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國立臺灣師範大學教育心理與輔導學系 教育心理學報，民帥， 41 卷， 4 期，703 -
732 頁國中生社團參與態度與幸福廠
之相關研究一以北縣一所國中為例*
鄧清女曰
台北縣立 中正國民中學教務處 陳昭儀 固立台灣師範大學 特殊教育學系 本研究旨在探討國中生社團參與態度與幸福感之現況與其相關性。本研究採用問卷調查法蒐集 所需的資料，問卷調查法的研究工具有二: (一)修訂何富財編定之「高中學生社團參與態度量 表 J;(二)自編之「幸福感量表」。以台北縣公平國中八年級學生為研究對象，回收後有效樣本 為 1411 份，問卷資料以描述統計、 t 考驗、雙因子變異數分析及皮爾森積差相關進行統計，結 果發現如下: 1 國中生社團參與態度與幸福感現況為佳，女生優於男生並達顯著差異 ;2 專長性 比學習性社團國中生的社團參與態度為佳並達顯著差異; 3 專長性比學習性社團國中生的幸福 感為佳並達顯著差異 ;4 國中生社團參與態度與幸福感之間為中度正相關。關鏈詞:社團活動、社團參與態度、幸福戚、國中生
以下分為研究動機與研究目的，先敘述研究動機，再依撮研究動機撰寫研究目的與研究問題。 一、研究動機 (一)園中社團活動之現況 我國的學校教育雖然自國小到大學都有社團活動，但大專院校、高中的社團，學生具有充分 的自主性、自治性，校方只基於輔導的立場。但國中小的社團活動課程安排及經營原則以學校為 主導，是一種兼具訓育與輔導功能的教育性活動，一般學校或配合學校發展方向、或建立學校特 .本論文係鄧清如提慈濟大學教育研究所之碩士論文的部份內容，在陳昭f義教授指導 F完成;本篇論文通訊作者.陳 昭儀，通訊方式:[email protected]
0·704· 教育心理學報 色、或為群育教育的團體活動課程，通常分設有專長性及學習性社團兩種(高德、瑞，
2000)
，於聯 課活動時間實施。 學習型社團為同年級學生組成，學生大部分未具相當的基本能力，社團指導教師基於課務安 排大皆由導師擔任，社團的活動內容、課程及評量皆由其負責，活動時間一般僅於聯課活動時間。 專長性社團由混年級學生組成，社團指導教師由有專長之教師擔任，學生通常需經篩選合格 後才可加入，活動時間除聯課時間外，因應技能加強、比賽、參加活動或表演需求，而另外定期 或不定期增加訓練的時間。 (二)圈中生的社團參與態度是否有別 社團活動能提升學生的人丈素養，讓學生從參與中探索自己的興趣和才能，進而能主動持續 的投入發展成為終身的志業或興趣，並在認知、情感和行動傾向上，培養其抱持一種持久性評價 的正面態度。所以，理想的社團活動分組，應以學生的興趣為依歸，並能滿足他們的參與意願。 高雄市的家長曾因要求教育局增設才藝音樂、美術班，而大呼「別埋沒我的孩子」。人本教育基金 會主任謝禎芳認為，才藝班的解決之道應是將各類才藝教育社團化，才能兼顧教育資源的公平分 配，並維護教育公平正義之本質(謝禎芳，2004) 。 專長性社團替代才藝班的設置，除了可因應家長及有專長學生的需求外，亦能兼顧教育的均 衡發展避免階級化。專長陸社團的學生基於白發的意願與共同興趣的組合，是一種同質性高的團 體，在指導教師的專業帶領下，得以將自身的才能充分的發揮。學習性社團由於部份指導教師專 長有限，或帶領社團態度不夠積極，常流於社團種類缺乏多樣性，活動性質難以因應學生的興趣 和需求，雖有部分社團非常熱門，但叉礙於學校設施及空間有限，僅有少部分學才生能依自己的 興趣進入社團，其餘多數的學生只能消極的選擇社團，或更甚者被強迫分配至沒有興趣的社團。 專長性與學習性社團學生在不同的參與動機與意願下，叉面對指導教師不同的帶領與經營心 態，其社團參與態度是否有差異?此為研究動機之一。 (三)非關「少年維特的煩惱」 過多的壓力是個人焦慮、憂鬱、緊張的來源，是降低心理幸福感和產生沮喪情緒的危險因素 (司|自陳柏齡， 2000) 。圍內學者余檳(1998) 的研究指出，過份強調「用功」及學習競爭的壓力， 將會引起青少年許多心理與社會的問題。教改十年後的國中生，仍被以升學為導向的教育所桂桔， 似乎漸漸地失去快樂與開心的能力，其幸福感現況究竟如何?此為研究動機之二。 (四)幸福戚與社團的關係 社團活動具有同儕團體心理上的自由度和身分上的平等兩大特性，並可以滿足四種心理效 能:1.社會(團體)的歸屬感;2.獲得自尊與肯定; 3.基本需欲的昇華 4 內化團體的規範(楊極 東， 1992) 。透過社團活動青少年的心理需求得以滿足、人際關係得以發展、兩性自然和諧的相處， 「自我」在團體活動中順利的成長，達到成熟自我實現的目標(井敏珠，1991
)。 吋見社團活動能開發學生的興趣和潛能，滿足對同儕團體的需求及自我角色的認定，提昇正 向情感和感到生活滿意，是促進幸福感的重要因素 o 國中生社團參與態度與幸福感的關係為何? 此為研究動機之三 o (五)專長性與學習性社圓的國中生其幸福威是否有別 亞旦斯多德二千五百年前問過: 1 什麼是幸福的生活? J Seligmman 的回答是:'找出你個人的 特長並且發揮它 J (洪蘭譯， 2003) 。 專長陸社團學生，對內配合學校活動表演或成果發表，對外代表學校參加比賽，或配合社區、 機關單位表演，相較於學習性社團有更多展現自己並獲得榮譽的機會，在成功經驗的累積下可以國中生社團參與態度與幸福感之研究
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建立自信;除此之外，學校為培訓他們亦提供較慢涯的學習環境，如有專屬的活動場所、空間及 設備，聘請校內外專業師資指導，另外行政機關或社區也把注更多的物力、財力、人力;在如此 環境下，專長性社團學生是否樂在參加且幸福感高?或者因為社團比賽、學業壓力和時間管理的 困窘，幸福感低落?而學習性社團學生，沒有專長性社團學生的壓力，是否更有幸福感?或者因 為無法全然的依自願參加社團，且較無挑戰與肯定自己的機會，而幸福感更低?研究者想釐清專 長性和學習性社團學生的幸福感，是否因參與不同屬性的社團而有差異?此為研究動機之四。 (六)有關國中生社團活動與幸福戚相關的研究甚少 綜觀國內有關學生社團參與的論著、研究，大多以五專和大學院校為母群對象，僅有張瓊瑩(
1986) 、曾漢榮(1991
)研究國中生聯課(社團)活動實施現況，至於對國中生社團活動參與之 研究，僅有陳新轉( 1992) 與徐彩淑 (2005 )兩篇。而且自九年一貫課程全面實施後，國中階段 各校在考慮年度計畫或方向、師資人力結構、協同教學實施、主題統整課程、經費支出等問題之 後，實施社團活動的學校有稍滅的趨勢，研究者曾擔任五年童軍團團長、三年訓育組長的經驗， 現在叉帶領一學習性社圈，長期接觸下，深刻體認社團活動不僅能滿足學生身心發展的重要性， 並能矯正智育掛帥的教育迷思'及配合開發多元智能的世界潮流，所以亟思以國中生參與社團活 動與其幸福感的相關為研究，冀望能提醒教育當局和各機關學校和教師，能重視並確認社團活動 的教育功能和意義，不可輕言廢除，此為研究動機之五。 二、研究目的與假設 依據研究動機，驢列研究目的如下: (一)瞭解國中生社團參與態度與幸福感之現況。 (二)瞭解參加專長性與學習性社團國中生的社團參與態度之差異。 (三)瞭解參加專長性與學習性社團國中生的幸福感之差異。 (四)歸解國中生社團參與態度與幸福感之關係。 根據上述的研究目的，本研究提出以下研究假設: (一)參加專長性與學習性社團國中生，其社團參與態度無顯著差異。 (二)參加專長性與學習性社團國中生，其幸福感無顯著差異。 (三)國中生社團參與態度與幸福感無相關存在。 文獻探討 以下針對本研究相關變項的理論與研究進行文獻分析與探討。 一、社團參與之相關研究 有關社團參與的相關研究，分別就性別、人際關係、心理社會的發展及學業成就列示如下: (一)性別·706· 教育心理學報 Andrews 於 1935 年比較參加和不參加課外活動的大學女生，發現參加課外活動的大學女生較 喜歡獨立自主、較內控不受外在因素影響、較具支配傾向，並有不願別人同情、鼓勵和勸告的傾 向何|自井敏珠，
1982)
0 Hunt 和 Rentz( 1994
)發現大三女生社團參與程度與與自主性發展有顯 著相關，但大三男生並無此現象。 謝海平、龔世文與黃世彈( 1992) 針對我國大學生進行的研究結果顯示，男生社團參與的情 形較女生積極，此研究結果與井敏珠( 1982) 的研究相同，與楊極東(1976
)和吳幼妃(1977)
的調查結果不同。陳新轉(1992) 進行的研究顯示，女生在團體活動的參與心態和參與滿足感優 於男生。楊淑娥(1996) 的研究結果顯示，就有參與社團的大學生而言，男生的「自主性發展」、 「情緒處理的發展」、「性別認同發展」顯著高於女生，但女生參與社團的情形較男生為踴躍。羅 麗雲 (2001 )進行的研究發現，四分之三的大學生有參與社團的經驗，其中男生人數多於女生。 徐彩淑 (2005 )提出，女生的社團參與態度較男生為佳。(二)人際關係
Monroe 發現社團活動的參與和學生的疏離感有顯著相關，疏離感高的學生人際關係不佳，投 入社團的時間愈少(司|自田瑞良，2004) 。 吳幼妃 (1977)的研究發現，大學生參與社團能擴大和發展其人際關係。訐龍君(2003 )研 究顯示大學生參與社團認同度愈高，其人際關係愈佳，且參與社團比未參與社團學生的人際關係 為佳。徐彩淑 (2005 )的研究發現，國中生社團參與態度與人際關係有顯著的正相關。 (三)心理社會的發展Moran (
1991) 的研究認為，參與課外活動的大學生學校生活適應較好，對社會情緒的適應有 正向影響，且有更高的自我察覺。 Cooper， Healy 和 Simon 指出學生社團參與程度愈高者，與「情 緒處理」、「認知成熟」及「自主性發展」有顯著相關存在(司|自田瑞良， 2004) 。 楊淑娥(1996
)研究結果顯示，大學生在整合感的發展上，參與社團的學生顯著高於未參與 者，且參與者比未參與者具有多元化的價值和更清楚的自我價值和價值觀。姜淑華 (2003 )提出 學生參與社團的收穫主要是達成心理社會發展、獲得公民訓練經驗等資本的提昇。何富財 (2004)
研究亦發現具正向社團參與態度之高中生，較能正向展現及調適擴增自我概念。(四)畢業成就
Camp
,
Lewis 和 Brown 以及 Craig 和 Gary 發現非學業性的社團活動參與程度愈高，投入做功 課的時間較多， GPA 的表現亦較高(司|自羅麗雲，2001)
0Cooper
,
Healy 和 Simon 指出學生社團 參與程度愈高者，對其之學術經驗亦有正向的影響; Brown 亦指出學生對非學業性的社團活動參 與度與其學業成就呈正相關，亦即，參與程度愈高投入做功課的時間就愈多(司|自田瑞良， 2004 )。 (五)國內的研究 井敏珠( 1982) 的研究，顯示，社團參與和學業成就並無顯著相關。魏宇明 (2002 )研究結果 發現，學生參與社團的目標與成就動機認知越高，對所要達成標的信念會更主動學習與有成就。 楊永森 (2002 )研究結果顯示參與社團的經驗，對初任教師的班級經營有正向影響。 二、幸福獻的相關研究 本項就本研究之研究變項性別，以及本研究對幸福感的定義內容:正、負向情感、生活滿意、 人際關係，分別闡釋及列示相關的研究如下:國中生社團參與態度與幸福感之研究 ·707· (一)性別 性別對幸福感影響之研究結果，區分為有差異與無差異，分述如下: 1.有差異
Campbell ( 1981
)研究顯示，男性比女性更容易對自己感到滿足，且自覺較能掌控自己的生 活，而女性傾向易於自我批評，且缺乏自信，因而導致幸福感低於男性。另有學者研究，男性認 為其於家庭中扮演「生計負擔者」的角色是其幸福感的核心，而女性則認為家庭成員關係的品質是其幸福感的核心，叉負照料子女的責任故常有心理壓力，導致幸福感降低 (Mills
& Grasmick
,
1992)
0 Sivik 和 Rose(
1994) 研究發現，女性對生活壓力之抗拒力較男性強烈，且較易有壓力的 感覺產生，但女性常會藉發牢騷來發洩情緒，所以適應壓力環境快速，幸福感程度較男性高。 Diener 和 Lucas( 1999
)指出，女性較男性易以正向情感反應平衡負向情感，所以較快樂、幸福感也較高。 Katja 、 Paivi 、 Marja-Ferttu 和 Pekka( 1999
)以芬蘭南部中等學校學生年齡 12 到 17 歲為研究對象， 發現男生幸福感中的整體滿意度高於女生，但未達顯著水準，女生顯著地比男生更常擁有不幸福 感。 呂敏昌(1993
)對國中生進行研究，顯示男生幸福感高於女生。蔣桂擾(1993
)發現高雄縣 市的高中女生罹患整體身心症狀的程度，顯著高於高中男生，即女生的幸福感低於男生。郭俊賢( 1994
)研究發現，在整體快樂程度方面，女生比男生快樂。姜雪影(1994
)所做的調查發現台 灣的女性比男性快樂。劉敏珍( 1990) 研究發現老年人女性較男性之人際親密感為高，所以幸福 感較高。黃資惠 (2002 )研究發現國小女生在整體幸福感比男生高。 2.無差異 Martinez 和 Dukes( 1997
)以科羅拉多州 12386 名中學生做研究，發現性別在幸福程度無顯著 差異，只有在自尊心有差異。 Wise 和 Stake (2002) 以電腦對大學男、女生 253 人進行研究，發現 性別不是幸福感的預測因子。 傅仰止( 1992) 的研究結果顯示快樂與否不具性別的差異。胡中宜(1997)研究發現青少年 幸福感不因性別而有差異。李素菁(2001 )進行青少年家庭支持與幸福感之相關研究，發現性別 與幸福感並無顯著差異，但在「自尊滿足」上則有顯著差異。黃資惠 (2002 )以國小兒童為對象， 發現男女生在「自我肯定」、「生活感受」上無顯著差異。但在「人際和諧」、「生活滿意」及「整 體幸福感」上，女生均高於男生。林瑞欽、黃秀瑄、蔡崇振 (2002 )以台灣區國、高中、職學生 進行自我調控相關因素之研究，發現男、女生幸福感無顯著差異。 可見性別與幸福感之間的關係，因研究主題、對象的不同而有所差異，至今並無一致的定論。 (二)正、負向情戚 正向情感是指個人對歡愉或是興高采烈的正向感受，與燦爛的笑臉、喜歡他人的陪伴、感覺 被接受、自信、放鬆並且與問題得到解決有相關;對自我的主觀感受，例如自己快不快樂;以及 對自己生活的整體感受上是否偏向正面。負向情感則指個人對自己生活整體所持的負面情感感 受，負向情緒狀態不只一種，憂鬱、愁悶不快樂是其中的中心模式，疲倦、無聊則是負向情緒與 睡眠的混合，生氣、緊張則是負向情緒與激發的混合。正向的生活事件產生快樂，負向的生活事 件帶來挫折(施建彬、陸洛譯， 199 7)。正向情感的來源可能來自外向、教育、就業、社會參與、 正向生活事件、滿意的休閒等;負向情感的來源可能來自神經質、低社會地位、女性、健康不良、 低自尊、壓力性生活事件。有正向生活態度的人，屬外向、樂觀、內控、低神經質人格，幸福感 比較高。正向的生活態度會導致正向的心情與正向的想法，並增強對快樂事件的回憶，產生更好 的創造力與問題解決能力、更多的協助行為，也會更愛別人(施建彬、陸洛譯， 199 7)。若干研究·708· 教育心理學報 者發現，正向情感與外向、對別人的興趣、主動的參與社會、樂觀主義，及自尊之間存在正相關， 但和神經質的相關則低得多;相反的，負向情感傾向於與神經質及較低的個人才能存在相關，而 與外向性沒有相關(王丹宇等人譯，1997)。 在某些研究顯示正向和負向情感，這兩個概念的某些測量工具實際上是相互獨立的;文獻中 亦有證據顯示，正向和負向的情感，是因大腦不同部位受到激活而造成的(王丹宇等人譯，1997)。
Diener (
1984) 強調幸福感不僅須沒有負向情感，更重要的是要有積極正向情感的存在 o Costa 和 McCrae 於 1980 研究指出外向和神經質是人格中兩個基礎的向度，前者是正面情緒的促動者，後 者則左右著人們的負面情緒(司|白郭俊賢，1994)
0 Fumhaam 和 Brewin(
1990) 研究發現幸福感 與外向真有正相關，與神經質則為負相關; Costa 和 McCrae 亦指出神經質與負向情感間將近 0 .4 的相關(施建彬、陸洛譯，1997)
0 Meyer 和 Schack 與 Wiaaiams 皆發現負向情感與 EPl(Eysenck
人格量表)的神經質層面有高度的相關，而正向情感與外向層面有高度的關係存在(Butcher&
Spielberger
,
1995) 。施建彬(1995
)的研究指出，外向人格特質越高，其幸福感越高。陸洛(1998)
研究高雄地區 18-65 歲民眾，發現神經質愈高者，其幸福感程度愈低。涂秀文(1999) 研究結果顯 示，愈外向、樂觀的國中生，其快樂來源與生活快樂程度愈高。黃資惠(2002 )研究訪談結果發 現，較真幸福感的兒童，在正向情感感受上較強，負向情感感受較不深。 青少年的情緒，反應與變化十分明顯;是喜悅、快樂與滿足的來源。由於感受敏銳，情緒起 伏波動非常大，影響了他們的行為表現、人際關係甚至是身心健康(黃德祥，2004)
0 Seligman 亦 提到，人在快樂時，他的思想有創造力、視野變寬，行為變得有探索性。這個變寬、變廣增加了 他的資源，使他面對挑戰時贏的機率變大，這就會增加他的正向情感，叉會更擴大他的視野(洪 蘭譯，2003)
(三)生活滿意 Lemon 等人認為生活滿意就是個人對其整體生活情況感到滿足和喜悅的程度;Campbell 認為 生活滿意是對目前所處環境的一種評價;Ford 則認為生活滿意是個人對其是否實踐所欲人生目標 或需求的滿足程度仔|白李再發，2003 )。國內學者陳錦玉認為生活滿意，是指個人對自己生活的 周遭環境與事件等經驗，做評價後產生的一種主觀的情緒或情感反應程度(哥|白林瓊玲，2004) 。 雖然國內、外學者對生活滿意的解釋或定義各有不同，但大部份的學者皆採「個人與環境的交互 作用 J '來界定生活滿意。生活滿意屬於一般性且較長時期的評估過程，對象是個人生活的所有狀 況，及期望目標的是否達成，與個人面對生活困境的心理狀態「士氣J '以及個人目前對其生活愉 悅的短暫心情「快樂J '有不同的意義。 Campbel 等人在 1976 年進行「美國生活品質」研究，發現每日生活滿意的主要來源包括家庭 生活、婚姻、財務狀況、居住品質、工作、朋友、健康、休閒活動等;Argyle 認為除了上述客觀 的環境外，自我滿意中的「自尊」與「內控感」、愉悅事件的經驗、抱負與成就間的差距、與其他 人的比較、適應、樂觀也是與整體生活滿意有極大相關的部份(施健彬、陸洛譯，1997)
0Neugarten
進一步指出，要測量生活滿意度應採多元向度，內容應包含五種正向的特質:1.每天生活保持愉快; 2.毅然接受生活中各項任務的挑戰; 3 有信心完成預期的主要目標 ;4擁有正向的自我觀念; 5.保 持快樂和樂觀的態度與情緒仔|白林瓊玲，2004) 。 生活滿意著重於認知反應的部份，是個人對過去一段時間的生活，進行評估後所得到的整體 感覺，屬於幸福感內涵定義發展過程，認知層面的階段;幸福感則著重認知與情緒兩層面，不僅 包括對生活滿意認知面的評估，亦包括情緒、心情層面的情緒評估，屬於幸福感內涵定義發展過 程，認知和情緒層面並重的階段。國中生社團參與態度與幸福感之研究 ·709· (四)人際關係 馬斯洛認為，與別人建立親密關係的需求是人類的「基本需求J '也是個人健康發展的重要因 素，因此每一個階段的人包括青少年，都有發展與建立親密人際關係的必要。Gross 、 Juvonen 和
Gable
(2002) 研究發現，青少年如每天感受與他人有親密的關係和連結時，會有較高的幸福感; 反之，將阻礙其與同儕關係的發展，導致憂鬱與負向的自我意象等。所以，青少年與他人產生連 結，彼此間有瞭解與分享的互動關係'是幸福感產生與否的重要指標。 國中生情緒情感的人際動因集中在同儕、家庭關係上，在人際關係動因中，來自於同儕對自 己的肯定、認可、是否和睦相處等方面的占 52% '來自於家中成員的理解、讚許或被批評等方面 的占 30%左右，而師生之間的人際關係只占 10%多一些。所以要使國中生的情緒情感得到健康的 發展，首要在指導其正確處理同儕之間的關係以及對待父母的態度(黃煜峰、雷靂，1995)aReis
認為親密的朋友關係，可以協助緩衝壓力並避免寂寞帶來的苦惱與心理疾病;寂寞與憂鬱之間存 在極高的相關; Russell 等發現如果人們缺乏由朋友所組成的社會網絡，通常會覺得焦慮及憂鬱， 而缺乏親密關係的話，則容易感到憂鬱(施建彬、陸洛譯， 1997) 。邱一峰( 1996) 發現國中生常 因「被忽略、關係不佳」、「親密關係的失落」而感到心情不佳。蔡嘉惠( 1998) 指出，國中生獲 得越多的社會支持，其憂鬱傾向的情況愈輕。涂秀文(1999
)的研究發現，國中生的人際關係與 幸福感程度成中度正相關。李素菁(2 001 )研究結果發現，情感性高度支持的青少年，其幸福感 高於中度、低度支持者。梁思軒 (2002 )於其研究亦發現，國中生的人際關係中，對象以朋友、 同學等同儕團體最重要，最在意的是相處情形與自主性的高低，若能正向的處理得當，則幸福感 會提高。許龍君 (2003 )於其對大學生的研究中發現，參與社團學生之人際關係明顯的比未參與 社團學生為佳。 人際交往的親密與和諧關係'會影響個人的心理情緒;人際關係愈親密， 'I育緒就愈正向，幸 福感就愈高(涂秀文， 1999) 。 三、社團參與態度與幸福戚的相關研究 陳新轉( 1992) 研究發現國中生團體活動，整體活動參與心態與滿足感的關係最密切;參與 心態的積極性愈高參與滿足感愈高。郭俊賢(1994
)於其研究結果建議，教育上應輔導社團發揮 積極功能，因社團活動的參與也是大學生獲得快樂經驗的重要來源。顏映馨( 1999) 研究顯示大 學生參與社團活動的情形愈積極，幸福感就愈高。巫雅菁(2 001) 研究結果，大學生參與「學術 性」、「體育性」、「康樂性 J '以及「服務性」社團活動的大學生，其幸福感都明顯高於無參與社團 活動的大學生。陳柏齡 (2000 )對國中生生活壓力、失敗容忍力與憂鬱傾向之研究建議，國中生 應從事正當的休閒或社團活動，以舒緩生活壓力。 Marchese 於校友對大學評價的研究中，發現大學中最有意義的學習經驗是課外活動，最能增 加個人能力與自信，此二者與校友個人的生活滿意度與事業成就最有關(田瑞良，2004 )
aTrent 和Mcpa
tI
and ( 1982
)研究發現，參加社團活動會增加十年級學生的滿足感和幸福感，但對自我效能 和正向的自我形象卻助挂不大。學校能消調種族差別待遇並大力推動社團活動，尤其能增加黑人 學生參與的幸福感。 Schubbe (2000) 在青少年社團活動與幸福感的研究提出，參與社團活動有助 於青少年認同發展與學業成就。 茲將社團參與態度與幸福感之相關研究，列表 l 如下所示:710
教育心理學報 表 l社團參與態度與幸福獻之相關研究表
研究者年代
對象 變項/結果 陳新轉1992
國中生團體活動參與心態、整體活動參與滿足感/參與心態愈 高滿足感愈高。 郭俊賢1994
大學生快樂經驗/社團活動是大學生獲得快樂經驗主要的來國顏映馨
1999
大學生生活風格、人際關係、幸福感/參與社團活動愈積極，源 o內陳柏齡
2000
國中生生活壓力、失敗容忍力與憂鬱傾向/國中生應參與休閒幸福感就愈高。 或社團活動，以籽解生活壓力。 巫雅菁2001
大學生幸福感/參與「學術性」、「體育性」、「康樂，性」、「服務 性」社團學生幸福感高於無參與社團學生。Tr
ent
,
W. T.
,
&
1982
美國十青少年幸福感/參加社團活動會增加滿足感興幸福感 國 Mcpartland ，J.
M.
年級生
恥larches 巴，T.
J.
1990
大學畢大學生活能力和自信/社團活動最能增加能力和自信， 外 業校友且與現今個人生活滿意和事業成功相關。Schubbe
,
A. 恥1.2000
青少年幸福感/社團活動有助於青少年認同發展和學業成就 社會上，一般民是多數透過參與社團進行休閒活動，但對大學生而言，社團的意義不等同於 一般民是所提及與參與的社團，在大學的日程生活中扮演重要的角色，和休閒活動不同，可能人 人有休閒活動，但未必人人皆參加社團(巫雅菁，2001
)。而國中生的社團活動更是別具意義，人 人有社團活動但未必有休閒活動。國中生的生活主要是學校和家庭，但在學校時間居多，放學後 或假日多數需到補習班加強課業，所以其休閒教育及活動，唯有倚賴學校透過社團活動的設計與 安排參與，才得以對提升國中生的幸福感，有所成效及助益。 研究方法 一、研究架構與設計 (一)研究架構 依據研究動機及目的與文獻探討之結果，擬定本研究的基本架構，如圖 l 所示: (二)研究設計 有關本研究的設計，分別就自變項與依變項說明如下: 1.自變項( 1
)性別.本研究想瞭解不同性別國中生，社團參與態度與幸福感差異的情形。國中生社團參與態度與幸福感之研究 · 711
.
(2
)社團別:國中社團因成立因素有別分設有專長性與學習性社團，本研究想瞭解此兩者在社團 參與態度與幸福感差異的情形。 自變項 1.性別 團團社社
別性性
團長習
社專學
Z 「」|」 怯蠻項一 社團參與態度量表 團體動力、參與故能 參與動機、參與阻力 依鹽項二 幸福戚量表 人際關係、負向情it 正向情盾、生活滿意 圖 l 研究架構圖 2. 依變項 (1)依變項一:社團參與態度:以受試者在社團參與態度量表上的得分為指標，包含的因素有 「團體動力」、「參與效能」、「參與動機」、「參與阻力」。 (2)依變項二:幸福感:以受試者在社團參與態度量表上的得分為指標，包含的因素有「人際關 係」、「負向情感」、「正向情感」、「生活滿意」。二、研究對象
本研究因考量研究者本身真有三年規劃及負責社團行政經驗、六年帶領社團經驗，及任教的 公平國中社團活動長期正常實施且專長，[生社團蓮勃發展，遂以該校學生為研究對象。但考量七年 級生學生因進入國中未達一年，對社團活動的實施和感受仍在探索體驗中，而九年級專長性社團 學生，則因升學壓力多數已退團參加學習性社圈，因此選取該校八年級學生1 ，456 人為研究對象， 其中男生 721 人、女生 735 人，專長性社團學生237 人、學習性社團學生l 立 19 人。 三、研究工具 本研究以問卷調查法蒐集資料，進行國中生社團活動社團參與態度與幸福感之調查，使用的 研究工具分別說明如下:(一)社團參與態度量表
本量表由何富財 (2004 )所自編，該量表未經預試分析，研究者決定進行預試分析，使該量 表更能符合本研究需要。· 712 .
教育心理學報 1.量表的預試 何富財所編之量表，雖經專家效度檢視，然何富財於其論丈研究建議時，針對研究工具提出 I 或訐未經預試需要進一步探討，有關量表的研製方式，值得肆後研究中進一步開發探討 J( 何 富財， 2004) 。吳明隆 (2003 )亦提出，研究過程中，即使使用前人編制或修訂過的量表，最好還 是經過預試的工作，以重新考驗其信度，因為受試對象會因時間或外在等干擾因素，對量表內涵 產生不同的知覺與感受。因此研究者決定進行量表預試和分析，研究者以台北縣森林國中八年級 學生為預試對象，委託該校教師代為施測，九十四年三月十日寄出量表 180 份，回收 180 份，經 刪除無效量表 18 份，共計有效量表 162 份，回收率為 90% 。 2. 正式量表的確定 預試量表收回後立即進行編碼，進行「項目分析」、「因素分析」及「信度考驗 J '以形成正式 量表並建立其信度，過程說明如下:( 1
)項目分析:本研究所採用的分析方法有遺漏值檢驗、描述統計檢測、極端組比較與同質性檢 驗，分述如下: a. 遺漏值檢驗:每個有效量表的 20 個測驗題目經檢測後，無遺漏值值，顯示揖答完整。 b. 描述統計檢測:以平均數、標準差檢測量表題目是否有足夠之鑑別度。本量表為，中間值 為 3 '各題目之平均數介於 2.86 至 4.14 '標準差介於 0.83 至1.1 2 。由於每題之平均數及標準差無 明顯偏離者，故在此檢測中並未刪題。 c. 極端組比較:取全量表總分最高與最低的各 27%為極端組，進行平均數比較，採獨立樣本 t 檢定，針對每題顯著性未達 0.01 水準者刪除(邱皓政，2003)
，結果顯示第 10 題未達水準應予刪 題。 d. 相關檢驗:藉由相關分析法檢驗各項目與相對應總分的相關，針對每題相關係數，小於 0.3 者刪除，結果顯示第7 、 10 題未達水準應予刪除。 e. 因素負荷量:運用主成分分析法，檢測各題目的因素負荷量，小於0.3 者刪除，結果顯示 第 7 、 10 題未達水準應予刪除。 經上述項目分析，未達二項水準之題目應予刪除，故第7 、 10 題應予刪除，量表題數由20 題 減至問題。茲將上述分析果彙總整理於表2 。 (2) 因素分析 社團參與態度預試量表經項目分析，刪除不適合題目後，針對保留的問題進行因素分析，採 用主成份分析法計算所有變項共同解釋的變異量(郎皓政，2003)
，以直接斜交法(direct oblimin )
進行因素萃取，得出 KMO與Bartlet檢定、解說總變異量、結構矩陣及因素分析的結果，說明如下: a.KMO 與 Bartlett 檢定:取樣適切性量數 KMO 值為 0.865 '顯示因素分析的適合性屬於良好(邱皓政，
2003) ;
Bartlett 球形檢定顯著性達 .000 ，表示相關係數足以作為因素分析抽取因素用，國中生社團參與態度與幸福感之研究 · 713 . 表 2
社團參與態度預試量表項目分析摘要表
平
標 極端值 t 檢定 相關 因素 刪 預試量表題號與題目均
準 顯著'I生 係數 負荷量 除 t值 數 差(0.3 )
(0
.3 )
× l 我覺得參與社團可充分表達自己3.33
0.97
-6
.4
91
.000
0.518
0.573
的意見。 2我覺得參與社團可以獲得學校獎2.86
1.1
2
-4.702
.000
0.371
0
.4
53
勵。 3.我覺得參與社團可以籽解課業壓3.77
1.
08
-7.648
.000
0.558
0.602
力。 4.我覺得參與社團可以逃避不愉快3
.4
4
1.
09
-4.557
.000
0
.4
17
0.501
的心情。 5 我覺得參與社團可以結交知心的3.66
1.
02
-6.985
.000
0.603
0.689
朋友 Q 6我覺得自己沒有什麼才能，對於參3.88
1.
01
-4.592
.000
0.377
0.385
與社團沒信心。0.197
0.196
× 7 我參與社團曾有過不愉快的經驗。3
.4
9
1.1
0
-2.958
.004
8 我覺得自己缺乏服務同學的熱忱3.54
1.
02
-3.855
.000
0.309
0.307
和意願。 9.社團中，我並沒有學到與該社團有3.92
1.
00
-4.701
.000
0
.4
86
0.524
關的知識或能力。 1 。我覺得參與社團會影響正常課業4.13
0.95
-2
.4
86
.014
0.221
0.224
× 的學習。 11 我覺得參與社團是很好的學習經4.14
0.91
-9.655
.000
0.646
0.717
驗。 12.我自願參加並接受社團分配、指3.80
0.99
-7
.4
30
.000
0.610
0.686
派的工作。
13 我覺得自己具備辦理活動的知識3.25
0.83
-5
.4
38
.000
0
.4
67
0.549
與能力。 14.我覺得參與社團能更有效率地分3.24
0.91
-6.632
.000
0.559
0.647
配時間。 15 我覺得參與社團能啟發思想和智3.51
0.94
-8.120
.000
0.586
0.679
慧。 16.在社團活動中，我能適當控制情3.59
0.97
-6.842
000
0
.4
66
0.548
緒的表露。 17 我覺得自己具備適應團體生活的3.75
0.94
-6.655
.000
0.521
0.600
能力。 18我覺得自己的服務表現，對社團3.25
1.
00
-5.558
.000
0
.4
74
0.575
或班級有貢獻。 19.我覺得參與社團可以集思廣益，3.67
0.97
-8.166
.000
0.626
0.712
共同解決困難。 20.我覺得在社團活動中吋以合作學4.02
1.
00
-9
.4
73
.000
0.671
0.761
習、互相關懷。Bartlett 球形檢定 714· 教育心理學報
表 3
社團參與態度量表 KMO 與 Bartlett 槍定表
Kaiser-Meyer﹒Olkin 取樣適切性量數 近似卡方分配 自由度 顯著|生.865
1139.647
153
.000
b. 解說總變異量:可以說明所抽取的因素能夠解釋全體變數變異量的比例，以直接斜交法萃 取出四個因素累積解釋變異量為 58.632% '茲以表 4 將解說總、變異量結果摘要如下: 因素一 因素三 因素三 因素四 成份 表 4社團參與態度量表解說總變異量摘要表
轉軸平方和負荷量 總和 變異數的%3.551
35.537
2.601
9.801
2.296
7.190
2.106
6.103
累積%.35.53
1'
45.338
52.528
58.632
C. 因素分析結果:社團參與態度量表因素分析後，萃取的四個因素分別命名及定義如下: 「因素一」命名為「團體動力 J .共五題，在瞭解學生在團體中的情感表露和控制、參與和合 作，從眾和獨立的實質互動結果，促進領導與被領導的群育學習和經驗，進而能反思團體的集合 和動力。 「因素三」命名為「參與效能 J .共五題，在瞭解學生參與社團活動，所學到的知識與能力， 及生活效率和榮譽心的增長，進而能對社團產生認同、建立自信與服務熱誠。 「因素三」命名為「參與動機 J .共四題，在瞭解學生加入社團的心態和期盼，能夠融入社團 活動的內容並獲得學習效果 o 「因素四」命名為「參與阻力 J' 共四題，在瞭解學生參與社團得到的支持與面對的挫折，結 交朋友的常軌和需求，面對困難時能澄j育、解決問題。何富財 (2004 )之社團參與態度量表原有 「參與動機」、「參與阻力」、「實踐服務」及「團體動力」四個因素，經因素分析萃取得出四個因 素，其中「參與動機」、「參與阻力」及「團體動力」與原量表因素相同，唯原量表之「實踐服務」 因素，研究者改以「參與效能 J '較能符合題目的內容和意旨。 d. 社團參與態度量表因素分析結果，摘要如表 5 所示:· 715 .
園中生社團參與態度與幸福感之研究 累積解 釋變異 量(%)
事量)
研異%
角變(社團參與態度量表因素分析結果摘要表
因素 負荷量 r.= 谷 內 門口 表 5 題正負向題一十
正式題號一
l
預試題號一口
因素命名
35.537
45.338
52.528
58.632
35.537
7.190
9.801
6.103
0.815
0.799
0.763
0.751
0.704
0.508
0
.4
22
0.833
0.745
0.529
0.827
0.794
0.647
0.637
0
.4
82
0.761
0.720
0.710
我覺得自己具備適應團體生活的能力。 我覺得自己的服務表現，對社團或班級有貢獻。 我覺得參與社團可以集思廣益，共同解決困難。 在社團活動中，我能適當控制情緒的表露。 我覺得動社團活動中可以合作學習、互相關懼。 我覺得參與社團能更有效率地分配時間。 我覺得自己具備辦理活動的知識與能力。 我覺得參與社團可以充分表達自己的意見。 我覺得參與社團可以獲得學校贊勵。 我自願參加並接受社團分配、指派的工作。 我覺得參與社團可以逃避不愉快的心情。 我覺得參與社團可以籽解課業壓力。 我覺得參與社團能啟發思想和智慧。 我覺得參與社團可以結交知心的朋友。 我覺得參與社團是不好的學習輝驗。 我覺得自己沒有什麼才能，對於參與社團沒信 I L，、。 我覺得自己缺乏服務同學的熱忱和意願。 社團中，我並沒有學到與該社團有關的知識或 能力。 十 十十一++十++一十++十 十2
45-6789 叩 -u 口口 M 一的18
圈，16
17
3
18
19
60-43122-4355-1
12-Ill-1-l
6
8
9
團體動力
參與效能
參與動機
參與阻力
(3)信度分析:為了解社團參與態度量表正式量表內部一致性，採用 Cronbachα 值來考驗各層 面和整體內部一致性，信度分析結果如表 6 所示: 社團參與態度量表信度分析表 表 6 總量表 α 參與阻力 參與動機 參與效能 團體動力 因素名稱0.885
0.659
0.753
0.727
0.842
分量表 α (4) 結論:本量表原題數為 20 題，經項目分析及因素分析後刪減2 題，總題數為問題，包含「團 體動力」、「參與效能」、「參與動機」及「參與阻力」四個因素，總解釋量為58.63% '總量 表 α 值為 0.885 '因此本量表信、效度尚佳。(二)幸福戚量表
有關幸福感的量表雖然甚多，但合於本研究研究目的和研究對象者為數不多，研究者考量自 身之行政、帶團及國中教學經驗，決定自編適用之幸福感量表。· 716·
教育心理學報 編製步驟說明如下: 1.預試量表的施測 本量表初稿題目來源，部份參考其他研究者量表，部分由研究者自編，完成預試量表初稿題 數共計 42 題，請專家學者等提供修正意見 o( 1
)內容效度的分析 預試量表初稿經由相關專家學者對量表的丈意及內容給予建議，研究者綜合其所提之意見進 行題目修正、刪除或丈字潤飾，預試量表題數由 42 題刪減為 40 題並定稿。(2
)量表因素 本量表共有四個因素，說明如下: a. 正向情感:在瞭解學生正向的情感和生活經驗，以及對生活周遭人、事、物所抱持正向的 看法和態度。 b. 負向情感:在瞭解學生負向的情感與生活經驗，以及對生活周遭人、事、物所抱持負向的 看法和態度。 C. 生活滿意:在瞭解學生對整體生活的滿意程度。 d. 人際關係:在瞭解學生與家人、朋友及同儕相處的和諧，情形o (3)量表計分方式及測驗結果的解釋 本量表共計四十題，採五點量尺計分，每個題目後面皆有「非常同意」、「很同意」、「有些同 意」、「不同意」、「很不同意」五個程度不同的答案，正向題計分方式依序為5'
4 、 3 、 2 、 1 分， 反向題計分方式則為 1 、 2 、 3 、 4 、 5 分，本量表的反向題為第 11 至第 20 題。受試者對幸福感感 受的程度，為量表測題分數的加總，量表輝、分得分愈、高者，表示有較高的幸福感，有較正向的生 活經驗和情緒，與人互動良好。 (4) 進行預試 預試以台北縣森林國中八年級學生為對象，研究者委託該校教師代為施測，九十四年三月十 日寄出量表 180 份，回收 180 份，經刪除無效量表 18 份，共計有效量表 162 份，回收率為 90% 。 2. 正式量表的確定 預試量表收回後立即進行編碼，進行「項目分析」、「因素分析」及「信度考驗 J '以形成正式 量表並建立其信度，過程說明如下:( 1
)項目分析:本研究所採用的分析方法有遺漏值檢驗、描述統計檢測、極組端與同質檢驗，說 明如下: a. 遺漏值檢驗:所有有效量表的 40 個題目經檢測後，無遺漏值值，顯示填答完整。 b. 描述統計檢測:以平均數、標準差來檢測量表題目是否有足夠之鑑別度。本量表為五點量 尺中間值為 3 '各題目之平均數介於 2.72 至 4.02 '標準差介於 0.87 至1. 22 0 由於每題之平均數及 標準差無明顯偏離者，故在此檢測中並未刪題。 C. 極端組比較:取全量表總分最高與最低的各 27%為極端組，進行平均數比較獨立樣本 t 檢 定，針對每題顯著陸未達 0.01 水準者加以刪除(邱皓政，2003)
，結果顯示第 12 、 19 、 20 題未達 水準，應予刪除。 d. 相關檢驗:藉由相關分析法檢驗各項目與相對應總分的相關，針對每題相關係數未達0 .4 者加以刪除，結果顯示第3 、 11 、 12 、 15 、 19 、 20 、 24 、 27 、 30 、 36 題因未達水準故應予刪除o e. 因素負荷量:運用因素分析的主成分分析法，檢測各題目的因素負荷量小於0.3 者加以刪 除，結果顯示第 12 題未達水準應予刪除。國中生社團參與態度與幸福感之研究
· 717 .
預試量表的題目經項目分析結果，原有 40 題，凡有一項未達標準者即予刪除，共刪 10 題保 留 30 題。 (2) 因素分析 幸福感預試量表經項目分析刪除不適合題目後，針對保留的 30 題進行因素分析，採用主成份 分析法計算所有變項共同解釋的變異量(邱皓政， 2003)' 以直接斜交法進行因素萃取，得出 KMO 與 Bartlet 檢定、解說總變異量及因素分析的結果，說明如下:a.KMO 與 Bartlett 檢定:取樣適切性量數 KMO 值為 0.877' 因素分析的適合性屬於良好的(Ir~ 皓政，
2003) ;
Bartlett 球形檢定顯著性達.000 '表示相關係數足以作為因素分析抽取因素用，茲將 KMO 與 Bartlett 檢定的結果，以表 7 列示如下:表 7
幸福獻量表 KMO 與 Bartlett 樟定表
Kaiser-Meyer·﹒Olkin 取樣適切性量數 Bartlett 球形檢定 近似卡方分配 自由度 顯著性.877
2348.122
435
.000
b. 解說總變異量:可以說明所抽取的因素能夠解釋全體變數變異量的比例，經直接斜交法萃 取出四個因素累積解釋變異量為 53.636% '茲以表 8 將解說總變異量結果摘要如下: 因素一 因素二 因素三 因素四 成份表 8
幸福戚量表解說總變異量摘要表
轉軸平方和負荷量 總和 變異數的%5.847
32.335
3.617
9.093
3
.4
75
6.795
3.153
5
.4
13
累積%32.335
41
.4
28
48.223
53.636
因素分析結果:幸福感量表經因素分析，可以萃取出四個因素，古分別命名及定義如下: 「因素一」共 12 題，命名為「人際關係J '在瞭解學生與家人、同儕相處的和諧情形。 「因素三」共 6 題，命名為「負向情感 J '在瞭解學生負向情感與生活經驗，以及對生活周遭 人、事、物所抱持負向的看法和態度。 「因素三」共 7 題，命名為「正向情感J' 在瞭解學生正向情感和生活經驗，以及對生活周遭 人、事、物所抱持正向的看法和態度。 「因素四」共 5 題，命名為「生活滿意 J' 在瞭解學生對整體生活的滿意程度。 C. 幸福感預試量表因素分析結果，摘要如表9 所示:· 718 . 教育心理學報
表 9 幸福戚量表因素分析結果摘要表
因 預正正 解釋變 累積解 素 試式負 題 目 內 台月峙， 因素負 異量 釋變異 J口hI1h 題題向 荷量(% )
量(%)
名 號號題32
+
我有訐多好朋友。0.775
人
34
33
2
3
+
+
我和朋友之間都能互相幫助。我對別人有愛心。0.745
0.746
際37
4
+
和朋友在一起，讓我覺得很有趣。0.683
關31
5
+
我喜歡和同學交往。0.674
32.335
32.335
係4
6
+
我認為自己對周圍的人有吸引力 o0.651
2
7
+
我常常笑容滿面 o0.640
8
+
我喜歡我自己。0.649
39
9
+
班上分組時，很多人都想和我同一組。0.589
40
10
+
不論我做什麼，大部分時候別人總是信任我。0.604
38
11
+
我的家人和朋友能尊重我的意見和想法 o0.578
7
12
+
我知道我有困難時，我的家人會幫助我。0.428
16
13
我覺得其他人總是不在乎我的想法。0.809
負14
14
在生活中，我覺得自己是-個倒楣的人 o0.807
向18
15
我不認為這個世界是個好地方。0.738
'I育9.093
41
.4
28
1昌之地油、17
16
我對未來不具信心。0.707
13
17
我覺得生活中有許多不如意的事。0.674
35
18
我的朋友和家人都很不關心我。0.576
22
19
+
我覺得上國中是一件美好的事情。0.749
正23
20
+
我喜歡目前的國中生活。0.737
向8
21
+
多數時候，只要我努力付出就會有所收穫 o0.709
4情9
22
+
我對生活中發生的事很有投入感與參與感。0.605
6.795
48.223
5
23
+
我覺得生命很有意義、很有目標。0.633
感
21
24
+
我對目前生活中的人、事、物感到滿意。0.535
10
25
+
我相信人各有所長，每個人都有自己成功人生 o0.526
28
26
+
我常常能擁有我想要的東西。0.758
生25
27
+
我總是能夠完成自己設定的目標。0.773
活26
28
+
我時常有機會到各處L=玩。0.723
5
.4
13
53.636
滿意
29
29
+
我能做好時間管理，將課業和休開安排妥當。0.627
6
30
+
在生活中，我總是能做我想做的事。0.511
(3)信度分析:為了解幸福感量表正式問卷內部一致性，採用 Cronbachα 值來考驗各層面和整體 內部一致性，分量表與總量表的相關分別為: 0.8834 、 0.8304 、 0.835 、 0.764 ;整體 α 值為 0.924'
因此本問卷信度堪稱良好。信度分析結果如表 10 所示:國中生社團參與態度與幸福感之研究
表 10
幸福戚量表信度分析表
· 719 . 因素名稱 分量表 α 人際關係0.883
負向情感0.830
正向情感0.835
生活滿意0.764
總量表 α0.924
(4) 結論:本量表原題數為 40 題，經項目分析及因素分析後刪減 10 題，總題數為 30 題，包含 「人際關係」、「負向情感」、「正向情感」及「生活滿意」四個因素，總解釋量為 53.64%'
總量表 α 值為 0.924 '因此本量表信、效度為佳。四、資料處理與分析
本研究之問卷調查資料收回經計分、編碼後，鍵入個人電腦，再利用 SPSS10.0 版套裝軟體進 行統計分析，分析方法如下: (一)以平均數、標準差和 t 考驗分析國中生社團參與態度與幸福感之現況。 (二)以 t 考驗和雙因子變異數分析參加專長性與學習性社團國中生之社團參與態度的差異情 形(假設一)。 (三)以 t 考驗分析幸福感性別差異的情形和雙因子變異數分析參加專長性與學習性社團國 中生之幸福感的差異情形(假設二)。 (四)以皮爾森積差相關瞭解國中生社團參與態度與幸福感之關係(假設三)。 結果與討論 以下分為四方面進行探討:國中生社團參與態度與幸福感之現況分析與討論;專長性與學習 性社團國中生在社團參與態度上之差異分析與討論;專長'[生與學習性社團國中生在幸福感上之差 異分析與討論;國中生在社團參與態度與幸福感上之相關分析與討論。 一、國中生社團參與態度與幸福威之現況分析與討論 根據受試者在本研究工具「社團參與態度量表」與「幸福感量表」得分情形，以平均數、標 準差和 t 考驗分析探討國中生的社團參與態度與幸福感，在整體及各因素上的實際情形。正式量表 以公平國中八年級全體學生為施測對象，共發出問卷 1 ，456 份，經檢視後刪除所有試題皆為同一選 項之無效量表的份，共計有效量表 1 ，411 份回收率為 97% 。 (一)社團參與態度的現況分析與討論育 報 本項就國中生在社團參與態度量表上的總得分及變異分佈情形說明之。社團參與態度量表採 五點量表方式作答，中間值為 2.5 分;題數共有問題，總得分最高為 90 分，最低為 18 分。本項 分為:一、整體及各因素的分析與討論;二、各因素及性別的分析與討論，茲分述如下: 1.整體及各因素的分析與討論 國中生社團參與態度在整體及各因素上的分析，以平均數與標準差分析如表 11 所示: 學 理 I [ j 教 ·720· 社團參與態度整體及各因素分析摘要表(N=1411
)
表 11 每題標準差每題平均數
題數 標準差平均數
因素名稱0.65
3.67
5
3.25
18.34
團體動力0.72
3.27
5
3.61
16.32
參與效能0.89
3.62
4
3.53
14
.4
7
參與動機0.74
3.96
4
2.95
15.84
參與阻力
0.59
3.61
18
10.55
64.99
整體社團參與態度 茲就上表分析如下: 首先，國中生在社團參與態度得分上，最大值與最小值分別爵的分和 19 分，整體平均得分 為 64.99 分，標準差為 10.衍，高於中間值 54 分;每題平均得分為 3.61 分，高於中間值 2.5 分，可 知目前國中生在社團參與態度上為佳，與徐彩淑 (2005 )的研究結果相同。其次，在社團參與態 度各因素上，每個因素得分皆高於中間值 2.5 分，其中以「參與阻力」平均得分 3.96 分最高，以 「參與效能」平均得分 3.27 分最低。 2. 各因素及性別的分析與討論 國中生社團參與態度在各因素及性別上的分析，以t 考驗分析如表 12 所示: 社團參與態度各因素及性別分析摘要表 各因素 各因素平均數
標準差
3.58
0.70
3.75
0.58
表 12 差異 顯著性 t 值人數
性別686
725
-5.03
.000***
女>男0.75
0.67
3.15
3.37
686
725
女>男 女>男.01
*
-2.57
0.91
0.86
3.56
3.68
3.89
4.03
686
725
0.78
0.68
686
725
-3.52
.000***
女>男 女>男.000***
-5
.4
0
0.61
0.55
3.52
3.69
686
725
男女一男女一男女一男女一男女
因素名稱 團體動力.000***
-5.75
參與效能 參與動機參與阻力
總量表0.59
*p<.05 ' *** p<.OOI
3.61
1411
合計園中生社團參與態度與幸福感之研究 · 721 . 茲就上表分析如下: 首先，女生在社團參與態度量表上的總平均為 3.69 分高於整體平均 3.61 分，亦高於男生的 3.52 分並達顯著差異。男生在社團參與態度量表上的總平均，低於女生亦低於整體平均得分。此研究 結果與陳新轉( 1992) 與徐影淑 (2005 )進行的研究發現相同，女生在整體團體活動參與態度上 優於男生。其次，女生在社團參與態度各因素的得分皆高於男生並達顯著差異，女生在「參與阻 力」每題平均得分 4.03 分最高， I 參與效能」每題平均得分 3.37 分最低，研究結果與何富財 (2004
)
的研究， I 參與阻力」上女生得分高於男生相同，但與「參與動機」上男生得分高於女生不同。 (二)幸福戚的現況分析與討論 本項就國中生在幸福感量表上的總得分及變異分佈情形，說明之。幸福感量表採五點量表方 式作答，中間值為 2.5 分;題數共有 30 題，總得分最高為 150 分，最低為 30 分。 1.整體及各因素的分析與討論 國中生幸福感在整體及各因素上的分析，以平均數與標準差分析如表 13 所示: 表 13 幸福戚整體及各因棄分析摘要表 (N=1411) 因素名稱平均數
標準差 題數每題平均得分
每題標準差 人際關係43.58
7.32
12
3.63
0.61
負向情感2
1.5
6
4.95
6
3.59
0.83
正向情感24
.4
7
5.34
7
3.50
0.76
生活滿意15.82
3.57
5
3.16
0.71
整體幸福感105
.4
3
16.96
30
3.51
0.57
( 1
)國中生在幸福感量表上之得分，整體平均數為 105 .43 分，高於中間值 90 分，標準差為 16.俑， 最大值與最小值分別為 146 分和 45 分。每題平均得分為 3.51 分，高於中間值 2.5 分，可知 目前圍中生幸福感為佳。與i余秀文( 1999) 進行的研究發現，國中生生活快樂程度高於中間 值相同，與梁思、軒 (2002 )進行的研究發現，國中生幸福感未達中間值不同。(2
)幸福感各因素上，每個因素得分皆高於中間值2.5 分，其中以「人際關係」每題平均得分最 高，此結果與李素菁 (2001 )、黃資惠(2002) 進行的研究發現相同，青少年在人際關係的 感受上較強。「生活滿意」每題平均得分最低。 2. 各因素與性別的分析與討論 園中生幸福感在各因素及性別上的差異分析，以t 考驗分析如表 14 所示。( 1
)女生在幸福感量表上的總平均為 3.55 分，高於整體總平均 3.51 分，亦高於男生的 3 .47 分， 並達顯著差異。男生在幸福感量表上的得分低於女生，亦低於整體平均得分。(2
)女生的幸福感高於男生，與i余秀文( 1999) 、梁忠、軒 (2002 )、黃資惠 (2002 )及施協志 (2003)
進行的研究結果相同，但與呂敏昌(1993
)所做的國中生研究，男生幸福感高於女生不同， 亦與胡中宜( 1997)、李素菁 (2001 )、巫雅菁( 2002) 、林瑞欽、黃秀瑄、蔡崇振 (2001)
進行的幸福感不因性別而有差異的研究結果不同。 (3)各因素中，除了「人際關係」女生得分高於男生並達顯著差異外，其餘「負向情感」、「正向 情感」及「生活滿意 J '男、女生得分並未達顯著差異，本研究結果與涂秀文( 1999) 、黃資 惠(2002
)所進行的研究結果，女生的整體人際關係、人際合諧感受高於男生相同，如報 Schiamberg 所說女性的社會與人際興趣比男性高，亦即女性比較能從各類活動中獲得快樂 (哥|自涂秀文， 1999) 。在「負向情感」、「正向情感」及「生活滿意」三個因素上，男、女 生得分並未達顯著差異，此結果與黃資惠 (2002 )進行的研究發現「生、活滿意」上，女生高 於男生不同。 學 理 I L.，、 育 教 ·722· 差異別 顯著4性 女>男
.000***
.4
02
.174
女>男.516
幸福戚各因素及性別分析摘要表 各因素平 各因素 均數 標準差3.56
0.65
3.70
0.56
3.57
0.86
3.61
0.79
3
.4
7
0.81
3.52
0.72
3.15
0.75
3.18
0.68
3
.4
7
0.60
3.55
0.53
3.51
0.57
表 14 t 值人數
-4.04
-0.84
-1.3
6
-0.65
686
725
686
725
686
725
686
725
686
725
1411
性別 生活滿意 總量表已!t
*p<.05 ' ***p<.OOI
男女一男女一男女一男女一男女
因素名稱 人際關係 負向情感 正向情感.011 *
-2.549
二、專長性與學習性社團國中生在社團參與態度上之分析與討論 (一)社團參與態度整體及各因素分析與討論 專長性與學習性社團國中生社團參與態度整體及各因素分析，以t 考驗分析如表 15 所示: 專長性與學習性社團園中生社團參與態度整體及各因素分析摘要表 各因素 各因素平均數
標準差
3.92
0.60
3.62
0.65
3.67
0.68
3.18
0.70
3.58
0.89
4.22
0.71
3.91
0.73
差異 顯著性 t 值人數
專>學.000***
7.07
專>學.000***
9.88
專>學.000***
3.64
mm-mm-mm-mm
專>學.000***
6.06
專>學.000***
8.26
0.57
0.57
0.59
3.89
3.55
3.61
237
1174
社團別 專長性童畫丘
專長性 墨畫丘 專長性 皇室:丘 專長性 學習性 專長性 學習性 合計 表 15 因素 團體動力 參與效能 參與動機參與阻力
總量表1411
···p<.OOl
1.專長|生社團國中生在社團參與態度量表上的總平均得分3.89 分，高於整體平均數3.61 分， 亦高於學習性社團學生得分3.55 分，並達顯著差異，顯示專長性社團國中生社團參與態度較佳。國中生社團參與態度與幸福感之研究
·723·
2. 專長性社團國中生在社團參與態度各因素上的平均得分，皆高於學習性社團國中生並達顯 著差異，其中在「參與阻力」因素上得分最高，在「參與效能」得分最低。 (二)社團參與態度之性別及社團型態的分析與討論 專長性與學習性社團國中生的社團參與態度及性別的分析，因自變項有性別、社團型態兩項， 以雙因子變異數分析如表16 所示: 表 16社團參與態度之性別及社團型態雙因子變異數分析摘要表
來源SS
df
MS
F 值 顯著性 性別767.283
767.283
7.309
.007**
社團型態5728.945
5728.945
54.572
.000"'**
性別*社團型態30.058
30.058
.286
.593
組內誤差147704.945
1407
104.979
總和6116589.000
1411
"'p<.05 ' *"p<.OI ' "'"*p<.OOI
由上表可知，由於社團參與態度和性別及社團型態的交互作用未達顯著差異，因此進行社團 參與態度和性別、社團型態的主要效果分析: 1.女生的社團參與態度較男生為佳。 2. 專長性社團學生的社團參與態度較學習性社團學生為佳。 三、專長性與學習性社團團中生在幸福戚上之分析與討論 (一)幸福戚整體及各因素的分析與討論 專長性與學習性社團國中生的幸福感整體及各因素分析，以 I 考驗分析如下表 17 所示。 1.專長性社凰國中生在幸福感量表的總平均 3.60 分，高於學習性社團學生的 3.50 分，並達顯 著差異，可見專長陸社團國中生幸福感較佳。 2. 學習性社團學生在幸福感各因素「人際關係」、「正向情感」、「生活滿意」、「負向情感」的 平均得分皆高於學習性社團國中生，但只有前三項達顯著差異，在「負向情感」上並未達顯著差 異。724· 教育心理學報 表 17 專長性與學習性社團團中生幸福戚整體及各因素分析摘要表 因素 社團別
人數
各因素平 各因素標 t 值 顯著性 差異 均數 準差 人際關係 專長1生237
3.72
0.58
2.59
.01 *
專>學 學習性1174
3.61
0.62
負向情感 專長，性237
3.64
0.75
1.
08
.281
學習性1174
3.58
0.84
正向情感 專長性237
3.61
0.74
2.52
.012*
專>學 學習性1174
3
.4
7
0.76
生活滿意 專長↑生237
3.23
0.70
1.5
7
.012*
專>學 學習性1174
3.15
0.72
總量表 專長，性237
3.60
0.52
2
.4
7
.013*
專>學 學習性1174
3.50
0.57
合計 *p<.05 (二)幸福威之性別及社團型態的分析與討論 專長↑生與學習性社團國中生的幸福感及性別的分析，因自變項有性別、社團型態兩項，以雙 因子變異數分析如表18 所示: 表 18幸福戚之性別及社團型態雙因子變異數分析摘要表
來源SS
4
MS
F{[直 顯著性 性別147.184
147.184
.515
.4
73
社團型態1635.718
1635.718
5.723
.017*
↑生別*社圓型態435.651
435.651
1.5
24
.217
組內誤差40216
1.
056
1407
285.829
總和16088349.290
1411
*p< 肘 ，*p<.Ol ' ***p<.OOl 由上表可知，由於幸福感和性別及社團型態的交互作用未達顯著差異，而幸福感和性別之間 亦未達顯著差異，因此只進行幸福感和社團型態之間的主要效果分析，可知專長性社團學生的幸 福感較學習性社團學生為佳。 四、國中生社團參與態度與幸福獻之相關分析與討論 此部份主要在探討國中生社團參與態度與幸福感的相關情形，以皮爾森積差相關加以分析， 其結果如表 19 所示﹒園中生社團參與態度與幸福感之研究
·725·
表 19國中生社團參與態度與幸福戚相關分析表
因素名稱 人際關係 負向情感 正向情感 生活滿意 整體幸福感 團體動力.58**
-.31 **
.4
8**
.4
0**
.58**
參與效能.4
3**
-.20**
.4
3**
.3
7**
.4
6**
參與動機.36**
-.24**
.4
0**
.3
0**
.4
1**
參與阻力
-.33**
-.4
7**
-.37**
-.20**
-.4
4**
社團參與熊度.54**
國 .38**.53**
.4
1**
.60**
**p<.OI
(一)團中生在整體社團參與態度與幸福感的相關r 值為.60 (艸'p<.OI)' 邱皓政 (2003 )認 為 d直在.4至.69 之間關聯程度達中度相關，亦即二者之間有顯著的正相關，此結果與陳新轉(2002)
查團中生團體活動參與心態愈高則滿足感愈高的結果相同，亦與顏映馨( 1999) 研究大學生參與 社團活動愈積極則幸福感愈高相同，並與 Trent 和 Mcpartland(
1982) 的研究結果發現參加社團活 動會增加學生的滿足感與幸福感相同。 (二)園中生社團參與態度與幸福感因素「人際關係」、「正向情感」、「生活滿意」皆達中度 正相關，其中以「人際關係」相關 r 值.54 最高，此結果與涂秀文( 1999) 的研究發現圍中生的人 際關係與快樂呈中度正相關相同，亦與許龍君 (2003 )與徐彩淑 (2005 )的研究顯示學生社團參 與社團度愈高，其人際關係愈佳相同;與何富財 (2004 )研究發現具正向社團參與態度之高中生， 較能正向展現及調適擴增自我概念相同。 (三)國中生社團參與態度與幸福感「負向情感」因素呈低度負相關(戶-.38) ，顯示負向情 感愈低則社團參與態度則愈高;與「正向情感」因素呈中度正相關 (r= .53)' 顯示正向情感愈高則 社團參與態度則愈高。此研究結果與某些人們認為正向情感和負向情感之間存在高度的、甚至完 全的負相關相似;然而在某些研究上顯示，這兩個概念的某些評量工具實際上是相互獨立的，亦 有丈獻顯示正、負向情感是由大腦不同部位受到激活而造成的(王丹宇等人譯，1997)0 Argyle( 1987)
亦提及，大腦不同區域會對特別的情緒如生氣、恐懼及性，作出個別的反應。 (四)國中生幸福感與社團參與態度「團體動力」、「參與效能」、「參與動機」的關聯程度皆 達中度正相關，其中以「團體動力」與幸福感的相關最高(r 值 =.58) 。 (五)國中生幸福感與社團參與態度「參與阻力」的關聯程度為中度負相關(r 值=-.44) ，顯 示參與阻力愈低則幸福感愈高。 (六)社團參與態度與幸福感各因素之間的交互相關分析中，以「人際關係」和「團體動力」 之間的相關最高 (r 值 =.58) ，顯示人際關係和團體動力之間有較高且正向的交互影響;以「生活 滿意」和「參與阻力」之間(r 值 =-.20 )以及「負向情感」和「參與效能」之間的相關(r 值 =-.20)
最低，顯示生活滿意和參與阻力之間以及負向情感與參與效能之間，僅有較低且負向的交互影響。·726· 一、結論 教育心理學報 結論與建讀
