國民中小學學生越區就學的效果及其相關問題之探討

國立台灣師節夫學數育心理學系 教育心理學報，民73 ， 17期， 151-176頁

國民中小學學生越區就學的妓果

及其相關問題之探討，

玉勝賢

本研究在於探討國民中、小學學生越區就學對其六種結果行為的影響，以及學校讀讀與 學生結果行為表現約翰係。受試者包括臺北市七所國中三年級男女學生 863 人。以筆者自編 的「園中學生學技生活經驗問卷J 獲得受試者有關十個學校環境變項資料。再利用「學習行 為問卷」、「成鼓動機問卷j 、「自信Jl:"\問卷」、「社會生活問卷」和「人際關係問卷」等 量尺及基本資料調查表獲得受試結果變項和家庭社經水草資料。以妥試者入學園中時智力測 驗的 T 分數為智力指標 r 模擬高中聯合招生考試」五科總分為學業成就指標。如此實際蒐 集的資料分別以共變數分析、皮爾遜積差相閥、翹歸分析和典型相關分析統計法進行統計分 析，獲得以下的結果:(1)越區就學學生在學渠成就等六種結果變項的表現，皆未優於非越區 學生。且越區學生的「成就動機J '反而比非越區學生為低。 (2)學校環境中的「考試競爭」 變項，與學生的課業學習和表現有正相關存在;但與個人、社會適應部有負相關存在。 (3)十 個學校環境變項對「學業成就」的總變異只能解釋1 1. 7彩。「學校聲譽」只能解釋學生「學 業成就J 表現總變異的 .06彩。(位學校環境十個變項對學生六種結果變項表現總變異的解釋 量只有14.9彩。

• 151

為使每個學生能得到適當的教育，在臺灣地區各地均已普遍設立各類學校，其中國民小學和國民 中小學更是遍及各個角落。學生在原學區內的學校上學，大多能有充裕的時間從事課業有關的活動。 由於學生居住在學設附近，按此相距不遠，上學放學接觸也較多，也沒有因為路途遙遠上學遲到或間 家太晚的顧慮，日常生活的起居飲食能和家里一致。在原學區上學的這些優點提供了學生各方面正常 發展的適當基礎。 可是，若從每天學校上下學時段的交通情形來觀察，便可知道臺北地區有很多國小和國中學生， 是從學區以外的地方趕車上學的。根接調查，台北市南鬥圈中越區學生人數佔 83.52

%

;金華國中越 區學生佔三分之二(南門國中，民69 ;金華園中，民 71) 。國小的情形雖未見有統計報告，越區情況 相當普遍乃是相當明顯的事實。 由於越區就學的人數相當多，所以在交通、教育行政、教學.，...等方面都有明顯的影響，因為其 牽涉的範圈甚廣，所以引起各方面的廣泛討論。然而各方所持的立場不同。例如有主張取消中小學生 乘車優待的;有主張嚴格清查空戶，從戶政方面依法解決的;有主張高中實施學區制度的;也有主張 各所國中畢業生以相同的一定比例保送各高中的。這些主張不外是用經濟、法律或保送的手投來過止 或誘導家長，把自己的于女送到自己學區的學投讀書。若仔細加以考慮，這些方法寶都有其缺失。取 消乘車優待，對公車的營運改善雖然有益，但以當前國民所得的水準而言，家長只要捨得花錢仍可負 擔得起，所以無法緩和越區安置的風氣。清查空戶雖於法千百攘，卸有困難，過去違建查報績故不彰閉 *本文係作者碩士論文之一部份，由林鴻山教授指導完成，謹此致謝。資料的分析，會得何榮桂和林世華先 生協助甚多，一併致謝 o

• 152 •

教育心理學報

是明證。高中踩行學區制~可緩和高中明墨學控壟斷大學聯考的錄取，對園中和國小的越區就學現象 並無直接關聯。至於各投按一定比例保送高中，則有兩種不公平的可能:其一是校內的評量容易受到 人情干擾，像過去高中保送大學的弊端難以保證不會重潰。其二是假定各所學校的學生程度完全一樣

，不免抹煞社區文化的不同及各投師生努力而造成的差異。

根援 Endler

&

Magnusson

(1976) 的看法，人的行為是由個體和他們所處的環境兩者之

間一連串的互動歷程廚決定的，而在五動的歷程中認知因素掛演著相當重要的角色。因此，筆者認為 越區就學問題的解決，從家長及社會大眾的認知方面著手，可能才是根本之計。 家長將于女越區安置，不讓子女在自己學區的學校上學，偏要把致于遇到較遠的地方去，基本上 是一種學校選擇的問題。這樣的選擇除了多花錢，主頁擔心于女的交通安全外，子女本身也飽受通學早 出晚歸之苦。其學業成就及其他方面的發展，在家長的心目中必然是認為比較有利。然而，客觀的事 實到底如何，過去並未有實徵性的研究，可拱家長在決定如何安置于女就學時的事考。筆者認為這實 有儘快加以釐惰的必要。 根攝 Gagné，.

R. M.

(196旬的研究，包括學生學設課業學習在內的人類學習結果或反應可分為

:訊號學習 (signal learning) 、刺擻反應學習 (stimulus-response learning) 、反應連鎖 (chaining) 、語丈聯想 (verbal association) 、多重揖別 (multiple-discrimination) 、 概念學習 (concept learning) 、原理原則學習 (rule learning) 及問題解決 (problem solving) 等入額。 Gagné 還主張要使上述各類的行為萬反應發生較為持久的改變，需要內在及外

在條件(internal

and externaI

condition) 的配合以及考慮它們的先後順序。 Gagné 所說

的內在條件是指學生本身(I earner) 發展、性向、動犧、知識等的狀況，而外在蜂件則是運用練習 (practice) 、接近 (contiguity) 和增強 (reinforcement) 三個學習的基本原理來促進行為 發生持久改變而安排的學習情境而言。至於「順序J 乃是λ類行為的層次有高低的次序，層次低的是 層次高的「先決蝶件 J (prerequisites) 。由於學校功課的內容復雜程度有則，所以學習所需的條

件也有不同。然而就外在條件中的「練習」而言，它對於大部份學校功課學習的結果，有非常重要的

影響力。 CarroII (1963) 更進一步提出以「時間」為中心概念的「學設學習模型 J

(Modelof

School

Learning) 來說明學生學習結果的好壞程度。在此一模型中 Carrol1使用「學習的程度

J (degree of

Iearning) 、 「真正用於學習的時間J

(time actu

l1

y

spent) 和「學習所需的

時間 J

(time

needed) 三個概念，並用下列的方程式表示其學授學習的建稽。

真正用於學習的時間、 學習的程度=

f

(~~~~::;~~~I~J) _{學習所需的時間}

J

CarroIl認為決定「真正用於學習的時間 J 之蜂件有兩個，一是「給?學生的時間」萬「機會」

(time aUowed for learning

,

opportunity)

，一是「學習者的教力J (perseverance) 。所

謂「給予學生的時間」是因為學校的課程甚多，學生要學的教材不少，所以分配學習某部份教材時間 的多寡會影響學習的程度的意思。而「學習者的毅力」則是學習者願意使用多少時間學習某部份教材而 言。它含有即使(1)在計畫的時間之外也願意學習這教材 ;(2)在身心不舒服、犧牲位日或吃飯時間的狀 祝下種續努力及(3)遇到失敢挫折的打擊不氣餒，不到成功不肯終止的意思。而決定「學習所需的時間

」的條件有三個，一是「性向J

(aptitude)

，二是「瞭解教學的能力J

(ability to understand

instruction)

，三為「教學的品質 J

(quality of

instruction) 。在這里的「性向J 是指學生

學習某個特定的教材，自開始學習以至達到成功的標準昕需的時間，如果某個學生對於某一教材或工 作的性向較高，那麼他所需的時間也就較少。性向因工作不同而有差異，另外還受到學生在進 λ學習 作業時的個人身心情混及以前是否學過等的影響。至於「瞭解教學的能力」乃是知道要學什慶、如何 去學以及克服重史學品質不佳的能力，這種能力與「普通智力 J

(general

intelligence) 及「語文

國民中小學學生越臣就學的效果及其相關問題立探討 教材、使用教科書、教具...等是否能使學生迅速有教學習而言。

Bloom

,

B. S.

(1968) 謀取 Carroll 上述的學投學習模型的方程式將其改為: 1.給予學生的時間 2.學習者的毅力 學習的程度=

f (

_{1.性向 2.教學的晶質&瞭解教學的能力}

• 153 •

之後把它引用到精熟學習 (Mastery learning) 的教學上，成為精熟學習的重要概念。在上述 Carroll 或 Bloom 的模型中，都是以學生學習某一特定的單元教材為基礎。如果以整個學校課業 的學習來看，筆者認為可改以下列方程式來表示: 學校課業學習程度 1.學生可用於學習功課的時間 2.學生的毅力

f (Ç)

_{3.在!:ÎRJ 4 間峙此直揖 rlSJ. 曲曲日}LLL6 A

Ea~~~;~~~~:ni'.It:J~ 、 E 祖國Z間怯斟肯盟蟬的組南)

_~ 上述， Gagn呂學習理論的觀點認為「練習」是學生課業學習的重量條件，而 Carroll 的模型 也顯示學生可用於學習功課的時間較多，學習的毅力較強，那麼學役的功課可以學得較熟練，厲以可 用於學習的時間越多，毅力越強，學校功課也將越好。然而，越區說學學生通學趕車浪費時間的情況 相當司觀。以金華園中為例，學區內學生每次上學大都只需10分鐘左右，而越區就學的學生平均要花 40分鐘，甚至有 13.46好的學生要花一個小時以上。要是把每天上下學時間一起計算，非越區說學的 學生每天大概可以節省一小時的時間，也部是增加一小時「可以用於學習的時間」。說且許多越區就 學的學生由於學投距離家襄太遠，而「覺得生活起居沒有現律、睡眠不足、上課想打瞌睡注意力無法 集中，岡家後也因疲勞而無法專心自修，有揖胃不舒服健康情形聲差、成績不理想而希墓轉學的念 頭J (金華國中，民71) 。由此可見，趟區就學學生不只是「可用以學習的時間」減少， r學生的毅 力」也可能因通學的折磨而受到侮害，另外「適廳學設教育環境的能力」也受到不利的影響。綜合

Gagn忌，

Carroll

，以及金華國中的研究可知:越區就學對於學生學設課業的學習條件是可能有不

良的影響。因為越區說學對學校課業學習條件有消極的影響，所以越區學生的各種表現能否達到父母 的願墓，實不無援悶。 另外，把張子安置到學區外的學校求學，其目的無非是要為于女選擇一個良好的學控環境，希華 在良好的學校環境下接受教育及陶冶，子女的學業成就等結果行為會有較佳的表現。可是「學按環境 」是什麼呢?由於學投有大、中、小學不同的等級，其組織結構、目的、人員及文化特徵不同，因此 要對學按環境做一個概括、完善的定義實在不易。 根攘有關學校環境對於學役內教師讀學生影響的丈獻來看 (Kue 此.

1979)

，大致上，研究者都

把「學設環境J

(School

environment) 與「學授氣氛 J

(School

climate) 同樣看待，認為

兩者是可以互為交換使用的名詞，而且，以「學授氣氛J 的使用較為普遍。因此，學校環攬的憲議是 持腔的問題，可以從學校氣氛是仲慶來了解。

攏過去有關文獻看來，研究環揖氣氛的學者常以「直覺的 J (intuitive) 和「類比的」

(analogica1)方式來界定氣氛。倒如 Halpin

&

Croft

(1963) 謂「氣氛之於組穢猶如人格之

於個人 J

(Personality is to individual what "climate" is to the

organization) 。

Nwankwo

(1 979) 謂 r氣氛是通常「我們感覺」學俊生活的次級文化或交互活動J("the

general

'we-íeeling"

group sub-culture or interactive life of the

school") 。由於上述的說

法，缺乏明確及特定的建構 (construct) ，因此，對於科學的研究並沒什麼幫助。 Tagiuri(1峙的 提出異於一般學者對環境氣氛「直覺」或「類比的」的說法，他說 r 氣氛是一種處理整個組織之內

環境性質的綜合概念J

(climate and atmosphers as summary concepts dealing with

the total envìrommental quality within an

organization) 。根按 Tagiuri 的建構，

讀讀包括的肉度 (dìmension) 有(1)車撞的生態 (ecology) 指環境中自然讀物理方面的性質: (2)社會環境 (milieu) :指車撞中的成員和團體的特擻; (3)社會體系 (social

system)

:指環揖中

• 154 •

教育心理學報 的成員個人和團體的關係組型; (4)丈化 (culture) 指環境中的知認結構、意義、信念和價值系統 等共四個方面。 Tagiuri 的構想，對於學設環境的暸解萬資料的分類，提供了一個可行的辦法。 然而學俊環境究竟與學生的學業成就...等表現有什麼關聯呢?這個問題向來即為許多學者所重 視，所以研究的結果相當多。在此只擇其較具代表性者，依照 Tagiuri 的環境向度分類分為四大類 略加陳述。 -、學費環境的生蟬方面

1.在建築物方面:

Weber

(1971)

,

Rutter

,

et al.

(1979) 發現學校建築物其年代新舊，與學

生的出席率、學業成就、行為和犯罪率無關。 Mc

Dill

&

Di

gsby

(1973) 發現學校建築物的新舊

與學生接近社區的文化設施場所、學業成就、學控氣氛無關。反之 Rutter，

et al..

(1979) 及 Phi

Delta Kappa study

(1980) 發現學設和教室的修飾，與學生的學業成說有關。

2在學接讀E級大小方面 Weber

(1971)

,

Mc D

i1l

& Rigsby

(1973)

，以及 Rutter，

et a

t.

(1979) 的研究都發現學授大小或直級大小，與學業成就等結果費項的相關均未達到顯著水準

。可是，

Duke

&

Perry

(1 978) 的研究，甜得到了學按規模較小者學生常規較佳的結果。

由上述學校生態環境的研究看來，生態環揖對於學生行為的影響如何，所得的結果並不→致。 =、學輯社會環境方面

1.在教師特徵方面:

Rutter

,

et al.

(1979) 發現教師平均用於準備工作的時間和轍查記錄簿的

時間與所有的結果費項(學業成說、出席率、學生行為、學生犯罪)都無關係。 Mc

Dill &

Rigsby

(1973) 的研究發現教師的平均年薪與學生學業成就、抱負水準無關;但敢師學士以上學位的學歷比

率與學生的學業成就、求學計畫的關係違顯著水準。

2.在全體學生的特徵方面 Brookover， et 剖. (1979) 發現:全投學生社經水準高低的人數

比率，以及全接學生白人、黑人比率兩個變項，並末增加學校氣氛對學生學業成就變異的解釋量。

Mc Dill

&

Rigsby

(1973) 發現每個學授的社盤水準總分不能有敷預測升大學的計畫讀數學成就

測驗的成績。 Schneider，

et a

l.

(1979) 褒現在預測學業成就時，學生入學時候的學業技能比學校 環境的社會心理變項 (Sociopsychological variable) 的預測力還差。 由上述數種教師及學生的特徵與學生表現闢係的研究來看，教師學歷的高低對於學生的教育計畫 具有示範的作用;另外，也可能教師學歷越高越鼓勵學生升學，所以，與學生的學業成就及求學計畫 有關。而教師之待遇、學校學生的社經水車高低的人數比率、不同種族的學生人數比率與師生互動及 教學目標並無直接關聯 h 因此和結果變項之間沒有關係存在。至於學生知覺的學設環境變項，要比學 生入學時的學業技能對學生學業成麓的預測力為高，還是研究學校環境影響力值得重視的地方。

z

、學設社會體系方面 1.在行政組織方面:

Rutter

,

et al.

(1979) 發現特殊形態的學授行政組織與學生學業成就、出 席率、行為和犯罪率無關。 Anglin (19'19) 則認為組織結構對教師的工作有影響，因而對學生的作 業表現也會有間接的影響。

2.在教學計畫方面 Mc

Dill

&

Rigsby

(1 973) 的研究發現任何種類的加速課程、評分方法 及更進一級的安置棧會，在控制入學時的能力及家庭背景時"仍與學生之學業成就、大學計畫有關。

Mc Partland & Epstein

(1 975) 發現教學計畫改變的彈性與成就無關。 Brookover

&

Lezotte

(1979)

,

Brookover. et a

l.

(1 979) 發現實際用於教學的時間與學生學業成就有關。

3.在能力分組方面 Mc,

Dill

&

Rigsby

(1973) 以及 Weber (1971) 都發現同質性分組與

學生學業成就、抱負水車均無關係，

Brookover

,

et a

l.

(1 979) 則發現學生的差異量較小與較高

的成就有關。 Edmonds

& Frerickson

(1978) 發現:教能高的學校傾向於使用異質性學生分組

。 Sorensen (1970) 在其有關學生差異的研究中發現:以垂直方式分組，會使學生的自我觀念傾向

園民中小學學生越區就學的效果及其相關問題之探討

• 155 •

4.師生關係方面 Wynne (1甜的指出:良好的師生關係、師生共同與課業外的活動，對於整

個學校的合作有所貢獻。 Rutter.

et a

l.

(1979) 也認為師生共同分享活動可以嚴勵學生接受學投

規範。 Duke

&

Perry

(1978) 則發現:良好的師生關係與學生的良好行為或不拘禮儀的行為都有

關係。 Phi

Delta Kappa

(1980) 所進行的→項調查顯示:良好的師生關係與學生學業成就有密

切關聊。 從這些學設社會體系有關方面的研究看來，學校的行政組織與學生行為的關係並不密切。教學計 畫方面，教學計畫改變的彈性與學業成就無關。但加速課程、評分方法、安置機會、用於教學的時間 等，可能與學生的學習動機及學習樓會有密切關係，所以與學生的成就有關。而能力分組的方式則與 學業成就及自我概念有關聯存在。此外，師生關係良好，也可能對學校的合作、學生遵守學校規範、 良好行為及學業成說都有積極的影響。 閥、學費文化方面:

1.在同儕規範方面:

Brookover

&

Schneider

(1975) 發現全授學生認為學業有價值，那麼

學生在學業的徒勞無益廳 (futility) 最低。 Coleman (1961) 在其青少年學校丈化的研究中指出

，同擠的學業觀點及抱負*擊對於學生學業成說及升大學的計畫有很大的影奮力。

2.在期待方面:教師、行故人員對於學生的期待以及兩者故此的期待與學校氣氛和學生的行為表

現有非常密切的關係。 Rosenthal

&

Jacobson

(1峙的認為期待有「自我應驗的預言 J

(self-fulf

iI1

ing

prophey) 教果。 Brookover，

et al

(1

979)

,

Brookover

&

Schneider

(1

975)

,

Schneider

,

et a

l.

(1979) 等用調查研究法，

Weber

(1971)

,

Brookover

&

Lezotte

(1979)

,

Phi Delta Kappa

(1980) 摔用個案研究法都得到「對學生期待高，學生學業成就也高」的結果。

Rutter

,

et a

l.

(1979) 採用縱貫研究法研究，研究結果肯定了前面研究的正確性。 Brookover，

et a

1.

(1979) 和 Brookover

&

Schneider

(1975) 的研究還把學肢的社經*-準和種展變項加

以配對，發現期待對於學業成麓的解釋量要比社經水車及種族寓。另外，

Brookover

,

et a

l.

(1

979)

,

Brookover

&

Lezotte

(1

979)

,

Edmonds

(1979)'

Phi Delta Kappa

(1980) 發

現行政人員讀學生對教師期待高也與學生的成就有關。 Brookover，

et a

l.

(1

979)

,

Brookover

&

Lezotte

(197吟，

Edmonds

(1~79) 均認為期待與教師的負責有關(包括自動自發的負責以及

因行載的壓力而負責〉。

3.在強調學業方面:

Edmonds

(1

979)

,

Weaer

(1971)'

Mitchell

(1描7)

,

Brookover

,

的 al.

(1979)

,

Mc D

iIl

&

Rigsby

(1973)

,

Phi Delta Kappa

(1980) 以及 Brookover

&

Lezotte

(1979) 都發現強調學業與學生學業成就有關。 MitcheIl (1967) 還發現強調學業成功與 學生的抱負求學有關。 若只就學較文化方面的研究來看:學生同儕團體的價值觀念，抱負水準對於學業成就及升學計畫 有關;教師期墓、強調學業都與學業成就有關。要是把四類環攬影響的研究做綜合的觀察，我們可以 發現:學授環揖的生態和學投社會環境有關的費項，與學生行為表現的關係倒並不密切;而學投社會 體系及學投文化方面的賽項，與學生表現有較密切的關係。 若說研究的方法來看，根攘前面的資料可知:過去的研究者所用的環境變項酒蓋了 Tagiuri 環 境分類的四個範疇，所用的自變項數目，由於各研究者目的不同而有差異。ØlJ如:

Morocco

(1978)

只選「學校規模大小J當做其研究的自變項，而 Rutter，

et

a1.則以學授背景、學校組織、學校過程

、學生的家庭社經水準及能力為自變項。在依賽項的選用也是如此，像 Phi

Delta Kappa

(1

980)

只以學生的學業成就為衡量學校影響的指標，而 Rutter，

et a

l.

(1 979) 則以學生的學業成就、學

生行為、出席率、犯罪率四者做為指標。因此，這些研究解答的是某學校環境費項與學生的某種行為 之間的關係，或某組學校環揖賽項與某些結果行為之間的組型關係。可是，就整個學校環境對學生有 多少影響的問題而言，筆看認為上述的研究都不能做有殼的解答，因為就自費項方面而言，所使用的

• 156 •

教育心理學報 自費項雖然在學校環境中佑有相當重要的地位，但是只是一個或數個費項，無法代表整個學設環境， 其理由至為明顯。再說現象心理學的觀點，個人的客觀世界和他的主觀世界並不一致。環攪對於個人 的意義是基於個人主觀的選擇與認知決定的，通過這種個人的心理意義，環境才會影響個人的行為。 若從依變項方面來看，單單一個觀察費項，其無法完全反應學校環境對於學生的影響也是甚為明顯的 事。然而，由於犯罪行為通常在按外發生，受到社區、家庭的影響甚大，而且也不是學投教育目標直 接關聯的變項，像 Rutter，

et al.

(1979) 從學生的學業成就、學生行為、出席率及犯罪率去觀察 ，並以此為指標，很有可能會降低學校環境的解釋力。

Dave

(1船3)

,

Wolf

(1鉛4)

,

Marjoribanks

(1 972) 等有關家庭環揖對兒童認知及情意行為

影響的研究，頗富創意。他們謀取 Murray 的「需求一壓力」概念，把見童對於家庭各方面的知覺

資料，使用因素分析的方法，求得學生的家庭社會心理變項 (Sociopsychological

varia ble)

然後再測量對家庭社會心理費項的知覺，計算其和認知或情意行為的典型相關，以及家庭社會心理費 項對各個龍知作業量數讀情意行為量數的預測力。例如 Dave (1鉛3) 在伊利諾以十一歲的男生28人

，女生32人為樣本，以 Metropolitan

Achievement

Battery 為工具，得到家庭環揖對各認知

作業的預測力為:字彙62.2彩;閱讀能力51 彩;數學應用題即 .3% ;字彙辨別48.1錯;語調46.8形: 拼字37.2% ;算術計算30.9佑。另外 Wolf

(1967)

,

Marjoribanks

(1972) 的研究都得到類蝕的 結論。這比把家庭環攬依照某種特徵或屬性來去?頰，然後再用聽類嵐性來預測學生的各種行為表現， 要令人漏意甚多 (Marjoribanks， 1979) 。 很接上述的研究可知，若要探討整個學設環境對學生的影響，據用學生對於學校環境知覺的社會 心理變頂來進行，應是一條可行的途徑。還也是筆者在本研究第三部份踩用這種方法的理由。在國內 ，李育錚(民 68) 會以此種方法研究「和大學生之學習行為有關的幾個環揖典人格因素。當時他曾騙 製一套「大學環境量表J '內容包括: (1)對學校之一般評價 ;(2)人際關係; (3)學系聲墓與自買書風氣; (4)學投設備不良;及 (5)校園活動匿乏五個學校環揖因素。張文雄(民72) 也編製一套「大學環攬評估 量表」為工具，探討學生對學校環攬的看法。可是在園中階段，整個學校環境與學生學業成就等結果 賽項的關係如何，則未有類蝕的研究。在越區就學安置那麼普遍的今日，提供家長們考慮子女就學安 置的客觀參考資料，使家長的決定更切合實際是相當要靡的工作。因此，國民中學學設環攬與學生結 果變項之閱有何關係的探討實有必要。 至於衡量學校環撞的影響，到底使用那些指標較為恰當呢?

Rutter

,

M.

09，間)認為用以觀察 學投教育成殼的賽項有學生的: (1)學業成就; (2)教室行為; (3)缺席率 ;(4)學習態度; (5)繼續接受教育

的情說 (continuation

in education) ;

(6)就業狀視; (7)社會化功能 (social

functioning)

(8)其他等入方面。另外，

Arkoff

,

A.

(196份則認為中小學生的主要學投適應包括: (1)學業表現: (2)社會行為表現的合宜性; (3)學業成就與社會行為表現共同關聯的部份。由於本研究的對象是在學學 生，所以在參酌上述兩者的意見後，以: (1)學業成說; (2)學習行為; (3)成就動擴; (4) 自信心; (5)社會 焦盧; (6)人際關係六個變項，當做衡量學校環境影響的觀察指標，進行研究。 根接上述有關「學校課業學習程度模型」的理論、學設讀讀與學生行為表現關係的研究成果，針 對國民中小學學生越區就學的問題，本研究中所要探討的問題為: 村是不是越區就學學生在結果賽項的表現較非越區就學的學生為優? 且不同的學按環境變項與學生各種結果費項之間到底有無相關關係?各變項闊的關係是正相關呢 或是負相關? 臼學生所知覺的學設環境能不能用來預測學生結果費項的表現?又各種學授環境變項能不能用來 預測學生的各種結果費項? 個整個學校環境對學生全體六種結果費項的實真情形到底有多大的解釋力? 為解答以上的問題，本研究者提出下列的研究骰設加以考驗:

國民中小學學生越區說學的效果及其相關問題之探討

• 157 •

付越區就學學生的「學業成就」、「學習行為」、「成鼓動機」、「自信心」、「社會焦慮」和 「人際關係」六種結果費項不使於非越區就學的學生。 口「教師行為」、「課外活動」、「和諧守紀」、「學校聲譽J 、「應付考試」、「品德陶冶」 、「課堂活動」、「師友關係」、「考試競學」與「生活情趣」等學設環壇的變項，與學生的「學業 成就」、「學習行為」、「成就動機」、「自信心」、「社會焦慮」興「人際關係」等結果行為費項 之間有相關關係存在。 目「教師行為」、「課外活動」、「和諧守紀」、「學投聲譽」、「應付考試」、「晶德陶冶」 、「課堂活動」、「師友關係」、「考試競爭」和「生活情趣」十種學設環境費項，可以有放預測學 生的「學業成就」、「學習行為」、「成鼓動機」、「自信心」、「社會焦慮」和「人際關係」等六 種結果行為變項，但十種預測費項在預測不同的結果行為賽項時，其預測力不同。 側「教師行為」、「課外活動」、「和諧守紀J 、「學投聲譽」、「應付考試」、「品德陶冶」 、「課堂活動」、「師友關係」、「考試競爭」和「生活情趣」十種學設環揖變項，可以有按預測學 生「學業成就」、「學習行為」、「成就動機」、「自信心」、「社會焦慮」和「人際關係」六種結 果變項全體的變異。 寫法 -、受試看 本研究的主要目的之一是探討在國民中、小學階段，學生接受不同說學安置後，在學業成說、學 習行為等結果變項上的表現是否有顯著差異。因此，選取國中三年級學生為樣本，做為本研究的研究 對象。 由於越區就學的現象，以臺北市最為激烈，所以園中的樣本揉自畫北市六個區的七昕國中，男女 各12盟共24宜，計得有放樟本 863 人。其學校及車級的分配情形如表一所示。 要-研究據本錯 E 要

班級數

l

人

數

行政區域 l 學 控 說 中 區 弘道園中

₂

₂

₄

₇₅

₇₇

₁₅₂

龍

山 _區 龍山國中

2

2

4

82

67

149

古 _{亭 區 南門園中}

₂

₂

₄

₇₀

₇₃

₁₄₃

景 _糞 區 景美國中

₂

₂

₄

₆₈

_M

₁₅₂

木 棚 區 實鹿國中

₂

₂

₄

₇₁

₆₄

₁₃₅

中 山 _區 大同園中

2

o

2

53

o

53

中 山 _區 中山園中

o

₂

₂

o

₇₉

₇₉

fï

計

12

12

24

419

444

863

二、研究工具 由於園中三年級學生都忙於單備升學考試，研究時間的安排頗為不易。為使本研究能順利進行， 研究者乃自編問卷。以配合本研究實際的需要。所偏間省共有「園中學生學接生活經驗問卷」、「學

會 158

•

教育心退學報 生學習行為問卷J r學生成就動樓問卷」、「學生自信心問卷」、「學生社會生活問卷」、「學生人 際關係問卷」六種。 上述問卷的形式採均用五點量表方式團選作答。另外，除了「園中學生學校生活經驗問卷」之外 ，其餘的問卷題目均為20題。揖將各問忿說明如干: H圈中學生學接生活經驗問卷: 本問卷係由研究者根拔互動心理學的觀點、 Tagiuri (1968) 的環境分類概念及 Moos

(1

973)

研究社會讀讀所發現的潛在組盟，並參考李育錚(民68) r大學環境量表」編製而成。本問卷主要是 在測量學生對於學投環境重要變項的知覺。問卷共有 1∞題，分第十個量尺，每個量尺十巔，共可得 到教師行為、課外活動、和諧守紀、學校聲譽‘應社考試、品德陶冶、課堂活動、師去關係、考試競 爭、生活情趣等十個學投環境費項的分數。本問卷十個量尺的信度以 Cronbachα 表示，其值分別 在 .61-.94 之間。相隔三個月的重測信度在 .50-.74之間，均達 .01 顯著水車。按度方面，本問卷 著重構想教度，研究者操用因素分析的方法，分別就國中男女學生 884 人在各量尺上的反應進行因索 卦析。因黨分析是用 SPSS 的 FACTOR 副程式主因素解法抽取共同因素，據用 Kaiser 所主張 的標準，保留特徵值大於 1 的共同因素，再以最小斜交法 (oblimin soIution) 做斜交轉軸。分析 結果:在轉軸之前，各量尺抽得因素的特徵值大於 1 的數目:在量尺「教師行為J 、「品德陶冶」各有 一個;其他入個量尺各抽得兩個特徵值大於 1 的因素。而解釋變異量分別佔49.1%-63.7佑。經轉軸 後，除量尺五「應什考試」的因素負荷量平方和有兩個大於 1 之外，其餘都只有一個大於 1 ，且其解 釋變異量分別佑各暈尺總變異的74.1%-1∞形之間;至於量尺五「應付考試J 轉軸後的第二個因素 負荷量平方和僅為1. 13 '且第一個因素的解釋量郎佔總變異的74.1 佑。由上面因素分析既得的資料顯 示，本問卷的十個量尺昕測量的，倘能符合研究者原來的一個量尺一個因素的構想。 口學習行為問卷 本問卷是根據國內有關學生學習行為與學業成說闢係的研究發現，找出與學業成就有密切關係的 學習行為向度，並套考: (1)師大致研研「學習態度測驗J

;

(4)賴保禎「學習態度測驗 J

;

(3)張新仁「 國中學生學習行為問卷 J

;

(4)莊耀嘉「學習態度畫表」而擬題，旨在測量學生的學習行為。信度方面

,

Cronbachα 值為 .76 ;相隔兩適的重測信鹿為 .86 。放度方面，以賴保頑學習態度測驗的總分 為放標，兩者的相關係數為 .73

(n

'*102) 。本問卷的得分最高為1∞分，最低為20分，得分越高表 示學習行為越佳。 間成就動曬問卷

本問卷是很讓 Atkinson，

J.

w.成鼓動機理論，以學生在學業競爭中， r求取成功」和「避兔

失敢」兩種動機為主要內容，並參考郭生玉之 F成鼓動機間念」和 Moen，

R.

E

,

&

Doyle

,

K.

O.

Jr. 的 Academic

Motivation

Inventory 而擺題，目的是測量學生的學業成就動樓。信度方面

,

Cronbachα 為 .81 ;相隔兩適的重測信度為 .85 。放度方面，以郭生玉騙訂之成就動機問卷為 教標，兩者的相關係數為 .56

(n

=102) 。本問卷的得分最高為1∞分，最低為20分，得分鐘高表示

學業成就動機越高。，

岫自信心問卷 本問卷是舉考 Lauster， P.(1974) 的自信心問卷修訂而來。該問卷的主要目的是測量其理論架 構中人格的積心部份 a 亦即個人自信心的強度。本問卷的信度， Cronbachα 為 .89 ;相隔兩適的 重測信度為 .84 。故度方面，以林邦傑固納西自我觀念量表自說總分為教標，相關係數為 .65

(n=

102) 。本問卷的得分最高為 1∞分，最低為20分，得分越高表示個人自信心越強。 因社會生活問卷: 是用以測量受試者在社會情境中的焦慮程度。內容包括在實際或想像的情揖裹，害怕或擔心做錯

國民中小學學生趟車就學的效果及其相關問題之緣討

• 159

w 寧、被批評、使人生氣等，並參考 Miller.

et a

l.

(1972) 見量害怕因素結構的研究及 Strahan.

R.

(1974

)有關不安情境向度的研究而擬題。用以測量學生社會焦慮的程度。本間咎的信度， Cronbachα 為 .93 ;相隔兩適的重演[信度 .81 。教度方面，以楊國植、廖克玲修訂立社會生活問 卷為教標，兩者相關係數為 .55

(n

=102) 。本問卷的得分最高為 1∞分，最低為20分，得分越高表 示個人的社會焦慮程度越高。 關人際關係問卷: 主要在測量受測者和別人相處的情形，內容包括是否喜愛友伴、是否馮友伴所喜愛、社交接能是 否良好、是否在團體中覺得快樂，並參考路君約(民邱)少年人格測驗，路君的、吳錦訟(民 62) 青 年諾商量表及黃文漢(民 66)\ 的研究而擬題。本問卷的信度， Cronbachα 為 .80 ;相隔兩適的重 削信度 .870 放度方面，以盧欽銘修訂之高登人格測驗乙種的人際關係分數為數標，相關係數為 .51

(n

=102) 。本問卷的得分最高為1∞分，最低為20分，得分越高表示人際關係越佳。

三、研究架構與各變項之操作型直轄 H本研究之研究架構: 為解答本研究之問題，並驗誼本研究中各項服設，本研究分別以變項間的共變數分析研究、變項 間的簡單相關研究可費項間的組歸分析研究和變項間的典型相關研究四部份進行。 1.變項闊的共變數分析研究:、 在變項間的共變數分析研究中，本研究者希望利用共變數分析，了解國中三年級學生，在排隊 智力和家庭社經水準兩個共費項的影響後，越區就學鼠的各種結果蠻項，是否優於非越區就學 組。 2.變項間的簡單相關研究 在賽項間的簡單相關研究中，本研究者希望利用簡單相關法，了解國中三年級學生昕知覺的學 投環境十個重要費項，與其各種結果費項改此間的相闖關係。 3.變項闊的姐歸分析研究: 在賽項間的翹歸分析研究中，本研究各希墓利用多元逐步姐歸分析統計法，了解國中三年級學 生對學校環境十個重要變項的知覺情形對於其各種結果變項有無預測力。且十個環境變項對各 結果變項的預測時，其重要性有無不同。 4.賽項間的典型相關分析研究: 在變項間的典型相關分析研究中，本研究者希墓利用典型相關分析，了解全部十個學設環境變 項是不是能對學生六種結果變損的總變異做有殼的解釋?以及其解釋量有多大?其基本的研究 模式如園一。 且各費項之操作型定義: 室主將本研究中各變項之操作型定義界定如下: 1.學業成就:受試的學業成就，以受試在「模擬高中聯合招生考試」五科得分的總分為指標。 2.學習行為:受試的學習行為，以受試在「圈中學生學習行為問卷」上的得分為指揮。得分越高 ，表示學習行為趟佳。 3.成就動攝:受試的成就動擻，以受試在「國中學生成就動擴問卷」上的得分為指標。得分越高 ，表示成就動模越強。 4. 自信心:學生的自信心，以受試在「國中學生自信心問卷」上的得分為指標。得分越高，表示 自信心越強。 5.社會焦慮:以安試在「學生社會生活問卷」上的得封為指標。得分越高，表示社會焦慮越高。

• 160 •

歇會，必理學報 6.人際關係:受試的人際關係'以受試在「園中學生人際鸝係問卷」上的得分為指標。得分越高 ，表示人際關係越好。 7.社經水準:以受試者在賀林經 Ho1lingshead (196昀兩國黨社會地位指數 (Two-factor

of social

position)調查表上的得分為指標。得分越高，表示家庭社經地位越高。

教師行為

學業成就

課外活動 和諧守紀 學校聲譽 成就動機

應付考試

品德陶冶 自信心 課堂活動 社會焦慮 師友關係 考試競爭 人際關係 生活情趣 園一聲項闊的典型相關分析種路圖 8.智力:受試智力，以受試者入學圈中時接受的智力測驗原始奇數直線轉換所得的 T 分數為指 標。 9.越區就學:受試在國小或園中求學階役，所讀的學俊不完全是家居所在地研屬學區的學設即為 越區就學。 四、實施程序 本研究在確定研究變項、對象以及完成研究工具之準備之後，隨國按照選定的學投進行聯絡，安 排測驗的時間與班級，並進行調查與研究工作。 受試為弘道、龍山、南門、景義、實鹿、大同及中山等七間國中共24班學生。為求施側過程的一 致性，既有施側的主試概由師大輔研廚畢業請在學學生搪任。且在施測之前由本研究者對於實施過程 的注意事項，加以說明及講解。 議將各項測驗、調查的安排說明如衷二。

國民中小學學生越區就學的是k果及其相關聞單眉之探討

.. 161 •

要二受當施瀾時間要 測 _驗 調 查 _名

稱

所

需 時 _間 1.國中學生學校生活經驗間各

_25'

2.學習行為問卷

_5'

3.成就動機問卷

_5'

4. 自信心問卷

_5'

5.社會生活間各

_5'

6.人際關係問卷

_5'

7.基本資料調查表

_5'

至於智力分數和學業成就分數，則由研究者觀蛙各投輔導室和敬重每處抄錄。 五、資科處理 抖整理資料: 各班研究對象施測調至後，研究者立即將所有資料加以整理。首先該對姓名、座號，把各個受試 測驗資料和抄錄所得的資料檢查、合餅。凡智力分數和摸摸考成績及基本資料不完整者，均予以剔除 。然後，將受試者的基本資料和受試在問卷上的原始反應資料，全部直接登錄於電腦磁帶。受試每人 佑用四張卡斤的長度。 資料登錐完畢之後，再將磁帶上的資料轉錄到國立臺灣師範大學電算中心的 Perkin-Elmer 3220 型計算機磁碟上。研究者先用終端機螢幕，核查登錄的資料是否合理，剔除不合理部份之後， 再用電腦程式計分。接著核對電腦計分結果典人工計分結果是否一致。經確定完全一致後，再將電腦 計分結果轉存於一賣料擋。再用 SPSS 的 FREQUENCIES 副程式檢查各變項得分是否合理，不 合理者再于剔除。原轍入的資料共部4份。經檢查剔除後，實際用於統計分析資料為前3份，受試每 人共得18種分數。 口統計分析: 本研究之基本資料整理完成之後，隨即以干列統計方法分析本研究的各依聲項資料，以驗誼各項 研究值設: 1.以「共變數分析 J

(analysis of

covariance) 統計法驗證骰設一。

2.以「皮爾遜積差相關J

(Pearson product-moment

correlation) 統計法驗證骰設二。

3.以「多元還步姐歸分析J

(multiple stepwise regression

analysis) 統計法驗證骰設

-。 4.以「典型相關分析 J

(canonical

correlation) 統計法驗證骰設四。 以上各種分析，皆使用 SPSS 程式在師大電算中心進行統計分析工作。 錯果 『、越區就學與非越區截擊兩組曼輯結果費項平均數的能較 表三是兩組受試在六種結果費項上的平均數與標準差。因為根攘歷年學者的研究，智力、社經水 準與學業成就，學習行為等結果費項有密切的關係'又由於兩組在智力平均數差異 (t

=

-2.3

1.

p<.o母及社經水準 (t =一 7. 祉. p<.ω1) 均有顫著差異，所以本研究者揖用共變數分析統計

報 法，將「智力」及「社經水車」當共費項 (covadates) ，分別就六個依費項單獨進行分析，以了解 揖餘「智力」和「社經水準」的影審後，越區就學與否在六種依費項方面是否仍有顯著差異存在。 為考驗本研究的資料是否合乎共變數分析的基本骰定在進行共變數分析之前，先進行: (1)變異數 同質性考驗及 (2)組內過歸緣平行考驗。本研究這兩項假設考驗之結果皆符合進行共變數分析的條件。 表三是各組在各結果變項的平均數和標車差。表四是六個結果費項分別進行共變數分析後所得的結果 之總摘要衰。 學 理 J

I}

有 歡

• 162 •

團中受試各組各結果變項之平均數與揮掌聲

有毛主…封為

成就動機 自信心 社會焦慮 人際關係

~~

越 區 組

X1

392.23

6

1.

37

'67.22

59.29

59.41

65.03

N1=417

_S1

_136.32

_12.48

_10.87

_12.31

_14.59

_10.33

越

z區446 組

X.

60.81

自.的 自 .40 自 .87

65.30

N z

_S8

_145.37

_13.33

₁

_1.

₃₀

_13.17

_15.20

_{10. 訝} 全 體

X

399.02

6

1.

08

66. 泊

58.83

59.13

65.17

N=863

_S

₁₄

_1.

₁₄

_12.92

₁

_1.

₁₁

_12.76

_{14. 的}

_10.28

費三 圈中受當六種結果變項具彎Ik分析結果組措萬寶 龔自

P

學學成自社人

.479

.126

.018

.417

.的6

.842

Fu，自叫

0.502

2. 但5 5.6閥*

0.521

0.014

0.040

MSe'

14.479.817

385.118

1認 .096

162.897

220. 惕。 105.9泊 項

就為擴心慮係

業成 習行 就動 信 會焦 聽關

變

*p<.05

由表四可以看出:在兩組園中受試的六種結果變項的共變數分析之中，除「成鼓動機」方面 (F

=5.608

,

P<.05) 顯示兩組之間有顯著差異之外，其餘在「學習行為J

(F =2.345

,

P>.O日、「

自信心J

(F = .521

,

P>.05) 、「社會焦慮J

(F = .014

,

p>.05) 、和「人際關係 J (F=. 的0，

p>.05) 方面都沒有顯著差異存在。表五是兩組國中學生在「成就動機」方面的共變數分析摘要表 。表中顯示兩組受試在控制智力及社經水準的影響之後，越區組與非越區組的「成就動機」有顯著的 差異存在 (F

=5.608

,

P<.05) 。惟仔細看表三「成就動續」此一結果費項兩組的平均數便如:越區

組為支 8=65.60 ，非越區組為主 1=67.22

越區組的成就動鶴不但沒比非越區組為高，反而比較低

。總之，在「學業成就」、「學習行為」、「成就動纖」、「自信心J 、「社會焦慮」和「人際關係 」等六個結果費項方面，越區組學生均未使於非越區組學血。

國民中小學學生越區說學的效果及其相關問題之探討

• 163 •

.五兩組團中學生 rJi2融勘割IJ 立共變數5}0折構要衰 變異來源

S5'

df

M5'

F

P

共

變

項 _{44. 野。}

₂

_22.135

_0.180

_0.835

組 間

690.371

1

6ω.371 5.6ω串

0.018

殘餘.誤差

105

,

739.625

859

123.ω6 全 體 _{1師， 474. 鈞。}

₈₆₂

_123.520

"p<.05

=、學費環境費項輿結果費項間的簡單相關持折 到底學校環境與學生的行為表現之間有無關係?又其存在的關係是怎麼樣的?為解答這些問題， 本研究者使用皮爾遜積益相關統計法，計算十個學校環境費項與六個結果費項的相關係數，所得的結 果如衰六所示。現在將其結果說明如下: 費六 十個「學校環境費項」輿六個「輯果變項」之間的實互闢短陣 (N= 帥的

變

項

行教 為

師

課外_活動 和諧 學校 應付

品陶 德

冶 活課 堂

動

師友 守紀 聲譽 考試 關係 學業成說 .18'輛_.∞ .1伊* .曲軸 _{.2~開 .14料}

_.02

_{.13料 .2伊*}

_.05

學習行為 .的科 .招牌 _.41料 .36紳 .品牌 .品牌 .4伊串 .40牌 .14料 .4阱串 成鼓動攝 .扭轉_{.3伊* .3:伊* .3伊*} .31牌 .35'料 .25紳 .3:伊呻 .32串串 _.34紳 自 信

，心

.05 .06

.l(例

_{-.01 -.01}

_.04

_.06

_{.13'神 一 .21料} .15串串 社會焦慮

_{.01 .00}

_{一 .02}

_.05

_.07

_.04

_.00

_{一 .03 .26轉一 .02} 人際關係 .08料 .0伊* .21制

_.04

_.05

.1伊*

.03

.22'牌一 .16'料 .21神 神p<.01 若從學生在結果費項方面的表現來看，學生「學業成就」高低與學生前知覺的學設環境變項之「

教師行為J

(r

=.18) 、「和諧守紀J (r 目 .1日、「學校聲譽J

(r

=.0的、「應付考試J

(r =.23)

、「品德陶冶J

(r =

.14) 、「師友關係 J

(r

=.13) 及「考試競爭 J

(r

=.20) 等七種均有顯著的正 相闕，而與「課外活動 J

(r

=.∞)、「課堂活動 J (r=.02) 及「生活情趣 J (r=.05) 三個變項的 關保不顯著。其中值得注意的是「學業成就J 與「學投聲譽J 之間的關係雖然顯薯，可是其相關值為

.08

，決定係數 ra =.∞64 ，因此「學校聲譽」能移解釋學生「學業成就」表現總變異的比例還不 到百分之一，不具實用上的價值。學生在「學習行為」和「成就動機」兩種結果變項的表現，與學投 頂撞全部的十種變項的20個相關係數，其值介於 .14-.40 之間，都達到 .01顯著水準 o 另外，學生 的「自信心」與「和諧守紀J

(r

=.10) 、「師友關係J

(r

=.13) 、「生活情趣J

(r

=.15) 有顯著 的正相關關係存在 r 自信心」與「考試競學 J (r= 一 .21) 雖然相關係數達到顯著水準，兩者之間 的相關均是負的。在學生的「社會焦慮」方面，十種學投環境費項只有「考試競爭J (r=.26) 一項 與之有關，顯示「考試競爭」越激烈，學生的「社會焦慮」也越高。而「人聽聞係」的表現與「教師 行為」、「課外活動」、「學投聲譽」、「品德陶冶」、「師京關係」和「生活情趣」等六個學設環 攬費項的相關係數介於 .08-.21之間，均達到 .01顯著水車。此外， r考試競爭J 與「人際關係」兩 者之間 (r= 一 .16) 所存在的則是負的相關關係。要是從學投環境變項來觀察，值得注意的一點是:

報 只有「考試競爭」與全部六種結果變項的相關皆達觀著水車。學生覺得學校真「考試競學」情況越激 烈，其「學業成就」、「學習行為J 與「成就動攝」三者的表現也越好。可是「自信心」越低、「社 會焦慮」越高、「人際關係」方面也較差。 三、學校環境各種變項對覺自六種結果費項的單，好析費 本研究中，為暸解學校環境變項是否能有放預測學生的結果變項，以及十種學校環境變項對不同 的六種學生行為表現預測的重要性有無不悶，以驗設本研究的第五項骰說，乃以學生知覺的「歡師行

為」、「課外活動」、「和諧守紀」等于種學校環揖變項為預測費項，面以學生的「學業成就」、「

學習行為」等六種表現分別當做放黨變項，進行多元逐步迴歸分析。衰七是對六個結果聽項分別進行

學 心理 育 教

• 164 •

實七全體覺甜瓜+種學校環境費項屬預測費項的多先迴歸分析個摘耳聽 H旭歸顯著性考驗 F(10

,

8&S)

學學成自社人

11. 泊阱 33.7，敏戶* 部 .741紳 7.98伊* 7.418:輛 1 1. 2闊綽

MSe

11793. 的

120.86

93.46

1助 .55 部6.55

94.43

R

叫拍即

mmmm

RI

.117

.284

.站2

.086

.0的

.117

項

就為機心慮係

變

業成 習行 就動 信 會焦 聽聞 標 教 料p<.OI 已逐步姐歸分析摘要 標準化 B H學業成就

_.148

.122

一 .224 原始分數 B

3.23

(117;66)紳

2.547

-4.釘2 RI增加量

.056

.017

.022

R2

.056

.073

.095/.117

*

R

mmm

捌

預測變項 應什考試 考試競爭 課外活動 階步 習 Aq 品呵。 教標賽項

.191

.208

.156

.135

•

37iC18_•刷 .晶。

.312

.212

.171

.0的

.025

.013

.171

.231

.認6

• 269/.Z8

!

.413

.晶。

.506

.518

和諧守紀 課堂活動 應付考試 學校聲譽 可 -aq 品。 da 且官 科學習行為

.224

.釘2

.191

.351(28.50)

.“

7

.:胸

.147

.069

.024

.147

.216

.240/.

152

心叫悶悶的

教師行為 考試競爭 生活情趣 句 An4 呵。 目成鼓動攝

一

.229

.169

一. 433C67_.量的

.301

.047

.028

.047

.075/.086

.217

.274

考試競爭 生活情趣

1

2

關自信心 .泊9 的人際關係

_.246

一 .187

.593<87.86)

.344(68.93)

-.284

.073

.052

.035

.073/.080

.052

.0的/.117

.269

.227

.294

考試競學 師1i..闢係 考試競爭

1

1

2

個社會焦盧 **括弧內數值為截距 *十個預測費項時之融解釋量

圓 周 也﹒ 今 帽 ‘驅 除 嘗 嘗草 帽

3

游 湘

l<'JI

Z時 首 富 耳 崗

N

獨 ~

-Ham-崗蜀中草都湘思費郵湖糟。侖山

m

甘瑋暐工聽母叫

HE

蝴臣"伸由國

ny

淘辦單通融惡十宜個博舖輛瘋湖嘩

啦併思「幅淋寫詩」宙

H口

-8?HH

八﹒。因)，「幅喝均油」(可

HS ﹒∞

3.MM

〈

-2)

，「站轉轉轉」

-qHM

∞﹒立

?HH

〈

-2)

，「血可

P

」旬

HU可

-Eω-MM

〈

-OH)d

「再帶神臨陣」(可

HU可

-hH?HMA-OHV

立 MN

「〉竊軍執」旬

H口

-MU?MH

〈﹒。戶)檢討硨齡湘輝油

BW出溫哥嬴岫蹄聲榔叩開

Z

麵嘲

M

究機。務副﹒

慨斗菌幅薄儡舖囑湖 MH

譜囑洞車輪福陣陣封剖，團酒神滑油的制灣同

M

_河面

_{-og關﹒揖AFU}

吭嗽。將吾灣海

「個辦為轉」車輪譜法消掛口

bm

氓割印。

項 費 型

典

項 昌安八 變 型

典

頃 變

Y

項 變 可岳 甲， 可 s 可 1 χ4

Xa

Xs

Xl

X

-.763

.310

.438

.3 揖 學業成就

一

.148

.030

.008

.767

教師行為 一 .241 一 .310

一

.305

.254

""".546

.自 9 學習行為

.220

.285

一 .384

.628

課外活動

.318

一 ;236 L已 814 成就動攝 一 .104 一 .242 一 .284

.784

和輯守紀

∞

9

.449

.041

，心

信 自 一 .038

.289

一 .163

.626

學投聲譽

.328

一 .322 .切 6

.145

社會焦慮

一

.424

一.∞

1

.096

.703

應付考試

.040

.810

一 .495

.189

人聽闢係

.∞ 5 一 .044 一 .140

.775

品德陶冶 一 .145

.478

一 .425 .晶。 課堂活動 (總和)

.023

一 .289 一 .298

.774

師友關係 .的 1

.142

.202

.192

.2 師 抽出變異數

.172

.188

.7 的

.466

考試競爭

.149

.∞ 6

.018

.035

.090

蠱 重

.395

一 .193 一 .369

.768

生活情趣

.039

.090

.180

.自 4 神 .424 紳

.341

ρ2 (總和)

.721

.047

.061

.130

.晶 3 抽出變異數 .198: 輛 料 p<.01 .300 料 典型相關

.296

.002

.006

.023

.165

疊 重

• 166 •

敢有一必理學報 再說各個環境變項對各結果變項預測的重要佳方面來分析。出表七的第閻部份的還步迴歸分析結 果可以看出:對「學業成就」的預測，以「應付考試」、「考試競爭」和「課外活動J 三個環境費項 較為重要。這三個變項的解釋量便佔十個學校最揖變項解釋量 11.7 ~屆中的9.5佑。在「學習行為」表 現方面，則以「和諧守紀J 、「課堂活動」、「廳材考試」和「學校聲響」等四個變項最為重要，但 在「社會焦盧」方面，十個賽項之中只有「考試競爭」一項被選λ姐歸預測方程式中而已。由此可見 ，學校環揖各個費項對不同結果變項變真情視的解釋力是有所不闊的。其中還有值得注意的是「學投 聲譽」對於「學業成就J 的變異，並未能有教解釋。 四、學費環境費項與學生輯果費項間的典型相關5t軒 在前面學校環境各種變項對受試六種結果費項的迴歸分析，解答了學投環境變項是否龍有放預測 學生各個結果費項的問題，可是整個學設環境對於學生全體六種結果變項的變異情形到底有多大的解 釋力，還是本研究者所耍了解的另一個問題。為了解此一問題，研究者使用 SPSS 的 CANCORR

(canonical correlation

analysis) 副程式進行典型相關分析。以「激師行為J 、「課外活動J

、「和諧守紀」、「學校聲譽」等十個學校環揖因素為第一組 (X) 變項翠，另以學生的「學業成就 」、「學習行為J 等六種結果費項做為第二組 (X) 變項章，進行遣兩組變項間的典型相關分析。經

過分析之後得到六個典型相關係數。從表八可以看出:既得到的六個典型相關係數中有仇部4 ，

ρ2=

.424

,

Pa=.3∞ ，

Pi=

.198 四個達到顯著水車 (p<.OI) 。

由衷入中可知:左邊環境費項的第一個典型變項品，與右邊結果費項的第一個典型費項仇的 相關係數 ρz 為.自4 ，即以白白與可1 兩個典型變項之間的共同變異量 P18

_為

_{.341 。所謂共同聲其量} 是玖與可1 兩個典型變項可以互為解釋的部份。文因為甲車可以抽出右邊六個結果賽項總變異的 .265' 所以學設環揖費項透過典型費項鈍，與吭，可以解釋結果費項總變異的 9%" 這也就是右邊

第一個典型費項仇的「重疊j 部份。另外環境費項透過約和駒，約和仇'的和私解釋結果

費項總變異的數量各為 .035' .018和.∞6 。這四個重疊部份的掘和共為 .149 。由此可知:苦學生的六 種結果變項的總變異量為 1 .整個學校環境對於六種結果變項總變異的解釋量僅為14.9佑。 討論 -、越區就學對學生各種錯果變項衰現的影響 本研究的第一項假設是:越區就學學生的「學業成就」、「學習行為」、「成就動機」、「自信 心」、「社會焦慮」和「人際關係」六種結果變項不優於非越區就學的學生。在本研究中，兩組受試 控制智力及社經水準的影響之後所得的結果顯示:偎設一撞得支持。將對聞組受試各個結果賽項的分 析結果，擇要加以討論。 在「學業成就」表現方面，於控制智力及社經水準兩者的影響之後，園中兩組受試之間 (F=

.502

,

p>.05) 未達顯著差異*準。 在本研究裹，以高中聯考的模擬考試各科的總分為國中學業成就的指標。高中聯考模擬考試總分 與真正高中聯考成績的相關 r=.978

(N=140)

，對高中入學考試成績的預測力 r2_{= .9767 。} 由於嘻嘻考成績(升學率)是時下大多數人評價學校放能使劣時最常用的標準，甚至把它當做唯一 的依據，所以忽略了許多影響結果的因素。若單從兩組的平均數來看，非越區學生 X

₁

=392.23 ，越 區學生 X

₂

=405.37 越區學生較非越區學生為高。這一點十分容易使人誤認為越區就學對於升學考 試是有幫助的。這可能是助長越直就學風氣的原因之一。 在「學習行為」方面，控制智力及社經水準南賽項之後，園中間組受試之間的差異。 =2. 但5' p>.05) 未達顯著水準。

國民中小學學生越區就學的效果及其相關問題之探討

• 167 •

由於本研究使用的學習行為問卷，內容主要包括主動請教老師同學、學習有無計割、及持續不斷 的努力等方面。由此可知:越區安置對於學生學習上主動請教，妥善計劃及持續努力等學習行為並無 積極的影響。 就學生成就動機的高低來說，園中兩組受試之間。 =5.608 ，

p<.05)

的差異達到顯著水準。

若從平均數來觀察，越區組學生主 1=65.60 ，要比非越區組學生得分文 8=67.22 為低。遺些責料顯

示，對成就動機而言，越區安置反而具有消極的教果存在。本研究所使用成就動機問卷，其內容主要 包括喜愛功課、集中心力去追求課業的成功，以及害怕失敗、為避兔課業失故而努力等。越區就學學 生肩負著父母較高的期望;在學校，文面對非常強的競爭對象，加以每天能用於讀書的時間有眠，因 此在競學中常未能灑得成功。這點不只減低了越區者追求成功的動樓，而且也會使其因覺得失敗是無 法避免而灰心。另外，越區就學學生由於父母期草較高，他們許多學習機會的選擇與安排大多是父母 做主計割的，聽乎沒有自己摸索、從摸索中得到清足的機會，因而感覺求學是父母觀規定的差事、是 為了父母而讀書、讀書並無樂趣可霄，所以成就動機的得分越區學生要比非趣區學生低。 在「人際關係」的表現方面，兩組受試的差異。=.0.鉤， p>.O日未達顧著水準。本研究所用 的人際關係問卷主要內容包括與人相處的故龍、是否喜愛別人及覺得被人喜愛等。由此可見，越區就 學對學生人際關係技能的學習，以及能否喜歡別人等並無幫助。 由於遣部份研究的主要目的是耍了解越區就學對於學生的學校適應有無長期的積極影簣，所用的 樣本是從圈中三年級抽取，因此，本研究所得結果的解釋僅限於升到國中三年級學生。至於在接數年 的生活適應情形的差異情況，本研究並未加探討。 由兩組受試在六個結果變項的漢現來看，越區就學對於間將面臨高中升學考試的學生而言，不只 學業成就方面沒有顯著的助益，開使在學習行為，成就動揖、自信心、社會焦慮及人際關係的表現亦 無積極的故果，反而對成就動攝表現有消極的影響。筆者認為這是值得重視的現象。 二、+讀學校環境變項與學生各種結果變項實現的闢係 本研究的第二項值設是 r教師行為」、「課外活動」、「和諧守紀」、「學校聲譽」、「應付 考試」、「品德陶冶」、「課堂活動」、「師友關係」、「考試競爭」和「生活情趣」等學棧環境費 項，與學生的「學業成就」、「學習行為j 、「成就動攝」、「自信心」、「社會焦慮」及「人際關 係」等結果行為變項之間有相關關係存在。研究結果 f衰六里加黑線的方格部份)顯示，值設二撞得 部份支持。 學投環境十個變項與學生結果行為之間的相關並未完全一致，例如成就動機與十個學校環境費項 均有正相關關係'而社會焦慮則僅與考試競至會有正相關。由此可見，學校環境費項與各個結果變項間 的關係是特殊的，而非普遍一致的。 若把六種結果變項中的學渠成說、學習行為、成鼓動續三者歸為一類(課業學習與表現) ，而自 信心、社會焦慮、人際關係三者歸為一類(個人、社會適應) ，則可發現:學投環境中「考試競爭」 賽項與課業的學習與表現有積極的關係， r考試競學J 分數越高課業的學習與表現也越好;但「考試 競爭」與個人、社會適應洶有消極的關係， r考試競學」分數越高，學生在自信心、社會焦慮、人際 關係等個人、社會適應愈差。在當前以達到升學為主要目標之不正常情誼下，也許強調考試和考試結 果的比較，是激發學生學習動機、維繫長期努力的有教辦法。可是，倘因而使得學生在個人、社會適 應方面的不利現象也相伴而來，是否真正值得，乃是家長、教師必須共同注意的問題。如何把考試競 爭的程度，維持在臨能增進學業表現又不致妨害其他方面的適應，實是教育心理學與輔導工作上的重 要課題。 三、+種學校讀場費項對學生各種結果費頂的預測抽能 本研究的第三項偎設是 r教師行為」、「課外活動」、「和諧守紀」、「學校聲譽」、「應付

• 168 •

教育心理學報 考試J 、「晶體陶冶j 、「課堂活動」、「師友開係」、「考試競爭J 和「生活情趣」十種學種環境 費項，可以有放預測學生的「學業成就J 、「學習行為」、「成就動機」、「自信心」、「社會焦慮 」和「人際關係」等六種結果行為變項，但十種預測費項在預測不同的結果行為費項時，其預測力不 悶。 在本研究中，全部的十個學按環揖費項對學業成就的預測量為1 1. 7蹈，讀許本研究者既使用的學 設環境問卷，其內容前面攝的範國尚未能移包括學投環境的全部因素，因而降低了學控環揖賽項對學 生學業成競賽異的預測力。可是學控環攬對學習行為及成就動蟬的解釋量卦別為28.4% 及25.2佑，遠 較學業成就為窩，其理由何在?本研究者認為課業學習是學校生活的主要部份，除了學習結果表現受 到重說外，由於良好的學習行為及高昂的成就動機是學業成就的重要條件，因此，學生的學習行為及 成就動機受到教師的囑目。教師在上課時對於學生主動學習及專注的學習行為常加讚賞之外，也常用 作業、考試或競賽來培養良好的學習行為、激發學習的動機以增進學習的教果。學習行為及動攘的性 質是屬於一種習慣和主觀的態度，而學習結果則受到客觀智力因棄的影響甚大，這璋許是學設環攬對 「學習行為」及「成就動擴」變異的解釋量要比「學業成就」高出甚多的原因。其次，自信心、社會 焦慮及人際關係三者是層於較為種定的人格特賀。人格的發展早在出生的時候就在家庭的生活中開始 ;學生年浦六歲入學後，學酸是在學生入學之前已經具備的基礎上于以充實和影響，並不全是在學說 環境中學習的結果。因此，學校環境對其變異的解釋量，要比對課業學習方面的解釋量為低。至於對 學生人際關係表現的解釋量達 1 1. 7錯，可能國中學生正值支伴影響最大的時期，且生活空間主要是在 學坡的緣故。 再就十種學援軍揖變項解釋各個結果變項的重要程度而言，從表七第二部份的逐步姐歸分折摘要

訂見:對六種鼓標賽項的重要預測變項裹， r應付考試」是 r學業成就」和「學習行為」的重要預測

費項 r考試競爭」為「學業成說」、「成鼓動攝」、「自信心」、「社會焦慮」和「人際關係」等 五種的重要預測變項 r 師友關係」則只是「人際關係」的重要預測賽項;而「品德陶冶」都沒出現 在表七的重要預測賽項中，這萬許是各投同樣重視學生品德的陶冶之緣故。 再從六種結果變項來看:整個學設環攬十個變項對學業成就的變異的解釋量為1 1. 7佑，其中應付 考試，考試競爭、課外活動三者的解釋量聞佔此 11.7 ~屆中的9.5% 。而對於社會焦慮的預測時，十種 學校環境費項中只有考試競爭一項達到顯著水車，且佔有整個學校環揖預測量 8 弱中的 7.3%之多。 由此可知，學校環境費項對於六種結果變項的解釋量不一，而且十種環境變項對六種結果變項解 釋的重要性也有差異。另外值得重視的是「學校聲譽」的高低對「學業成就」的變異並無解釋力。家 長為子女選擇學授時，還是值得注意的現象。 四、整個學校311場對學生六種結果變項聲體費現的蟬，力 本研究的第四項服設是 r教師行為」、「課外活動」、「和諧守紀」、「學按聲譽」、「應付 考試」、「品德陶冶」、「課堂活動」、「師友關係」、「考試競爭」和「生活情趣 J 十種學校環境 變項，可以有按預測學生「學業成就」、「學習行為」、「成就動機」、「自信心」、「社會焦慮」 和「人際關係」六種結果賽項全體的變異。經典型相關分析結果(表八)顯示， x 和 Y 兩套費項之間 共有四個典型相關係數達到顯著水準。 學校環境費項是透過典型變項 Y影響到典型賽項呼，再經由可影響到六個結果變頂的變異。表入 的右邊顯示，中1 從 Y 組賽項中抽出六個結果變項總變異的 .265 '由於艾'1 與仇的共同變異數 ρ2 為

.341

，因此，學校環境費項透過訊與仇影響結果賽項總變異為 .090

(.265

x

.341)

，這也就是右 邊恥的重疊指標。在表入右邊四個重壘部份的總和為 .149 '也就是學校環境變項透過左邊的典型變

項泊、泊、泊、品及右邊的典型賽項可1 、甲，‘偽、仇可以解釋學生六種結果變項總變異的 14.9

5苦。