反映了能力高或動機強等特性的 學生，是這些未觀察變項增進學生的學習成就，而非學生教育抱負，此I!p 未觀察變 項偏誤的問題。由於長期追蹤資料通過同一學生多年的觀察，因此，可以控制上述 不可觀察之學生特質(例如，能力高或動機強)的影響，進而解決或減輕未觀察變 項偏誤的問題(黃芳玖、吳齊殷， 2010) 。

134

<當代教育研究〉季刊第十九卷第四期

函凶函函p 恥峙的

教育抱負與學習成就個別潛在成長變化，以及學生教育抱負與學習成就潛在成

長變化的關係。本研究以「臺灣教育長期追蹤資料庫J

(Taiwan Education

Panel Survey

,

TEPS) 具代表性的樣本資料進行分析，以避免推論的限制;利

用 SEM的CLPM能針對心理學「自』驗預言」理論與社會學「威斯康辛模型」理

論進行理論模式的驗證，利用 SEM的LGCM可以有效處理測量誤差， 2並瞭解

學生教育抱負與學習成就個別潛在成長變化，以及學生教育抱負與學習成就潛 在成長變化的關係，這些都是本研究的價值所在。有關研究一與研究二之研究 設計與研究結果，分述如後。

貳、研究一

研究-將利用 SEM的 CLPM探討學生教育抱負與學習成就的相互影響效 果。

一、方法

(一)資料來源

本研究以中央研究院釋出的 TEPS 第一波至第四波資料進行分析(張主

雲，

2008a)

，第一波調查於2001年針對七年級學生進行調查，藉由分層隨機抽

樣，最後實際完成調查的資料為

333所國中，共1 ，244班，總計有20，004位學

生;第二波調查於2003年針對原2001年已升上九年級的同一批學生進行追蹤調 查，最後實際完成調查的資料為18，903位學生;第三波與第四波調查於2005年 與2007年針對上述第一波與第二波的部分樣本進行高中、高職及專科追蹤調 查，這些樣本稱為追蹤樣本(

Core Panel

,

CP)

，估計追蹤樣本約4，000位國中學 不過，研究一的CLPM雖然你以SEM進行分析，但並未採取以觀察變項推估潛在變 項的測量模式，而是直接以觀察變項進行理論模式的驗證'因此，未必能處理測量 誤差存在的問題。

t, 陳俊瑋

135

鬥啥?協議她蜀，雖帽f個單間宣11 生(張主雲， 2008b) 。本研究的對象僅限於 TEPS第一波至第四波公共使用版 追蹤樣本的資料，公共使用版釋出 70% 的樣本數， 2001 年的追蹤樣本數有

13 ，978人、 2003年的追蹤樣本數有 13 ，247人、 2005年的追蹤樣本數有 3 ，022人、

2007年的追蹤樣本數有 2，939人。本研究將公共使用版第一波至第四波的四筆

學生資料合併成為一個資料檔，最後納入分析的追蹤樣本數共 2 ，868人，剔除

本研究關注的八個變項(包括四波學習成就與四波學生教育抱負)中有遺漏值

的樣本後，最後納入分析的樣本數共 1 ，651 人。 3 由於本研究已剔除有遺漏值的

樣本，這會對於母體推論權數的加權效果產生影響，使原有的權數隨之改變 (張毓仁、柯華葳、邱皓政、歐宗霖、溫褔星，

2011 )

，而不宜採用原有的權 數加權，因此，本研究參考巫博瀚與陸偉明 (2010 )的研究，利用未加權的資 料進行分析，以確保研究結果的正確性。

(二)變項測量

1.學生教育抱負:學生教育抱負以TEPS 四波學生問卷填答的「你期望自 己念到什麼教育程度? J

(wls553a

,

w2s40扭，

w3s425

,

w4s409) 做測量，四波 學生教育抱負的測量結果，依序命名為01 年教育抱負、 03 年教育抱負、 05年教 育抱負及07年教育抱負。本研究參考陳俊瑋與黃毅志 (2011 )的研究，將學生 3 本研究在正文利用刪除遺漏值的樣本 (n = 1 ，的 1 )進行分析的理由在於，若利用包

今遺漏值的樣本 (n

=

2

,

868)

，以 AMOS進行 SEM 分析時，會導致RMR 、 GFI及 AGFI 等過配指標無法估算。不過，細心的讀者可能會質疑包含遺漏值的樣本數為 2， 868人，但刪除有遺漏值之樣本後，樣本只剩下1 ，651 人，那麼剩下的這些樣本是 否會因為樣本選擇偏誤 (selection

bias)

，導致分析結果與利用包含遺漏值樣本所進 行的分析結果有所差異，進而產生推論效度的問題?為避免遲疑，本研究也利用包 含遺漏值的樣本進行分析，分析結果請分別參考附錄的附圈l與附圖 2 。大致上，包 含遺漏值樣本在附圖l 與附圖 2 的過配度考驗與分析，其過配度指標與刪除遺漏值樣 本的分析結果大多相同， CLPM標準化的相互影響你數，以及LGCM未標準化的影 響你數，其顯著水準大都也沒有多大的改變，因此，本研究利用刪除遺漏值的樣本 進行分析，並不會有樣本選擇偏誤或推論效度的問題。

136

<當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 呵呵呵Tr.TlTI:t:川 教育抱負的教育程度轉換為教育年數，其中，第一波與第二波的「國中畢業」 為9年， ，-高中/職畢業」為 12年， ，-專科、技術學院或科技大學畢業」與「一 般大學畢業」為 16年， ，-研究所畢業」為 18年。不過，由於第三波與第四波資 料的學生已經升上高中/職，同時， ，-研究所畢業」該選項進一步細分為「念 到碩士學位」與「念到博士學位 J '因此，第三波與第四波資料的「高中/職

畢業」為 12年， ，-專科、技術學院或科技大學畢業」與「一般大學畢業」為16

年， ，-念到碩士學位」為 18年， ，-念到博士學位」為22年。 2. 學習成就:本研究參考陳俊瑋與黃毅志(

2011

)的研究，以「綜合分

析能力測驗 J (wlal1旬， w2al1旬， w3all旬， w4all3 p) 作為學生學習成就的測量， 「綜合分析能力測，驗」強調的是要能測量學生「思考活用知識的能力」與「解 決問題的能力 J '並反映學生的學習成就及學習的成長情形，使用的題材包含 一般分析能力測驗、科學測驗、數學測驗、中文測驗及英文測驗。其中，一般 分析能力測驗所測量的為分析能力、生活應用能力及創造力等三方面的智能 (楊孟麗、譚康榮、黃敏雄， 2003) 。由於本研究使用 TEPS 第一波至第四波的 合併資料進行分析，因此，本研究分別以 TEPS 四波資料，利用試題反應理論

(item response

thea句，

IRT)

3PL模式估算學生「綜合分析能力測驗J '能力估 計值代表學生學習成就，各波能力估計值可與其他波的能力估計值進行比較， 四波學習成就的測量結果，依序命名為01 年學習成就、 03年學習成就、 05年學 習成就及07年學習成就。

(三)資料處理

本研究利用SPSS與 SEM套裝軟體AMOS 6.0版對TEPS第一波至第四波追 蹤樣本資料進行分析，經表列刪除法(listwise deletion) 處理遺漏值後，最後

納入分析的樣本數共1 ，651人。在考驗CLPM以及LGCM與實證資料的適配度方

面，本研究綜合多位學者(余民寧，

2006

;張芳全，

2006

;程炳林，

2006

;黃

可吉姆 _陳俊瑋

137

戶:FFE熱窩。j隘竭噩噩譜數量'ld~畫畫損扭扭E

芳銘、楊金寶、許褔生，

2005 ; Bentler

,

1982

,

1990; Bentler & Bonett

,

1980;

Hoelter

,

1983; Hu &

Bentl哎，

1999; McDonald & Marsh

,

1990) 的建議，以絕對適

配指標 (GFI> .90 、 AGFI

>

.90 、 RMR

<

.05 、 RMSEA

<

.08) 、增量適配指標

(Nfl>

.90 、盯I> .90 、 IFI> .90 、 CFI> .90) 及精簡適配指標 (CN

> 200)

來考驗模式的整體適配度。在探討學生教育抱負與學習成就的相互影響效果方 面，本研究以學生教育抱負與學習成就CLPM中，標準化係數值的顯著水準來 考驗學生教育抱負與學習成就的相互影響效果。在探討學生教育抱負與學習成 就潛在成長變化的關係方面，由於LGCM觀察變項截距與觀察變項斜率這兩個 潛在變項的測量加權是依據線性成長模式所做之設定，而不是估計值，在解釋 上宜利用未標準化係數估計值(侯雅齡，

2009 ; Caprara et

址，

2008)

，因此， 本研究以學生教育抱負與學會成就LGCM中，未標準化係數值的顯著水準來考 驗學生教育抱負與學習成就潛在成長變化的關係O (四)研究架構 本研究的CLPM主要參考程炳林 (2006) ，以及李宜玫與孫頌賢 (2010

)

所建立的相互效果模式。不過，程炳林以及李宜玫與孫頌賢的相互效果模式， 都只針對兩個不同時間點的長期追蹤資料進行分析，而本研究則是包含四個不 同時間點，因此，另外參考 Hays 、 Marshall 、 Wang 與 Sherbourne

( 1994

)、

Marsh

、 Gerlach 、 Trautwein 、 Ludtke與 Brettschneider (2007) 以及Brown等人

(2009

)對於多個時間點長期追蹤資料的研究模式，以SEM的 CLPM進行分 析， 4研究架構如圖l 所示。 4 林俊華與黃毅志 (2006 )以及魏琦芳與黃毅志(

2011

)的研究皆以多元迴歸進行貫 時性分析，而程炳林 (2006 )以及李宜玖與孫頌賢 (2010 )則皆以 SEM 的相互效果 模式進行分析， SEM 除具有前述能有效處理測量誤差問題的優勢外， Hays 等人

(1

994

)以及 Marsh 等人 (2007 )認為，以 SEM 的 CLPM 進行分析，較傳統多元迴 歸的分析方式更具有:

(

1

)可利用單一模式同時估計多個依變項; (2)可同時估計

138

(當代教育研究〉季刊第十九卷第四期

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K 。 l 年 A σ 一M ﹒』 05 年 教育抱負 t 宮。3 年 i 可教育抱負 R ~ 07 年

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d 學習成就，

~ 。5 年 _' 3 學習成就 學習成就 _B H 學習成就

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圖 l _{學生教育抱負與學習成就 CLPM 架構圖} 在圖 l 學生教育抱負與學習成就CLPM的架構圖中，本研究先以 01 年教育 抱負與01 年學習成就作為自變項， 03年教育抱負與03年學習成就作為依變項， 01 年教育抱負(箭頭A) 與01 年學習成就(箭頭C) 對03年教育抱負有直接影 效果; 01 年學習成就(箭頭B) 與01 年教育抱負(箭頭D) 對03 年學習成就 有直接影響效果，其中，箭頭A與箭頭B 的標準化係數值分別代表教育抱負與 且習成就間隔兩年的穩定係數，也代表不同時間相同變項的統計控制;箭頭C 與箭頭D的標準化係數值代表教育抱負與學習成就的交叉延右效果係數，也代 表控制不同時間相同變項的影響效果後，較早時間觀察變項對較晚時間另一觀 察變項的影響效果。 變項間的直接與間接效果;以及(3)可提供理論核式與實證資料整體過配度指標 等優勢，因此，本研究乃以 SEM 的 CLPM 進行分析。

點陳俊瑋

吋啊?糊糊燭，還ljjm

139

其次，本研究以01 年教育抱負與03年教育抱負及01 年學習成就與03 年學 習成就作為自變項， 05年教育抱負與05年學習成就作為依變項， 01 年教育抱負 (箭頭E) 、 03 年教育抱負(箭頭G) 及03 年學習成就(箭頭I)對05 年教育抱 負有直接影響效果; 01 年學習成就(箭頭F) 、 03年學習成就(箭頭H) 及03年 教育抱負(箭頭J)對05年學習成就有直接影響效果，其中，箭頭E與箭頭F的 標準化係數值分別代表教育抱負與學習成就間隔四年的穩定係數，也代表不同 時間相同變項的統計控制;箭頭G與箭頭H的標準化係數值分別代表教育抱負 與學習成就間隔兩年的穩定係數，同樣也代表不同時間相同變項的統計控制; 箭頭I與箭頭J的標準化係數值代表教育抱負與學習成就的交叉延右效果係數， 也代表控制不同時間相同變項的影響效果後，較早時間觀察變項對較晚時間另 一觀察變項的影響效果 O 最後，本研究以03 年教育抱負與05年教育抱負及03年學習成就與05年學 習成就作為自變項， 07年教育抱負與07年學習成就作為依變項， 03年教育抱負 (箭頭K) 、 05年教育抱負(箭頭M) 及05年學習成就(箭頭0) 對07年教育抱 負有直接影響效果; 03年學習成就(箭頭L) 、 05年學習成就(箭頭N) 及05年 教育抱負(箭頭P) 對07年學習成就有直接影響效果，其中，箭頭K與箭頭L的 標準化係數值分別代表教育抱負與學習成就間隔四年的穩定係數，也代表不同 時間相同變項的統計控制;箭頭M與箭頭N的標準化係數值分別代表教育抱負 與學習成就間隔兩年的穩定係數，同樣也代表不同時間相同變項的統計控制; 箭頭。與箭頭P 的標準化係數值代表教育抱負與學習成就的交叉延右效果係 數，也代表控制不同時間相同變項的影響效果後，較早時間觀察變項對較晚時 間另一觀察變項的影響效果 O 另外，

el

、 e2 、 e3 、 e4 、 e5及的分別代表教育抱負與學習成就的殘差項，

本研究參考Hays等人(1994 )、 Bui (2007) 、程炳林 (2006) ，以及李宜玫與孫

140

{當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 柯;l村，叫 頌賢 (2010 )的研究模式，將教育抱負與學習成就在同一時間點的測量以相關 描述其關係，其中， 01 年教育抱負與01 年學習成就皆為外衍變項(

exogenous

variables)

，因此，直接將兩變項設共變關係(雙箭頭Q) 。不過， 03 年教育抱 負、 05年教育抱負及07年教育抱負，以及03年學習成就、 05年學習成就及07年 學習成就皆為內衍變項 (endogenous

variables)

，無法如同外衍變項直接將兩

變項設共變關係，因此，分別以其殘差項(e1 ，we2 、 e3與e4以及e5與e6 )設共 變關係(雙箭頭R 、 S及T)0

(五)研究假設

本研究根據心理學「白驗預言」理論與過去實證研究結果(巫有錯，

1999 ' 2007

;李鴻章，

2006

;陳俊瑋、黃毅志，

2011

;陳順利，

2001

;楊肅

棟，

2001

;劉正，

2006 ; Bui

,

2007; Liu et

址，

2009; Seginer

&

Vennu1哎， 2002)

,

提出假設卜 1

:

，-學生教育抱負對學習成就有正向的影響效果 J '同時，根據社 會學「威斯康辛模型」理論與過去實證研究結果(李文益、黃毅志，

2004

;陳 易甫，

2000

;蔡明昌，

1997 ; Buchmann

&

Dalton

,

2002; Bui

,

2007;

K.ha前泊，

2003

,

2005; Salami

,

2008)

，提出假設1-2

:

，-學習成就對學生教育抱負有正向的 影響效果」。 二、結果與討論

(一)觀察變項的描述統計量

表 l 為TEPS 四波學習成就與四波學生教育抱負的相關係數、平均數、標準 差、偏態及峰度，由觀察變項的相關係數矩陣得知，相關係數皆達p

<

.001 的 顯著性水準'表示不同觀察變項間有密切的關係存在，可能存在相互影響關 係。其次，在四波學習成就的相關係數方面， 01 年學習成就與03年學習成就、 05 年學習成就及07年學習成就的相關係數分別為 .80 、 .76及.71

;

03年學習成就

陳俊瑋

141

伊拉總繡棚星點闢 Z品，駐軍轉臨 E 表 l 觀察變項間的相關係數、平拘數、標準差、偏態及峰度 (n=

1

,

651)

2.

3.

4.

5.

6.

7.

8.

1.

01 年學習成就 1υ

00

2.03年學習成就

.80

1.

00

3.05年學習成就

.76

.82

1.

00

4.07年學習成就

.71

.78

.81

1. 00υ 5.01 年教育抱負

.4

0

.4

1

.3

7

.3

4

1.

00

6.03年教育抱負

.4

2

.4

6

.4

2

.4

0

.4

0

1. 00υ 7.05年教育抱負

.3

4

.4

0

.4

0

.39

.3

4

.4

6

1.0υ

o

8.07年教育抱負

.3

4

.3

9

.39

.39

.3

4

.4

3

.67

1υA“υ

平均數

0

.4

7

1.3

4

2.01

2.04

16

.4

2

16.86

18

.2

5

18.52

標準差

0.85

1.1

0

1.

21

1.3

9

1.

83

1.

45

2.50

2.52

偏態

_-0

_.4

₆

_-0

_.4

₂

_{國0 .4 8}

_-0

_.4

₀

_-1.

₈₅

_-1.78

₀

_.4

₄

_0.27

峰度

0

.2

9

-0.05

-0.04

-0

.4

9

4.29

4.82

-0.89

-1.

01

註:所有變項間相關條數皆達 p

<

.001 的顯著水準。 與05年學習成就及07年學習成就的相關係數分別為 .82與.78

;

05年學習成就與 07年學習成就的相關係數為 .81 。上述四波學習成就的相關係數介於.71----.82

'

代表相關係數效果量的正介於.50---- 肘，亦即四波學習成就互相的解釋變異量

約介於50%----67% '根據Cohen

(1988

,

1992) 對於相關係數效果量的判斷，皆 屬於大效果量。在四波學生教育抱負的相關係數方面， 01 年教育抱負與03 年教 育抱負、 05年及07年教育抱負的相關係數分別為.40 、 .34及.34

;

03 年教育抱負 與05年教育抱負及07年教育抱負的相關係數分別為.46與.43

;

05年教育抱負與 07 年教育抱負的相關係數為肘，上述四波學生教育抱負的相關係數介於.34

~肘，代表相關係數效果量的正介於.12---- 肘，亦即四波學生教育抱負互相的

解釋變異量約介於 12%----45% '根據Cohen

(1988

,

1992) 對於相關係數效果量 的判斷，除05年教育抱負與07年教育抱負的相關係數屬於大效果量之外，其餘 相關係數皆屬於中效果量。由於上述觀察變項在不同波段間的相關係數皆相當

142

(當代教育研究〉季刊第十九春第四期 可=Tilr:TiiT=T那TlTI:(:I1削川:'11:(川m:憂控會哈笑 大且皆達p

<

.001 的顯著性水準，代表這些觀察變項在不同波段間皆相當穩 定。不過，觀察變項在不同波段間的相關係數也同時存在隨時間增長而略為下 降的趨勢(例如， 01 年學習成就與03 年學習成就的相關係數為.駒，但與05 年 學習成就的相關係數則下降至76 '與07年學習成就的相關係數再下降至 71 )。 另外，四波學習成就的平均數分別是.47 、1. 34 、 2.01 及2.04 '四波學生教 育抱負的平均數分別是 16 .42年、 16.86年、 18.25年及 18.52年，大致上，學習成 就與教育抱負的平均數皆隨著時間里穩定成長的趨勢。不過，值得留意的是， 上述四波學習成就與學生教育抱負的平均數雖皆呈現穩定成長的趨勢，但這些 平均數呈現的是聚合加總( aggregate) 的整體平均變化趨勢，並沒有辦法真實

反映個人層次的變化趨勢，若要真實反映學業成績與學生教育抱負個人層次變

化趨勢，則仍需藉助LGCM來進行分析(吳齊殷、李文傑， 2003) 。 表 l 觀察變項常態性檢定中，所有觀察變項的偏態絕對值(介於0.27'"'-'

1.85

)均未大於 2 '峰度絕對值(介於 0.04'"'-'4.82 )均未大於 7 ，可視為常態性

資料 (Curran ，

West

,

&

Finch

,

1996)' 因此，本研究採用最大概似 (maximum

likelihood

,

ML

)估計法估計參數。

(二)學生教育抱負與學習成就CLPM的適配度考驗與分析

在學生教育抱負與學習成就CLPM的適配度考驗方面，本研究先進行理論 模式的整體適配度考驗，其次再考驗學生教育抱負與學習成就的穩定係數，以 及學生教育抱負與學習成就的交叉延右效果係數。由表2可知，本研究所提出

之理論模式的整體適配度結果

i

(8

,

n

=

1

,

651)

=

27.727

'P

<

.001 。不過，由

於/容易因為樣本數過大而達到顯著，因此，仍須參考其他適配度指標來做判

斷。其他重要的適配度指標或替代性指標，例如GFI = .996 、 AGFI = .981 、

Nfl

=

.997 、 RFI

=

.988 、 IFI

=

.998 、 CFI

= .998

'這些適配度指標皆大於 .90

'

幼陳俊 it 持 ~·:r·t~間i妞，劃間肝，駐軍單扇窗:111

143

表 2 學生教育抱負與學習成就 CLPM 整體適配度考驗結果 適配 適配 _{本研究模式} 是否 指標 _標準 適配指標值 適配 χ2

未達顯著，

_X

2

(愈小愈好)

_27.727***

否

RMSEA

<.08

.039

是 絕對適配指標

_RMR

_<.05

_.041

又E主三

OFI

>.90

.996

是

AOFI

>.90

.981

是

Nfl

>.90

.997

是 增量適配指標

RFI

>.90

.988

是

IFI

>.90

.998

是

CFI

>.90

.998

是 精簡適配指標

_CN

_{> 200}

₁

_,

₁₉₆

_是

***p

< .001

結果顯示，學生教育抱負與學習成就 CLPM 整體適配度相當理想，亦即本研究 所提出之理論模式可獲得實證資料的支持。 除整體適配度考驗外，圖 2 為學生教育抱負與學習成就 CLPM 標準化係數 估計。由圖 2可知， 01 年教育抱負對 03 年教育抱負與 05 年教育抱負皆有顯著正 向的影響效果(標準化係數值分別為 .27與日 ，

p

< .001)

,

03年教育抱負對05 年教育抱負與 07 年教育抱負皆有顯著正向的影響效果(標準化係數值分別 為 .31 與.1 3

'

p

< .001)

,

05年教育抱負對07年教育抱負也有顯著正向的影響效 果(標準化係數值為 .56

'

p

< .001)

0 01 年學習成就對03年學習成就與05 年學 習成就皆有顯著正向的影響效果(標準化係數值分別為 .75與.29

'

p

< .001)

,

03年學習成就對05年學習成就與07年學習成就皆有顯著正向的影響效果(標準 化係數值分別為 .57與.33

'

p

< .001)

,

05 年學業成就對07年學習成就也有顯著 正向的影響效果(標準化係數值為 .52

'

p

<

.001) 。這顯示教育抱負與學習成 就皆具有跨年的穩定性。

144

(當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 _1.1_1 ﹒ :nτ7甘n ;-a:﹒ II/_ 其次，在教育抱負對學習成就的影響方面，圈2顯示，控制01 年學習成就 對03年學習成就的影響效果後， 01 年教育抱負仍對03年學習成就有顯著正向的 影響效果(標準化係數值為.11

'

p

<

.001)

;控制01 年學習成就與03 年學習成 就對05年學習成就的影響效果後， 03年教育抱負仍對05年學習成就有顯著正向 的影響效果(標準化係數值為.03

'

p

<

.05)

;控制03年學習成就與05年學習成 就對07年學習成就的影響效果後， 05年教育抱負仍對07年學習成就有顯著正向 的影響效果(標準化係數值為的 'p<.Ol) 。

.13***

。 l 年 教育抱負 i

v

27***

.. 03 年 i .教育抱負|

•

31***

但負

心年瀰

3 均由R I{教 KFl 」ll| 』Fd

.56***

..

~

07 主E d 教育抱負 &

31***

.21 ***

II ***

•

40* 艸 • el

,

.20***

‘

e2 r e3 '" e4 r e5 λ.05'" ..., e6

.' .12***

11***

'

.03*

。05*\"

'

。 1 年? 學習成就

75***

就 年成

的翱

司 1L -1 就斗轉 v 年減仲 」的略行 |吋們|↑' * * * 句 j z 、 d _ 07 年 門學習成就

52材*一

'"

.29***

圖 2 學生教育抱負與學習成就 CLPM 標準化係數估計

*p

<

.05

**p

<

.01

***p

<

.001

最後，在學習成就影響教育抱負方面，圓 2顯示，控制 01 年教育抱負對 03 年教育抱負的影響效果後， 01 年學習成就仍對 03年教育抱負有顯著正向的影響 效果(標準化係數值為訓 ，

p

<

.001)

;控制01 年教育抱負與03年教育抱負對

讀陳俊瑋

可Em扭扭團軍J.個7個單闊前

145

05年教育抱負的影響效果後， 03年學習成就仍對05年教育抱負有顯著正向的影

響效果(標準化係數值為.21

'P

<

.001 )

;控制03年教育抱負與05 年教育抱負

對07年教育抱負的影響效果後， 05年學習成就仍對07年教育抱負有顯著正向的 影響效果(標準化係數值為.1 1

'

P

<

.001) 。整體而言，教育抱負與學習成就

存在相互影響效果。

(三)學生教育抱負與學習成就CLPM的討論

本研究發現，即使控制 01 年學習成就對03 年學習成就的影響效果後，

01

年教育抱負仍對 03 年學習成就有顯著正向的影響效果;控制 01 年學習成就與 03

年學習成就對 05年學習成就的影響效果後， 03年教育抱負仍對 05年學習成就有

顯著正向的影響效果;控制 03 年學習成就與 05 年學習成就對 07年學習成就的影 響效果後， 05 年教育抱負仍對 07年學習成就有顯著正向的影響效果，因此，研 究假設 1-1 得到支持。這與過去實證研究結果(巫有鐘，

1999 ' 2007

;李鴻 章，

2006

;陳俊瑋、黃毅志，

2011

;陳順利，

2001

;楊肅棟，

2001

;劉正，

2006 ; Bui

,

2007; Liu et a

l.,

2009; Seginer

&

Verrnul哎， 2002 )相符，也驗證了心

理學「自驗預言」理論的觀點，亦即學生教育抱負愈高，愈會努力追求提高學 習成就，進而使學習成就也愈高。 此外，即使控制 01 年教育抱負對03 年教育抱負的影響效果後， 01 年學習 成就仍對03年教育抱負有顯著正向的影響效果;控制01 年教育抱負與03年教育 抱負對05年教育抱負的影響效果後， 03年學習成就仍對05年教育抱負有顯著正 向的影響效果;控制03年教育抱負與05年教育抱負對07年教育抱負的影響效果 後， 05年學習成就仍對07年教育抱負有顯著正向的影響效果，因此，研究假設 1-2 得到支持。這與過去實證研究結果(李文益、黃毅志，

2004

;陳易甫，

2000

;蔡明昌，

1997 ; Buchmann

&

Dalton

,

2002; Bui

,

2007;

Kh

attab

,

2003

,

146

(當代教育研究〉季刊第十九春第四期 相同而:rr;TjTJ:f:pmlr:r;T:'11 :rrn:m;y九1之試對嗨 即學習成就愈高，將進而使得學生教育抱負也愈高。

參、研究二

研究一的CLPM雖然發現學生教育抱負與學習成就存在相互影響效果，不 過， CLPM只能檢視個人特性的長期平均狀況，相較於團體的長期平均狀況是 穩定或不穩定，它並沒有辦法讓我們瞭解或預測個人內在成長變化的個別差異 (吳齊殷、李文傑，

2003 ; Mason

,

200 I

)。因此，在研究二，本研究將利用 LGCM探討學生教育抱負與學習成就之潛在成長變化，以及學生教育抱負與學 習成就潛在成長變化的關係。具體而言，研究二所要探討的研究問題為:學生 教育抱負初始狀態與成長速率為何?學生教育抱負初始狀態與成長速率有何關 係?學習成就初始狀態與成長速率為何?學習成就初始狀態與成長速率有何關 係?學生教育抱負與學習成就潛在成長變化有何關係?

一、方法

由於研究一與研究二的資料來源、變項測量及資料處理均相同，以下僅 就研究架構進行說明 O (一)研究架構

本研究的LGCM主要參考吳齊殷與李文傑 (2003) ，以及Kline

(2011

)所

建議的二階段方式進行分析，在第一階段，本研究以個別LGCM針對每一研究 樣本在學生教育抱負與學習成就方面所重複測量的數據資料，分析學生教育抱 負與學習成就個別初始狀態 (initial status) 與成長速率 (growth rate) 的現 況，以及初始狀態與成長速率的關{系，如圖3所示。在第二階段，本研究以整 體LGCM分析學生教育抱負與學習成就潛在成長變化的關{系，如圖4所示。

陳俊時

147

τ3至;i"'1I:~~m，面則訟祖.~遭到iili氫精通臨勘IIJ

• • • • • •

O. 0

,

0

,

_。， £1 £2 £3 £4 '- 0 7

-.I一一 。

! 。

觀O察l年變現

|

時烘干|

觀察變

觀察變項1

項

4 、 /

,

、《 y 司、可 l 觀察變項、 M;

i

截距

/

s?

•

觀察變項

M

s

\斜率

_/丸

2 4 圖 3 四個時間點個別 LGCM 架構圖 言主:觀察變項條指本研究所關注的學生教育抱負與學習成就這兩個變頃。 資料來源:研究者自行繪製。 的雙因子模式類似，亦即模式中包含兩個潛在變項，分別為觀察變項截距與觀

察變項斜率。其中，觀察變項截距係用來描述縱貫研究中，每一觀測值的初始

狀態，它的意義類似簡單線性迴歸 (simple

linear

regression) 中截距的概念，

此變項可以呈現每一觀測值在研究第一個時間點的情形。觀察變項斜率係用來 描述縱貫研究中，每一觀測值於被觀察時段間的成長速率，它的意義類似簡單

線性迴歸中斜率的概念(侯雅齡，

2009

;楊志堅、劉心筠、楊志強，2004) 。

圖 3 為四個時間點個別LGCM架構圖，它包含觀察變項截距(代表初始狀 態)與觀察變項斜率(代表成長速率)這兩個潛在變項，它們皆以不同時間點

( t

1 、 t2 、 t3··· )的重複觀察變項 (0 I 年觀察變項、 03年觀察變項、 05年觀

察變項... )作為其測量指標。 5此外，圖3觀察變項截距右側的M;係指觀察變

5 值得留意的是，潛在變項與不同時間點重複觀察變項間的因素負椅量，在觀察變項

148

(當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 可司司( 'i' IIT.f· Jl ·flil t'=lTn:1 H巾r.l 1:n'7T.'rn;Y.1'I'r.TI

n

vi

0,

v2

0,

v3

O.

v4

O.

'

v

軍

'

。

_{。3 年。}

_{。5 年。}

_。7年。

。 l 年 教行抱負 教有抱負 教育抱負l 教行抱負 y' 4可 _~

v

A 弓~ a b

E

---

0,

。

v 教育抱負， _{教育抱負呻} 司 截距

B

4 斜率

el

『、.

C

A 學習成就 L

A

_{‘學習成就 4}

e2

~ 截距 斜率 4 。 --、c 0, 可

F

c d 一 ~

a

~.~ ιP

..

。1 年。

。3年。

05年。

_。7年。

果習成就 學習成就 學習成就 學習成就 A 4 4

_4l

v5 )

0,

( v6

0,

( v7 )

0, v8 、、，自10 圖 4 學生教育抱負與學習成就整體 LGCM 架構圖

D

截 liE 與不同時間點重複觀察變瑣的因素負椅量都固定設定為 1 '但在觀察變項斜率 與不同時間，點重複觀察變項的因素負持量，由於不同的 j線性組合，可以允許有不同 的變化(吳齊殷、李文傑， 2003) 。過去多數研究(例如，吳齊殷、李文傑'

2003

;吳齊殷、黃鈺婷，

2010 ; Kline

,

2011; Wickrama

,

Lorenz

,

&

Conger

,

1997a

,

1997b; Wu

, 2007) 都將其設定為較典型的線性成長軌跡，亦即三波設為 0 、 l 、 2;

四波設為 0 、 l 、 2 、 3 。不過，余民寧 (2006 )與李茂能 (2009 )認為，如欲將觀察 變項斜率這個潛在變項解釋為從「起點」至，) r 終點」的整體能力變化因素，探究第 一次測量與最後一次測量問改變差異量，並比較各個測量點問之發展比率，則可將 觀察變項斜率與不同時間點重複觀察變項的因素負椅量設為 0 、 a 、 b 、 1 '其中 'a

?潛藏的數囑勵間1個組閣ImiJ

_

陳俊瑋 !哈 ι “伊§勾當參

149

項截距的平均數，代表個別學生在該觀察變項的平均初始狀態(也等於01 年觀

察變項的期望值 );sf係指觀察變項截距的變異數，代表個別學生在該觀察變

項初始狀態的變異程度，若達到顯著，則代表個別學生在該觀察變項初始狀態 存在顯著的個別差異。觀察變項斜率右側M，係指觀察變項斜率的平均數，代

表個別學生在該觀察變項的平均成長速率(也等於07年觀察變項期望值與01 年

觀察變項期望值的差)

;

s，，2係指觀察變項斜率的變異數，代表個別學生在該觀

察變項成長速率的變異程度，若達到顯著，則代表個別學生在該觀察變項成長 速率存在顯著的個別差異;而 \jfis係指觀察變項截距與觀察變項斜率的共變 數，若達到顯著，則代表個別學生在該觀察變項的初始狀態與成長速率間存在 顯著的關係(李茂能，

2009 ; Kline

,

2011

)。 圖4為學生教育抱負與學習成就整體LGCM架構圖，係將學生教育抱負個 別LGCM與學習成就個別LGCM ，以路徑連結後，放在同一模式中加以檢驗。 圖4 中教育抱負截距與學習成就截距，分別與四個時間點觀察變項的因素負荷 量都固定設定為1 '教育抱負斜率與學習成就斜率，分別與四個時間點觀察變 項的因素負荷量設為0 、 a 、 b 、 1 與0 、 C 、 d 、 1 '其中 'a 、 b 、 C 、 d皆係開放估 計之參數。此外，本研究以教育抱負截距與學習成就截距為自變項，教育抱負

斜率與學習成就斜率為依變項，6教育抱負截距對學習成就斜率有直接影響效

與 b 皆 f毒、開放估計之參數，以暸解成長速率是逐漸增加或減少。上述兩種針對觀察 變項斜率與不同時間點重複觀察變項因素負荷量的設定可以依照理論、先前研究文 獻，或是研究者的探索作為設定的標準'再以模式的過合度來檢驗這樣的設定是否 可以獲得實證資料的支持(吳齊殷、李文傑，

2003 ; Willet

&

Sayer

,

1994) 。由於過 去很少研究探討學生教育抱負與學習成就的 LGCM ，因此，本研究採用余民寧

(2006

)與李茂能 (2009 )的建議，將觀察變項斜率與不同時間點重複觀察變項的

因素負荷量設為0 、 a 、 b 、 1 '如圖 3 所示，以暸解成長速率是逐漸增加或減少。 6 由於圖 4 的模式同時包含教育抱負斜率與學習成就斜率這兩個依變頃，因此，

150

(當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 開闊~:t'l~I~I;悶悶蓮"向濟機語詩: 果(箭頭A) ，若達到顯著，則代表教育抱負初始狀態對學習成就成長速率有 顯著的影響效果;學習成就截距對教育抱負斜率有直接影響效果(箭頭B)

,

若達到顯著，則代表學習成就初始狀態對教育抱負成長速率有顯著的影響效 果。另外， VI 至V8分別代表教育抱負與學習成就不同時間點觀察變項的殘差 項，由於教育抱負截距與學習成就截距皆為外衍變項，因此，直接將兩變項設 共變關係(雙箭頭C) ，若達到顯著，則代表教育抱負與學習成就的初始狀態 存在顯著的關係。不過，教育抱負斜率與學習成就斜率皆為內衍變項，因此， 以其殘差項 (elWe2 )設共變關係(雙箭頭D) ，若達到顯著，則代表教育抱 負與學習成就的成長速率存在顯著的關係。最後，如同圖3 將觀察變項截距與 觀察變項斜率設共變關係，本研究在圖4也將教育抱負截距與教育抱負斜率的 殘差項(e1 )設共變關係(雙箭頭E) ，若達到顯著，則代表教育抱負的初始 狀態與其成長速率存在顯著的關係;同時，也將學習成就截距與學習成就斜率 的殘差項 (e2 )設共變關係(雙箭頭F) ，若達到顯著，則代表學習成就的初始 狀態與其成長速率存在顯著的關係。 二、結果與討論

(一)學生教育抱負與學習成就個別LGCM的適配度考驗與分析

表3 為學生教育抱負與學習成就個別LGCM的摘要表，首先，在學生教育

抱負方面，由表3可發現，學生教育抱負個別LGCM的整體適配度結果:I

(3,

n

=

1

,

651)

=

30.73 ' p

<

.001 。其他重要的適配度指標或替代性指標，例如NFl

= .983 、盯I = .966 、 IFI = .984 、 CFI =

.984

'這些適配度指標皆大於.90

'

RMSEA

=

.075

'小於.08 '上述結果顯示，學生教育抱負個別 LGCM整體適配

i三關翩翩，哥華iii悶輝盟扇窗Ill

• • • • • •

151

愣愣 陳俊瑋 2

X

表 3 學生教育抱負與學習成就個別 LGCM 摘要表 (n=

1

,

651)

觀察變項截距 觀察變項斜率

平均數 變異數 平拘數 變異數

V

學生教育抱負 16.50叫 0.95叫 2.02叫 2.89叫 .3 5叫 30.73 叫 學習成就 0 .47叫 0.66叫 1.5 8叫 0.40叫 .15 叫 18別叫 註:通配度指標或替代性指標，如 NFl 、 RFl 、 lFl 及 CFl 皆>

.90

0

***p

<

.001

RMSEA

.075

.056

度相當理想，故本研究所提之理論模式可以獲得實證資料的支持。此外，學生 教育抱負截距的平均數(1 6.50 )與變異數 (0.95 )皆達 p

<

.001 的顯著水準'

這代表個別學生教育抱負初始狀態在01 年的平均為 16.50年， 7不過，個別學生

教育抱負初始狀態存在顯著的個別差異;學生教育抱負斜率的平均數 (2.02

)

與變異數 (2.89 )也皆達 p

<

.001 的顯著水準，這代表個別學生教育抱負成長

速率的平均為2.02年，亦即個別學生在01 年至07年這四個觀察波段間，個別學

生教育抱負會從01 年的平均 16.50年開始成長，六年後成長平均2.02年而成為07

年的平均 18.52 (16.50+2.02) 年，不過，個別學生教育抱負成長速率也存在顯 著的個別差異;而學生教育抱負截距與斜率間的共變數呈顯著正相關("， =

.3

5 '

r

=

.21 '

p

<

.001 )

，由於 r=

.21

'代表相關係數效果量的?= .04 ，亦即

學生教育抱負初始狀態與學生教育抱負成長速率互相的解釋變異量約為 4%

'

根據Cohen

(1988

,

1992) 對於相關係數效果量的判斷，屬於小效果量，這也 代表教育抱負初始狀態較高的學生，其教育抱負成長速率較為陡峭'而教育抱 負初始狀態較低的學生，其教育抱負成長速率較為平緩。 7 值得留意的是，由於本研究以 TEPS 四波資料進行分析，而第三波與第四波所流失 的填答者有部分來自國中畢業未升學者，他們可能剛好是教育抱負低分族群，這可 能因此會對學生教育抱負初始狀態的估計產生影響，關於此點，研究者相當成謝審 稿委員的提醒。

152

{當代教育研究〉季 第十九卷第四期 其次，在學習成就方面，由表3 可發現，學習成就個別LGCM的整體適配

度結果I

(3,

n

= 1

,

651) = 18.70 '

P

<

.001 。其他重要的適配度指標或替代性指

標，例如NFl

=

.997 、盯1=.993 、 IFI

=

.997 、 CFI

= .997

'這些適配度指標皆 大於.90

' RMSEA = .056

'小於.08 '上述結果顯示，學習成就個別LGCM整體 適配度相當理想，故本研究所提之理論模式可以獲得實證資料的支持。另外， 學習成就截距的平均數( .47)與變異數 (.66 )皆達p

<

.001 的顯著水準'這代

表個別學生學習成就初始狀態在01 年的平均為.47

0

8不過，個別學生學習成就

初始狀態存在顯著的個別差異;學習成就斜率的平均數(

1.

58

)與變異數

(.4

0

)也皆達p

<

.001 的顯著水準'這代表個別學生學習成就成長速率的平均 為1.兒，亦即個別學生在01 年至07年這四個觀察波段間，個別學生學習成就會

從 01 年的平均.47 開始成長，六年後平均成長1.58 而成為 07 年的平均 2.05

( .4

7+

1.

58)

，不過，個別學生學習成就成長速率也存在顯著的個別差異;而 學習成就截距與斜率間的共變數呈顯著正相關('V

= .15 '

r

= .29 ' p

<

.001)

,

由於 r

=

.29

'代表相關係數效果量的?=肘，亦即學習成就初始狀態與學習

成就成長速率互相的解釋變異量約為8% '這根據Cohen

(1988

,

1992) 對於相

關係數效果量的判斷，屬於小效果量，但相當接近中效果量，也代表學習成就 初始狀態較高的學生，其學習成就成長速率較為陡峭，而學習成就初始狀態較 低的學生，其學習成就成長速率較為平緩。 (二)學生教育抱負與學習成就個別LGCM的討論 1.學生教育抱負的初始狀態與成長速率 本研究發現， I 學生教育抱負個別LGCM

_J

的整體適配度相當理想，故本 8 _與附言主

₇

_{相同的是，由於本研究以}

_{TEPS 四波資料進行分析，而第三波與第四波所流}

失的填答者有部分來自國中畢業未升學者，他們剛好也是學習成就低分族群，因 此，這可能也會對學習成就初始狀態的估計產生影響。

4射 陳俊海

153

欄目轍，副組溫單單輯捌E

研究所提之理論模式可以獲得實證資料的支持。此外，學生教育抱負初始狀態

平均為 16.50年，約略在「專科、技術學院或科技大學畢業」或「一般大學畢

業」以上，不過，個別學生教育抱負初始狀態存在顯著的個別差異;學生教育 抱負成長速率的平均為2.02年，不過，個別學生教育抱負成長速率也存在顯著 的個別差異;而學生教育抱負初始狀態與學生教育抱負成長速率呈顯著正相 關，這代表教育抱負初始狀態較高的學生，其教育抱負成長速率較為陡峭，而 教育抱負初始狀態較低的學生，其教育抱負成長速率較為平緩。此種情況反映 馬太效應 (Matthew effect) 的現象，亦即一開始抱持較高教育抱負的學生， 其教育抱負上升的幅度會較大，而一開始抱持較低教育抱負的學生，即使教育 抱負也會上升，但幅度卻不大，進而反映「富者愈富，貧者愈貧」的馬太效應 現象。 2. 學習成就的初始狀態與成長速率 本研究發現， ，.學習成就個別LGCM

_J

的整體適配度相當理想，故本研究 所提之理論模式可以獲得實證資料的支持。此外，學習成就初始狀態的平均

為

.47 '不過，個別學生學習成就初始狀態存在顯著的個別差異;學習成就成 長速率的平均為 1.58 '不過，個別學生學習成就成長速率也存在顯著的個別差 異;而學習成就初始狀態與學習成就成長速率呈顯著正相關，這代表學習成就 初始狀態較高的學生，其學習成就成長速率較為陡峭'而學習成就初始狀態較 低的學生，其學習成就成長速率較為平緩，這也反映出馬太效應的現象，亦即 學習成就一開始表現優勢的學生其進步幅度會較大，而學習成就一開始表現劣 勢的學生，即使會進步，但幅度卻不大，進而反映「富者愈富，貧者愈貧」的 馬太效應現象。 (三)學生教育抱負與學習成就整體LGCM的適配度考驗與分析 在學生教育抱負與學習成就整體LGCM的適配度考驗方面，本研究先進行

154

(當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 革m 理論模式的整體適配度考驗，其次再考驗學生教育抱負初始狀態對學習成就成 長速率的影響效果，以及學習成就初始狀態對學生教育抱負成長速率的影響效

果。由表4可發現，學生教育抱負與學習成就整體LGCM的整體適配度結果/

( 18

,

n

=

1

,

651)

=

83.744 '

P

<

.001 。其他重要的適配度指標或替代性指標，

例如NFl = .990 、 RFI = .984 、 IFI = .992 、 CFI =

.992

'這些適配度指標皆大

於.90

' RMSEA

=

.047

'小於.08

' CN

=

686

'大於200

0 上述結果顯示，學生 教育抱負與學習成就整體LGCM的整體適配度相當理想，故本研究所提之理論 模式可以獲得實證資料的支持。 表 4 學生教育抱負與學習成就整體LGCM 整體適配度考驗結果 適配 適配 本研究模式 是否 指標 _標準 適配指標值 適配 絕對適配指標

X

2

未達顯著 'l ( 愈A、愈好)

83.744***

否 R孔1SEA

<.08

.047

疋日

NFl

>.90

.990

疋日 增量適配指標

RFI

>.90

.984

是 IF且 冒且圓

_>.90

_.992

是

CFI

>.90

.992

疋日 精簡適配指標

_CN

_>200

₆₈₆

是

***p

< .001

除整體適配度考驗外，圖 5 為學生教育抱負與學習成就整體 LGCM 末標準 化係數估計。由圖 5 可發現，教育抱負截距對學習成就斜率有顯著正向的影響 效果(未標準化係數值為 .22

'P

< .001)

，這代表教育抱負初始狀態愈高，其 學習成就成長速率愈陡峭。學習成就截距對教育抱負斜率也有顯著正向的影響 效果(未標準化係數值為.30

'P < .001)

，這代表學習成就初始狀態、愈高，其 教育抱負成長速率也愈陡峭。此外，教育抱負截距與學習成就截距的共變數達

陳俊玲

₁₅₅

'-;l3商調f~:n'il圈閱蚣-司封闢獨唱臨S2lIJ• • • • • • •

vl

0.2.21

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。5 年。

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月刊售 教育抱負1 l教育抱負 可W 4可 _...-~﹒ v一」 "1.00 ~-

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_1.

_{00 。‘ 2.81} 。。 v 教育抱負 F 教育抱負 4 現

el

可 截距 30*** ~ 斜率 16.49,.94 \

/

_1.

88 25··· 。 55··· x 47. .64 -2.07 h 學習成就 22··· ‘學習成就同

_e2

且 截距 h

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_斜率

4

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,

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1.

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00 2-.00-主<...:-><::.- 55 .' ~

1.

00 咱A _色，

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。3年。

。5 年。

。7年。

學習成就 學習成就 學習成就 學習成就 主一一」 ₄

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.\0

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,

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0

,

.46 ---../ 圖 5 學生教育抱負與學習成就整體 LGCM 未標準化係數估計 可 <.05 料加 <.001 統計的顯著水準(未標準化係數值為兒 ，

r

=

.71 '

p

< .00

1)

，由於r

=

.71

'代

表相關係數效果量的計=鉤，亦即教育抱負初始狀態與學習成就初始狀態互

相的解釋變異量約為 50% '根據 Cohen

(1988

,

1992) 對於相關係數效果量的判 斷，屬於大效果暈，也代表教育抱負初始狀態與學習成就初始狀態、呈顯著正相 關;而教育抱負斜率與學習成就斜率的共變數也達統計的顯著水準(未標準化

156

<當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 開山~:rorm;，l 川仕:r川咐=!軒然

係數值為.詣 ，

r

=

.2

6 '

p

<

.001)

，由於r

=

.26

'代表相關係數效果量的?

=肘，亦即學生教育抱負成長速率與學習成就成長速率互相的解釋變異量約 為 7% '根據Cohen

(1988

,

1992) 對於相關係數效果量的判斷，屬於小效果 量，也代表教育抱負成長速率與學習成就成長速率呈顯著正相關。最後，教育 抱負截距與教育抱負斜率殘差項的共變數達統計的顯著水準(未標準化係數值

為.18

'

r

=.1

1 '

p

<

.05 )

，由於r

=

.11

'代表相關係數效果量的?= .01 ，亦即學

生教育抱負初始狀態與學生教育抱負成長速率互相的解釋變異量約為 1% '根 據Cohen

(1988

,

1992) 對於相關係數效果量的判斷，屬於小效果量，也代表 教育抱負初始狀態與其成長速率呈顯著正相關;而學習成就截距與學習成就斜 率殘差項的共變數也達統計的顯著水準(未標準化係數值為 .05

'

r

=

.11 '

p

<

.05)

，由於r

=

.11

'代表相關係數效果量的正=

.01

'亦即學習成就初始狀態

與學習成就成長速率互相的解釋變異量約為 1% '根據 Cohen

(1988

,

1992) 對 於相關係數效果量的判斷，屬於小效果量，也代表學習成就初始狀態與其成長 速率呈顯著正相關。 (四)學生教育抱負與學習成就整體LGCM的討論 本研究發現，學生教育抱負與學習成就整體LGCM的整體適配度相當理 想，故本研究所提之理論模式可以獲得實證資料的支持。其次，本研究發現， 學生教育抱負初始狀態與學習成就初始狀態呈顯著正相關，這與過去橫斷面研 究(巫有鐘，

1999 ' 2007

;李文益、黃毅志， 2004 ;李鴻章， 2006 ;陳易甫'

2000

;陳俊瑋、黃毅志，

2011

;陳順利， 2001 ;楊肅棟， 2001 ;劉正， 2006

;

蔡明昌，

1997 ; Buchmann

&

Dalton

,

2002;

Khatt泊，

2003

,

2005; Salami

,

2008;

Seginer

&

Vermu1st

,

2002) 所得到的研究發現相同，但從長期追蹤資料來看，

它只是特定時間點學生教育抱負與學習成就的關係而已。不過，學生教育抱負 初始狀態對學習成就成長速率有顯著正向的影響效果，它代表的是較早時間點

陳俊瑋 j _{級刷品祠，盡Illi較適旭窩棚圖運IJ}

157

學生教育抱負對於學習成就改變量的影響效果，這除了反映「富者愈富，貧者 愈貧」的馬太效應、現象外，也再次驗證了心理學「白驗預言」理論的觀點;而 學習成就初始狀態、對於學生教育抱負成長速率有顯著正向的影響效果，它代表 的是較早時間點學習成就對於學生教育抱負改變量的影響效果，這仍反映「富 者愈富，貧者愈貧」的馬太效應、現象，也再次驗證了社會學「威斯康辛模型」 理論的觀點。

肆、結論與建議

-一、垂士畫4 郁口自間 首先，本研究利用 CLPM發現學生教育抱負與學習成就存在相互影響效 果，亦即控制較早時間點學習成就對較晚時間點學習成就的影響效果後，較早 時間點學生教育抱負對較晚時間點學習成就有顯著正向的影響效果:同樣地， 控制較早時間點學生教育抱負對較晚時間點學生教育抱負的影響效果後，較早 時間點學習成就對較晚時間點學生教育抱負也有顯著正向的影響效果;就此而 言，本研究同時驗證了心理學「自驗預言」理論與社會學「威斯康辛模型」理 論的觀點。其次，本研究利用學生教育抱負個別LGCM發現學生教育抱負初始 狀態與學生教育抱負成長速率呈顯著正相關(\jI =泊 ，

r

=

.21 '

p

<

.001)

，由

於r

=

.21

'代表相關係數效果量的計= .04 ，亦即學生教育抱負初始狀態與學生

教育抱負成長速率互相的解釋變異量約為 4% '根據 Cohen

(1988

,

1992) 對於 相關係數效果量的判斷，屬於小效果量，代表教育抱負初始狀態較高的學生， 其教育抱負成長速率較為陡峭'而教育抱負初始狀態較低的學生，其教育抱負 成長速率較為平緩，這反映了「富者愈富，貧者愈貧」的馬太效應現象。再 者，本研究利用學習成就個別LGCM發現學習成就初始狀態與學習成就成長速

158

{當代教育研究〉季刊第十九卷第四期 叩閃而那~:r:fT川H川 率也呈顯著正相關(1jI

=

.1

5 ' r

= .29 '

p <

.001)

，由於r

=

.2

9

'代表相關係數

效果量的計=

.08

'亦即學習成就初始狀態與學習成就成長速率互相的解釋變

異量約為8% '根據Cohen

(1988

,

1992) 對於相關係數效果量的判斷，屬於小 效果量，但相當接近中效果量，就此而言，學習成就初始狀態、較高的學生，其 學習成就成長速率較為陡峭'而學習成就初始狀態較低的學生，其學習成就成 長速率較為平緩，這也反映了馬太效應的現象。最後，本研究利用學生教育抱 負與學習成就整體LGCM發現學生教育抱負初始狀態與學習成就初始狀態呈顯 著正相關，這與過去橫斷面研究(巫有錯，

1999 ' 2007

;李文益、黃毅志，

2004

;李鴻章，

2006

;陳易甫，

2000

;陳俊瑋、黃毅志，

2011

;陳順利，

2001

;楊肅棟，

2001

;劉正，

2006

;蔡明昌，

1997 ; Buchmann

&

Dalton

,

2002;

Khatt泊，

2003

,

2005; Salami

,

2008; Seginer

&

Verrnul哎， 2002 )所得到的結

果相同，但從長期追蹤資料來看，它只是特定時間點學生教育抱負與學習成就 的關係而已。不過，學生教育抱負初始狀態對學習成就成長速率有顯著正向的 影響效果，它代表的是較早時間點學生教育抱負對於學習成就改變量的影響效 果，這除了反映馬太效應的現象，也再次驗證了心理學「自驗預言」理論的觀 點;而學習成就初始狀態對學生教育抱負成長速率也有顯著正向的影響效果， 它代表的是較早時間點學習成就對於學生教育抱負改變量的影響效果，這仍反 映出馬太效應的現象，也再次驗證了社會學「威斯康辛模型」理論的觀點。 整體而言，本研究的重要性有以下三點，首先，在研究設計方面，過去 研究多數都是利用橫斷面的研究設計，針對「學生教育抱負影響學習成就」或 「學習成就影響學生教育抱負」的單向影響效果做檢證，本研究利用四個時間 點的CLPM發現學生教育抱負與學習成就存在相互影響效果;利用個別LGCM 發現，無論學生教育抱負或學習成就，其初始狀態皆會與其之後的成長速率有 正向的關係;利用整體LGCM發現，學生教育抱負初始狀態對學習成就成長速