性別、自我效能、工作價值、科學素養及學校層次因素對臺灣青少年學習情緒之影響：個人與情境交互作用之多層次分析

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 119 教育科學研究期刊 第五十六卷第三期 2011 年，56（3），119-149

性別、自我效能、工作價值、科學素養及

學校層次因素對臺灣青少年學習情緒之

影響：個人與情境交互作用之多層次分析

巫博瀚

*

賴英娟

國立成功大學教育研究所 研究生 國立成功大學教育研究所 研究生

摘要

本研究以學習情緒的控制價值理論為基礎，探討個人與學校層次變項對學習情緒之影 響。研究資料係取自 PISA 2006 所釋出之階層巢套資料，有效樣本為 8,678 名（女生 4,134 名、 男生 4,544 名）來自 236 個不同學校的臺灣 15 歲青少年。本研究採多層次模型進行分析，結 果顯示個人層次變項（性別、自我效能、工作價值及科學素養）與學校層次變項（學校平均 科學素養、學校平均工作價值、團體效能）能正向且顯著地解釋學生的正向學習情緒，且自 我效能對學習情緒的影響會受到學校平均科學素養與團體效能等脈絡變項所調節。針對上述 研究發現，本研究提出未來研究與學習輔導之相關建議。 關鍵字：PISA 國際評量計畫、多層次模型、跨層次交互作用效果、聚合脈絡變數、學習情 緒 通訊作者：賴英娟，E-mail: [email protected] 收稿日期：2010/07/25；修正日期：2011/03/19、2011/07/07；接受日期：2011/09/19。

120 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟

壹、緒論

在學校教育環境中，情緒就如同學習動機一般，是影響學生能否成功學習不可或缺的重 要因素（Schutz & Lanehart, 2002）。有鑑於過去教育心理學研究長期忽視情緒研究的重要性 （尤其是正向學習情緒）（Pekrun, 2006; Pekrun, Elliot, & Maier, 2006），因此近 10 年來，有關 學生在課室學習過程中所體驗到的情緒經驗，在教育心理學研究中已逐漸地受到廣泛的重視 （Bernardo, Ouano, & Salanga, 2009），並以學習情緒（achievement emotion）研究最具代表性。 研究指出，學生的學習情緒不僅會影響成就表現，且與個體的學習動機、自我調整學習歷程 具有顯著的關聯（Ahmed, Minnaert, Werf, & Kuyper, 2010; Goetz, Frenzel, Hall, & Pekrun, 2008; Goetz, Frenzel, Pekrun, & Hall, 2006; Pekrun, 2006; Pekrun, Elliot, & Maier, 2009; Pekrun, Frenzel, Goetz, & Perry, 2007; Turner & Husman, 2008）。基於學生的學習情緒與學習歷程的各面向都有 密切的關聯，因此探討影響臺灣青少年學習情緒的內、外在因素實為重要的課題。

回顧過去有關學習情緒的研究發現，過去研究多聚焦於學習情緒評量工具的發展 （Govaerts & Grgoire, 2008; Pekrun, Goetz, & Perry, 2005; Pekrun et al., 2004）、學習情緒與成就 表現之關係（Ahmed et al., 2010; Decuir-Gunby, Aultman, & Schutz, 2009; Goetz et al., 2008; Pekrun, 2006; Pekrun et al., 2009; Pekrun & Stephens, 2009; Trautwein, Schnyder, Niggli, Neumann, & Lüdtke, 2009）、學習情緒的領域特定或情境依賴性（Goetz, Frenzel et al., 2006; Goetz, Pekrun, Hall, & Haag, 2006）、學習情緒內涵的跨文化比較（Frenzel, Thrash, Pekrun, & Goetz, 2007）、自 我調整學習與學習情緒間的關聯（Pekrun, Goetz, Titz, & Perry, 2002; Turner & Husman, 2008）。 近年來則有大量的研究關注成就目標導向對學習情緒的影響（Daniels et al., 2008; Daniels et al., 2009; Kreibig, Gendolla, & Scherer, 2010; Mouratidis, Vansteenkiste, Lens, & Auweele, 2009; Pekrun et al., 2006; Pekrun et al., 2009; Pekrun & Stephens, 2009; Tyson, Linnenbrink-Garcia, & Hill, 2009），亦有不少研究探討情緒調整與學習情緒之關聯（Decuir-Gunby et al., 2009; Pekrun & Stephens, 2009; Tyson et al., 2009）。透過文獻評閱與歸納可以發現，過去鮮少研究探討兩性 在學習情緒上的差異情形，且自我效能（self-efficacy）、工作價值（task value）及科學素養 （scientific literacy）對學習情緒之影響亦有待釐清。由於自我效能與工作價值為一特定領域的 構念，與學習歷程的諸多面向息息相關，因此對於學習情緒應有其影響力。另因自我效能、 學科價值及科學素養均可透過動機訓練與教育輔導予以提升和培養，極具教育實務上的意義 與價值，在改善學生學習情緒上，應可成為學校教育與輔導可資介入之焦點。基於此，探討 性別、自我效能、工作價值和科學素養對學習情緒之影響，實有其理論建構與實務應用之重 要性。 此外，儘管不少學者指出情緒具有情境依賴（context-dependent）的性質，亦即不同的學

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 121 習脈絡（learning context）與環境因素會衍生不同的情緒（Frenzel, Pekrun, & Goetz, 2007a; Goetz, Pekrun et al., 2006; Schutz & Lanehart, 2002; Wu, Luh, & Lai, 2010），但除了巫博瀚、陸偉 明及賴英娟（2011）、Frenzel 等（2007a）、Frenzel、Goetz、Lüdtke、Pekrun 與 Sutton（2009）、 Goetz、Pekrun 等（2006）曾探討正向組織、教師樂趣與教師熱忱、教學品質、同儕自尊、教 師處罰等班級層次變項對學習情緒之影響外，並無其他研究關注學校平均科學素養、學校平 均工作價值及團體效能等脈絡因素對情緒的影響，更遑論探討前揭環境脈絡因素的調節效 果。因此，本研究以學習情緒的控制價值理論為基礎，企圖釐清前揭學校脈絡因素對臺灣青 少年學習情緒之影響。

一、個人因素對學習情緒之影響

（一）性別與學習情緒

有關兩性在學習情緒上的差異研究目前仍屬少見，且迄今尚無一致性的結論。例如， Frenzel等（2007a）以德國五至十年級的學生為樣本，研究發現男生在學習數學時，相較於女 生有較高的樂趣，且有較低的焦慮與生氣，惟在無聊情緒則沒有性別差異存在。在閱讀領域 方面，Wu 等（2010）以促進國際閱讀素養研究（Progress in International Reading Literacy Study, PIRLS）2006 的資料進行分析，結果顯示在從事閱讀活動時，女生比男生有較高的正向學習情 緒。此外，Pekrun 等（2009）以社會心理學為特定學習領域，發現大學生在希望、自豪、焦 慮、樂趣、無聊、生氣、無助和羞愧等學習情緒上均無顯著的性別差異。從過去研究可知，兩 性在學習情緒上的差異並無定論，不同學科領域間的差異亦不一致。由於在科學學習領域，臺 灣迄今尚無實證研究探討兩性在學習情緒上的性別差異現象，因此有待本研究進一步地探究。

（二）自我效能與學習情緒

自我效能是指個人在某一特定情境或領域中，對自己是否具備完成特定任務的能力之主 觀評估，亦即個體對自己能力與表現的自我評估（Bandura, 1997, 2001a, 2001b）。Pekrun（2005, 2006）所提出的社會認知取向之「學習情緒的控制價值理論」（control-value theory of achievement emotions），為首度結合能力信念與學習情緒之理論先驅。該理論假設「與成就相 關的控制評估」（achievement-related control appraisals）（如能力信念、對能力的判斷）對於個 體在學習過程與學習結果相關的情緒具有影響力。Pekrun（2006）亦指出個體對於特定行動可 以被執行或完成的期望（即行動－控制預期，action-control expectancies）能對學習情緒產生影 響。

控制價值理論的這些假定近來已獲得實證研究支持。例如 Decuir-Gunby 等（2009）研究 指出，大學生對於學業上的控制感（academic control）與其連續 3 年在 GPA 上的表現都有顯 著的正相關。其次，Frenzel、Pekrun 及 Goetz（2007b）以五年級學生為樣本進行研究，結果 顯示學生的能力信念（competence belief）能顯著地預測其學習情緒。另 Goetz、Frenzel、Stoeger

122 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 及 Hall（2010）以 50 名大學一年級新生為樣本，進行為期 1 週的經驗取樣分析（experience sampling analysis）研究，結果顯示控制與價值評估（control and value appraisals）與樂趣、自 豪和滿足間具有正向的關聯。此外，就 PIRLS 2006 的臺灣資料而論，四年級兒童的閱讀自我 效能可以有效解釋學習情緒的變異（巫博瀚等，2011）。綜上所述，由於自我效能為控制評估 的一環，且近來研究大抵顯示自我效能或能力信念等控制評估對於學習情緒具有影響力，因 此本研究推論，青少年在學習科學時有較高的自我效能時，其會有較正向的學習情緒。

（三）工作價值與學習情緒

工作價值即個體對其所學學科的興趣、有用性和重要性所做的價值評估，意即學習者對 於學科學習的主觀感受（Eccles & Wigfield, 1995, 2002; Wigfield, 1994）。Eccles 與 Wigfield （1995, 2002）主張工作價值的操作型定義通常包含獲得價值（attainment value）、內在興趣價 值（intrinsic interest value）、外在可用價值（extrinsic utility value）等內涵。所謂獲得價值係指 個體在學科學習上獲得成功的重要性；內在興趣價值強調的是學習過程中的興趣享受與投 入；而外在可用價值是指學生所學習的學科是否有助於個體目標的達成，以及學科對於未來 目標的有用程度（Eccles & Wigfield, 2002; Pintrich & Schunk, 2002）。

社會認知取向之控制價值理論假設「成就相關價值的評估」（achievement-related value appraisals）會對個體的情緒經驗產生影響（Pekrun, 2000, 2006; Pekrun et al., 2007）。細言之， 成就相關價值的評估包含了行動價值（action value）（即某項特定活動的附加價值）與成就結 果價值（achievement outcome value）（亦即個體對成就結果的主觀價值評估，在特定活動獲得 成功或失敗的重要性）（Pekrun, 2000, 2006）。學習情緒的控制價值模式主張個體對於所從事活 動的價值評估將會影響其在活動與結果的相關情緒（Frenzel et al., 2007a; Pekrun, 2005）。 Goetz、Pekrun 等（2006）以 200 名德國七至十年級的學生為樣本，學習領域則是拉丁文課程， 經結構方程模式分析顯示，成就的價值能正向地預測樂趣與焦慮。綜上，個體對於所從事的 活動之價值評估與認知，與學習情緒間有密切的關聯。由於工作價值為學生對於所學學科在 獲得價值、內在興趣價值、外在可用價值的價值評估，故本研究假設工作價值知覺較高者， 學習情緒較佳。工作價值對於學習情緒是否具有影響力，在科學學習領域未曾受到實證檢驗， 仍有待本研究進一步的探討。本研究基於控制價值理論的觀點，推論工作價值能有效解釋學 生在學習情緒上的變異。

（四）科學素養與學習情緒

近來研究發現，個人的成就表現與其學習情緒有密切的關聯。譬如，Pekrun（2006）指 出，學生的學習情緒不僅會影響個人的學習成就，且成就表現亦能反饋並影響個體的學習情 緒。Goetz、Pekrun 等（2006）亦指出，當學生有好的成就經驗時，將有助於學生發展正向的 學習情緒。另 Pekrun 等（2009）以 213 名參與心理學課程的大學生為樣本，積差相關分析結

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 123 果顯示，學生在測驗上的成就表現與無聊、生氣及焦慮間有顯著的負相關，與希望、自豪則 有顯著的正相關。此外，Goetz 等（2008）以 1,380 位德國五到十年級的學生為樣本，研究發 現，數學成就能顯著地預測學生在數學課室的樂趣，且語文成就亦能正向地預測學生在語文 課室的樂趣感受。惟臺灣青少年在進行科學學習時，有關個體的成就表現對學習情緒之影響 研究仍有待釐清，研究者假設科學素養能正向預測學習情緒，然此一假設仍有待本研究進一 步的釐清與探討。

二、脈絡因素對學習情緒之影響

有關環境脈絡因素對學習情緒之影響，以 Pekrun（2000）的控制價值理論最具代表性， 也最受到當代教育心理學研究所重視。控制價值理論假設學習環境因素會影響個體對於與成 就相關的控制與價值評估，並影響其情緒經驗（Pekrun, 1992, 2000, 2006）。Pekrun 等（2007） 亦指出，環境不僅會影響個體的學習情緒，亦能透過控制－價值評估等認知評估歷程進而影 響學習情緒。在實證研究方面，Ahmed 等（2010）以 238 位荷蘭七年級學生為樣本，研究發 現，家長支持、同儕支持及教師支持均能正向地預測學生在樂趣上的變異。其次，Goetz、 Pekrun 等（2006）以 200 位德國七至十年級的中學生為樣本，經結構方程模式分析後顯示， 家庭因素（對拉丁語的重視程度、成就的正增強）會透過學生的學業自我概念與成就的價值 進而影響樂趣與焦慮。此外，Frenzel 等（2007a）以來自六十九個班級共 1,623 位學生為樣本， 經階層線性模型分析結果顯示，在進行數學科的學習時，個人所知覺到的課室環境因素（教 師教學品質、同儕尊重、教師處罰）能顯著地預測數學學習時的焦慮、生氣及無趣等多種情 緒感受；就班級層次的效果而論，同儕的尊重能顯著地影響學生的樂趣、焦慮、生氣及無聊， 另班級中的男生比例較高時，則樂趣隨之降低，且焦慮隨之提高。最後，Frenzel 等（2009） 以來自七十一個班級共 1,542 名學生為樣本進行多層次結構方程模式分析，結果顯示，教師 樂趣與教師熱忱和樂趣間具有顯著的正向關聯。綜上所述，實證研究亦顯示學習環境會影響 學生的學習情緒。 有關環境對個體的影響，抑或個人與團體的互動關係，社會認知理論（social cognitive theory）主張人類的心理功能會受到環境、行為和認知與其他個人因素三者的交互作用所影 響，亦即個人因素、行為和環境因素三者間彼此相互依賴，因此促成了人們後續的行為與反 應（Bandura, 1997, 2000, 2001b）。Bandura（2000, 2001b）指出，人因為無法遺世獨立，因此 個體的行為與反應常會受到社會情境與團體成員間的交互作用所影響，團體成員間共享的信 念（如團體效能）也會對個體產生影響。由此可知，個體所處的環境脈絡因素可能透過直接 或是人與團體的互動等方式，進而影響到其後續的反應。 綜合前述文獻探討與相關研究，可知學習環境對個人的情緒經驗與行為反應具有影響 力。基於控制價值理論與社會認知理論的觀點，研究者推論學習者所處學校平均科學素養、

124 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 校內同儕對科學學習的價值評估（學校平均工作價值）及團體效能的知覺，應為影響學生學 習情緒的重要環境因素，具體言之，本研究假設學校平均科學素養、學校平均工作價值及團 體效能可正向預測個體的學習情緒。 在一個階層結構（hierarchical structure）的環境下，個體與社會脈絡是會交互影響的，個 體不僅會受到其所屬的社會團體或脈絡所影響，社會團體也會受到其組成份子所影響（Maas & Hox, 2005），且個體與所屬環境是不斷交互作用的。儘管環境脈絡對於個體學習情緒的主要 效果（脈絡效果）已累積了一些研究成果，惟有關個體層次變項對學習情緒如何受到環境脈 絡所調節，迄今仍有待擴展。從社會認知理論的角度論之，個人的反應係個體與環境互動下 的產物（Bandura, 2000, 2001b），可知在學習的過程中，環境對個體的影響未必是單向的，而 可能是交互影響的。其次，從控制價值理論而言，不同的課室目標結構可能會影響知覺控制 與情緒對成就結果之間的關聯（Pekrun et al., 2007），Pekrun 等（2007）更進一步指出，在競 爭結構的環境下，高成就表現的學生會體驗到較多的樂趣，但整體來說，卻對於全班的平均 情緒水平有不利的影響。在近期的教育心理學研究中，亦發現個人層次解釋變項對依變項的 影響，會因情境因素的調節而產生不同的效果，例如：Ciani、Middleton、Summers 及 Sheldon （2010）以十五個數學科班級共 178 位高中生為研究對象，經多層次分析後發現，學習環境 所給予的自主支持，能減低或舒緩表現課室目標結構對精熟目標的負向效果。另 Halvari、 Ulstad、Bagøien 和 Skjesol（2009）研究發現，相較於自主支持較低的環境，高度的自主支持 會使得勝任感較高的學生有更高的學習投入；反之，低勝任感的學生處於一個高度自主支持 的環境下，會有最低的學習投入。由此可知，環境的自主支持能調節勝任感對學習投入的效 果。此外，Lau 與 Nie（2008）以來自一百三十個班級共計 3,943 名五年級學生為樣本，經多 層次分析後發現，課室表現目標結構不僅能強化個人逃避表現目標與投入間的負向關係，對 於個人逃避表現目標對努力退縮、個人逃避表現目標對逃避因應間的關係，亦能產生正向的 跨層次調節效果。綜合過去的實證研究可知，在學習領域中，個人層次解釋變項對依變項的 影響無法獨立於所屬的環境脈絡，且脈絡變項能與個人層次的解釋變項產生跨層次交互作 用。基於前述文獻探討，本研究假設個人層次解釋變項將會與學校層次的脈絡變項產生跨層 次交互作用效果（cross-level interaction effect），並對學習情緒產生影響。值得注意的是，前揭 假設無論在國內、外迄今均無實證研究證實。因此，有關學生所處學校的平均科學素養、平 均工作價值及團體效能等學校脈絡變項對學習情緒的脈絡效果與調節效果，實有其理論建構 之重要性，是以有待本研究進一步釐清。具體言之，本研究將檢視學校脈絡變項與個人學習 情緒之關聯，另當個人層次的迴歸斜率達顯著水準時，主張學校脈絡變項能對個體層次解釋 變項的預測產生調節效果。據此，本研究提出以下研究假設：團體效能對自我效能與學習情 緒之關係具有跨層次的調節效果；學校的平均科學素養對自我效能與學習情緒之關係具有跨 層次的調節效果。

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 125

三、方法論的考量

人並非孤立的個體，而是整個社會中的一員，例如，學生層次的資料巢套於高一層的分 析單位（如班級或學校）之內，在同一個高階分析單位下的個體會因為相似的特質，抑或受 到共享的環境脈絡所影響，造成個人層次資料間具有相依的性質，亦即存在著組內觀察資料 不獨立的現象。由此可知，個體的行為或反應不僅會受到自身特性的影響，也會受到其所處 的環境脈絡所影響（Heck & Thomas, 2009）。例如大魚小塘效應（big-fish-little-pond effect, BFLPE）或青蛙池塘（frog pond）效應的研究發現，學生對自身的看法與反應不僅與個人內在 的因素有關，亦與其所處的環境因素有密切關聯（Davis, 1966; Marsh & Hau, 2003; Marsh, Kong, & Hau, 2000; Marsh et al., 2008）。

令人遺憾的是，在處理叢集資料（clustered data）或多層次結構（multilevel structure）資 料時，過去絕大多數研究囿於統計分析方法上的限制，漠視了因多階段抽樣（multi-stage sampling）所帶來的組內同質問題，不僅忽略了課室或學校環境氣氛的共享特性，亦忽略了學 校環境與個體間的交互影響。由於處於同一環境脈絡下所共享的共同性，將會導致觀察資料 間的相依性，造成樣本獨立性假設的違反（Kreft & Leeuw, 1998; Snijders & Bosker, 1999）。當 研究者以單一層次的統計分析技術去分析多階層結構的資料時，將會違反誤差獨立性假設， 且會導致較大的型 I 錯誤，造成錯誤的參數估計結果與統計推論（Heck & Thomas, 2009; Hox, 2010; Raudenbush & Bryk, 2002; West, B. T., Welch, & Galecki, 2007）。邇來，隨著電腦套裝軟體 程式的進步與操作上的便利性，多層次分析已引起教育及管理等學門先進的興趣，以多層次 模型分析技術探討環境與個人因素對依變項的影響日益受到重視（林鉦棽、彭台光，2006； 侯雅齡，2011；張郁雯，2008；陳玉樹、胡夢鯨，2008；陳玉樹、莊閔喬，2010；溫福星、邱 皓政，2009），這些研究所提供的資訊與貢獻遠超過單獨探討個人層次或聚合層次的過去研 究。惟在教育心理領域中，除了巫博瀚等（2011）的研究外，迄今尚無其他研究同時考量學校 環境脈絡與個人變項對學習情緒之影響。為避免過去學習情緒研究在方法論上的限制，並避 免研究結果受到違反獨立性的多階層結構資料的混淆，造成錯誤的因果解釋，因此本研究採 用多層次模型（multilevel models）分析個人層次變項、脈絡變項（context variable）對學習情 緒的影響，並探討跨層次交互作用效果，亦即釐清個人層次解釋變項對學習情緒的影響是如 何受到脈絡變項所調節。

此外，過去多數的調查研究多為區域性的小樣本研究，樣本選擇的機率未知且非隨機樣 本。且樣本架構與研究所聲稱的母體常不一致，這些常見的限制使得研究所獲得結果在類化 與推論能力上受到嚴格的限制，亦對參數估計的精確性造成危害。由於 PISA 2006（The Programme for International Student Assessment, PISA）有嚴謹的樣本架構，資料品質無虞且所 抽取的樣本能更全面地代表母體。因此，本研究採用 PISA 2006 具多層次結構的實證資料，並 以多層次模型處理組內同質與組間異質的問題，不僅確保了估計參數的準確性，更保障了模

126 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 型估計參數在統計推論上的效力。 綜合前述研究動機與文獻探討，本研究旨在探討個人因素（性別、自我效能、工作價值、 科學素養）與脈絡變項（學校平均科學素養、學校平均工作價值、團體效能）對學習情緒之 影響，並檢視脈絡變項的脈絡效果及其對個體層次解釋變項的調節效果。具體言之，所要探 討的研究問題如下： （一）性別、自我效能、工作價值、科學素養對學習情緒有何影響？ （二）脈絡變項（學校平均科學素養、學校平均工作價值及團體效能）對於學生的學習 情緒有何影響？ （三）個體層次解釋變項（性別、自我效能、工作價值、科學素養）對於學習情緒的影 響是否會受到脈絡變項（學校平均科學素養、學校平均工作價值、團體效能）所調節？

貳、研究方法

一、資料來源

本研究係採用 PISA 國際評量計畫 2006 年之問卷與臺灣調查資料。PISA 係由經濟合作暨 發展組織（Organisation for Economic Co-operation and Development, OECD）所主辦的一項國際 性學生評量與比較，為國際上極為重要的跨國成就評鑑調查。由於該資料庫資料信實可靠， 無論就試題研擬、抽樣設計及資料蒐集與檢誤等過程均相當嚴謹，且實證資料蒐集自具代表 性的全國性樣本，得以對母體參數作有效的推論，因此本研究採用 PISA 2006 的調查資料進行 分析。本研究的母群為臺灣 15 歲的青少年，PISA 評量中心從獲選學校中每校各抽取 40 名來 自不同班級的學生。以學制區分共抽出 8,815 位學生，依性別為女生 4,193 人、男生 4,622 人。 刪除遺漏值後，有效樣本共計 8,678 人，其中女生 4,134 人、男生 4,544 人，參與調查的學校 計有 236 校。由於資料蒐集範圍包含個人與學校等多層次結構，因此可據以探討學校脈絡因 素對學生的學習情緒所造成的影響及其調節效果。

二、變項測量與構念效度檢驗

（一）個人層次變項

本研究有五個個體層次變項，分別為性別（女生編碼為 0、男生為 1）、科學素養、自我 效能、工作價值及學習情緒。除性別與科學素養外，本研究針對自我效能、工作價值及學習 情緒的測量題目之構念效度與內部一致性信度進行檢驗。探索性因素分析以主軸因素法 （principal axis factoring）為因素的萃取方法，依據 Kaiser 的弱下限法（weakest lower bound） 以特徵值 1 為共同因素的萃取標準。在潛在因素結構確立後，接下來透過驗證性因素分析 （confirmatory factor analysis, CFA）進行因素結構的驗證，以確保本研究的變項具有良好的構

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 127 念效度。另就各變項的計分方式而論，因同一構念下的各個題目對於抽取該構念的貢獻或權 重不同，因此傳統上將各題累加後求平均數（即視各題等權重），並以平均數作為該構念的分 數似有未宜之處。是以本研究在進行因素分析時，一併估計各構念的因素分數（factor score）， 作為嗣後模型估計的資料。有關各構念之測量、計分方式及分析結果分別說明如下。

1.科學素養

PISA科學素養評量的試題在編擬上係採取素養（literacy）的觀點設計，測驗的目的不是 在評估學生記憶了多少科學知識，而是採用大量情境化與生活化的開放式問答題，旨在鑑別 15 歲青少年應用科學知識與分析問題的能力，以瞭解學生參與社會活動之能力（林煥祥、劉 聖忠、林素微、李暉，2008；OECD, 2006, 2009）。科學素養評量包含了物理、化學、生物及 地球科學等學科，試題則包含了形成科學議題（identify science issues）、解釋科學現象（explain phenomena scientifically）及科學舉證（use scientific evidences）等三大類（OECD, 2009）。測 驗題目的形式則包含是非題、選擇題、簡答題及開放式問答題。儘管科學試題共有七個群組 （cluster），但因每名受測學生均接受相同的能力評量（林煥祥等，2008），因此個人分數得以 進行比較。

2.自我效能

自我效能是指個人在某一特定情境或領域中，對自己能力是否具備完成特定任務的主觀 評估，亦即個體對自己能力與表現的自我評估（Bandura, 1997, 2001b）。在測量上，本研究自 PISA 2006問卷中選取「對我而言，學習高等的自然科學課題很容易」、「我經常能在自然科學 課題的考試中有好的應答」、「我很快便學會了自然科學課題」、「對我而言，自然科學課題是 簡單的」、「上自然科學課時，我能充分瞭解所教的概念」及「我很容易瞭解自然科學的新 觀念」等 6 題。測量尺度上係採 Likert 四點量表，經反向計分再進行探索性因素分析，1_可抽 取一個共同因素，該因素可解釋的全體變異量高達 70.36%，各題目的因素負荷量則介於 .80 至 .89 之間。驗證性因素分析方面，各題目之因素負荷量亦介於 .80 與 .89 之間，就適配度 指標而論，GFI、NFI 和 IFI 均為 .98、AGFI 為 .89、NNFI 為 .97、RMSEA 為 0.13、SRMR 為 0.028，可知自我效能的測量模型不僅有良好的內在品質，也有良好的模型適配度。在信度 分析上，內部一致性係數 Cronbach’s α 為 .93。

3.工作價值

工作價值係指個體對於其所學學科或任務的興趣、有用性及重要性的價值評估（Eccles & Wigfield, 2002; Pintrich & Schunk, 2002; Wigfield, 1994）。從 PISA 2006 問卷中選取 6 題符合定

1 _{本研究從 PISA 2006 的學生問卷中挑選 16 個題目用來測量自我效能、工作價值及學習情緒等構念，由於前}

揭 16 個題目在反應選項上 1 代表非常同意、2 代表同意、3 代表不同意、4 代表非常不同意，為利後續統 計分析與解釋，因此予以反向計分。

128 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 義者予以分析，包含了「努力學習自然科學學科是值得的，因為這對我以後想要從事的工作 有幫助」、「我在學校所學的自然科學學科是很重要的，因為我以後想要修讀的課程需要這些 知識」、「我學習自然科學，因為我知道這對我很有助益」、「對我而言，學習我的自然科學學 科是很值得的，因為我的所學將會對我的前途有幫助」、「我將會在我的自然科學學科學到許 多對我未來就業很有幫助的東西」和「我對學習科學感到興趣」等題目，前揭題目均採 Likert 四點量表方式測量。反向計分後經探索性因素分析可以抽取出一個共同因素，並可解釋全體 的變異量達 63.26%，各題目的因素負荷量則介於 .53 與 .88 之間。其次，在驗證性因素分析 方面，各題目之因素負荷量介於 .52 與 .88 之間，就適配度指標而論，GFI 與 IFI 均為 .99、 AGFI為 .96、NFI 為 .99、NNFI 為 .98、RMSEA 為 0.079、SRMR 為 0.018，顯示在測量模 型上不僅有良好的內在品質，也有良好的模型適配度。最後，內部一致性係數 Cronbach’s α 為 .90。

4.學習情緒

學習情緒是指學生從事學習活動時所產生的情緒（Pekrun, 2000, 2006; Pekrun et al., 2005）。本研究以科學學習為特定領域，從 PISA 2006 問卷中挑選「當我學習科學課題時，我 通常感到開心」、「我喜歡閱讀科學方面的書籍」及「我樂意作科學的習題」、「我喜愛獲得科 學的新知識」等 4 題作為測量指標。上述題目均採 Likert 四點量表方式計分，經反向計分後進 行探索性因素分析，結果顯示可以抽出一個共同因素，該因素可解釋總變異量 63.08%，因素 負荷量則介於 .75 與 .84 之間。其次，在驗證性因素分析方面，各題目之因素負荷量介於 .76 與 .84 之間，就適配度指標而論，GFI、NFI 和 IFI 均為 .99、AGFI 為 .94、NNFI 為 .97、RMSEA 為 0.11、SRMR 為 0.019，顯示在測量模型上不僅有良好的內在品質，也有良好的模型適配度。 最後，內部一致性係數 Cronbach’s α 為 .87。

5.自我效能、工作價值及學習情緒之區辨效度

為確認自我效能、工作價值和學習情緒等變項的區辨效度（discriminant validity）是否良 好，本研究以多因素驗證性因素分析模式進行分析。結果顯示，各題目之因素負荷量介於 .57 與 .89 之間，就適配度指標而言，CFI、IFI 及 NFI 均為 .96、NNFI 為 .95，GFI 為 .89、AGFI 為 .85、RMSEA 為 0.053、SRMR 為 0.087，顯示三因子的測量模型具有不錯的適配度。自我 效能、工作價值及學習情緒的成分信度分別為 .93、 .91 及 .87；平均變異抽取量分別 為 .71、 .64 及 .63。李茂能（2009）及 Fornell 與 Larcker（1981）指出，當構念內的平均變 異抽取量（average variance extracted, AVE）大於各構念間的決定係數（即各構念間的相關係 數平方）時，亦即各構念所抽取的變異量大於構念間共享的變異量時，則顯示各構念間具有 區辨效度。由表 1 的分析結果可知，自我效能、工作價值及學習情緒的 AVE 值均大於各構念 間的相關係數平方，可知三個構念間具有區辨效度。

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 129 表 1 各構念的平均變異抽取量、構念間的相關矩陣 變項 自我效能 工作價值 學習情緒 自我效能 .71 工作價值 .65 .64 學習情緒 .64 .57 .63 註：1.對角線為各個構念的平均變異抽取量，亦即構念內部的相關 2.對角線外的值為各構念間的相關係數

（二）學校層次變項

本研究的脈絡變項包含學校平均科學素養、學校平均工作價值及團體效能。在測量上是 分別將同屬於一個學校的學生的科學素養、工作價值和自我效能的分數，藉由組內聚合 （aggregate）程序產生相同測量內涵的聚合脈絡變數（aggregated context variables），亦即將個 別學生的分數依其所屬學校層次（第二階層分析單位）予以加總，以求得一個加總平均數 （aggregated means）。首先，就學校平均科學素養的測量而論，係將個別學生的科學素養藉由 組內聚合成學校平均科學素養，亦即將同一個學校的學生在科學素養的數值予以加總平均， 得分愈高的學校代表該校的科學素養愈高。其次，就學校平均工作價值而論，由於學校無法 如個人一樣填寫問卷，因此一所學校內的學生對於科學學習所共同形塑的工作價值，在測量 上需透過組內聚合程序將同一個學校內的學生的工作價值求取平均數，並以平均數代表該校 的學校平均工作價值，得分愈高者，表示該校學生對於科學學習的價值認同愈高。最後，就 團體效能而論，團體效能係指團體成員對其所屬團體能力之判斷，是一種團體的共享信念 （Bandura, 1997, 2000）。本研究的團體效能在測量上是依據 Baker（2001）與 Bandura（2000） 的觀點，採取聚集取向方式將同一學校的學生的自我效能評估予以加總平均，亦即透過聚集 或加總個別學生的自我效能信念以表現集體效能（Baker, 2001; Bandura, 2000），得分愈高者代 表團體效能愈高。最後，為檢視脈絡變項是否具備組內一致性，本研究依據 James、Demaree 及 Wolf（1993）的建議，計算

r

wg_{以反映組內評估者一致性（within-group interrater reliability）。} 經計算顯示，本研究學校團體效能的

r

wg_{指標值為 .874，另學校平均工作價值的}

r

wg_指標值 為 .873，顯示同一個學校內的學生的評估趨同程度高，並且說明組內聚合的可行性。

三、模型設定

本研究所要分析的多層次模型包含兩個階層，第一階層是以個人為分析單位，探討個體 層次解釋變項（性別、自我效能、工作價值及科學素養）對學習情緒的影響。第二階層則以 學校為單位，探討聚合脈絡變數（學校平均科學素養、學校平均工作價值、團體效能）的脈 絡效果與調節效果。由於探討環境脈絡變項如何調節（moderational）個體層次變項對學習情 緒的影響為本研究的重要目的，因此本文依據 Enders 與 Tofighi（2007）、Hofmann 與 Gavin

130 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 （1998）等人的建議，將第一階層中的自我效能、工作價值及科學素養以學校平均數進行組 平減（group mean centering）。此外，有關多層次模型之建構程序，本研究參酌多位學者的看 法（Hox, 2010; Singer, 1998; West, B. T. et al., 2007），逐次檢驗影響學習情緒的個體與學校層次 變項，及其中的跨層次交互作用效果，透過一系列的模型比較以確立最終模型。有關模型設 定與步驟分述如下：

（一）模型一：無條件平均數模型

在進行多層次模型分析前，應先檢視第二階層的分析單位在依變項上的變異是否具有組 間異質性，俾利選擇適當的統計分析策略進行分析（Kreft & Leeuw, 1998; Raudenbush & Bryk, 2002; Singer, 1998; Singer & Willett, 2003）。因此，本研究第一步先針對無條件平均數模型 （unconditional means model）進行分析，評估組內變異（within-group variability）與組間變異 （between-group variability）的情形，當分析資料具有組內相關時，則巢狀的資料結構所帶來 的影響必須納入估計（Kreft & Leeuw, 1998; Luke, 2004）。

無條件平均數模型無論就第一階層或第二階層都未納入任何解釋變項，其目的是對學習 情緒的變異數進行拆解，並針對第二階層分析單位內的個體相依程度進行估計。估計結果亦 可作為嗣後比較參照之用。個人層次與總體層次模型設定如 1-1 與 1-2 式。由 1-1 式可知，學 生的學習情緒分數係以其所屬學校的學習情緒平均數與一個隨機誤差項rij的函數關係表示 之，下標 i、j 分別代表不同學生與學校。 0 Υ =_ij β _j+r_ij （1-1） 0j 00 u0j β =γ + （1-2） ij Y 是指第 j 個學校中第 i 個學生的學習情緒分數；β0 j代表第 j 個學校的學習情緒平均數； ij r 則是隨機變數，為個人效果，亦即第 j 個學校中第 i 個學生與其所屬學校學習情緒平均數的 離均差。γ00為 236 所學校的學習情緒總平均數（grand mean）；u0 j為隨機誤差，代表各學校 的學習情緒平均數與總平均數的離均差。

（二）模型二：平均數為結果的迴歸模型

當無條件平均數模型顯示各校的學習情緒平均數存在著顯著的異質性（between-group heterogeneity）時，此時則需要探討哪些第二階層的學校脈絡變項可以解釋各校在學習情緒平 均數上的差異。依據前述文獻探討，本研究在模型二的第二階層納入學校平均科學素養、學 校平均工作價值和團體效能等三個脈絡變項（詳如 2-1 式），至於個體層次模型仍未納入任何 解釋變項（詳如 2-2 式），Yij、β0 j、rij及γ00等估計參數的意義與模型一相同，因此不再贅述。 2-2 式中γ 係指在考量學校平均工作價值與團體效能的條件下，學校平均科學素養對學習情₀₁ 緒之影響；γ02代表在考量學校平均科學素養與團體效能的條件下，學校平均工作價值對學習

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 131 情緒之影響；γ03表示在考量學校平均科學素養與學校平均工作價值的條件下，團體效能對學 習情緒之影響；u0 j則是指本研究三個脈絡變項無法預測β0 j的殘差，當殘差項的變異數達顯 著水準時，則表示 2-2 式還可以納入其他第二階層解釋變項。 0 Υ =ij β j+rij （2-1） 0j= 00+ 01 j+ 02 j+ 03 j+u0j β γ γ 學校平均科學素養 γ 學校平均工作價值 γ 團體效能 （2-2）

（三）模型三：納入個體層次解釋變項，惟將斜率視為固定係數

模型三以前揭模型二為基礎，在個體層次模型中納入性別、自我效能、工作價值及科學 素養等四個解釋變項（見 3-1 式），據以解釋同一學校內學生在學習情緒上的個別差異（即組 內變異）。值得注意的是，模型三將所有第一階層解釋變數的效果視為固定效果（詳如 3-3 至 3-6 式），亦即四個解釋變項對學習情緒的影響不會隨著學校的不同而有所變化，換言之，即 假定 236 所學校的個人層次解釋變項對依變項Yij的影響關係是一致的。3-3 式之γ10是指在考 量其他個體與學校層次變項的條件下，性別對學習情緒的平均迴歸斜率；3-4、3-5、3-6 式之 20 γ 、γ30和γ40則是指在考量其他個體與學校層次變項的條件下，自我效能、工作價值及科學 素養分別對學習情緒的平均迴歸斜率。 0 1 2 3 Υ =ij β j+β j性別ij +β j自我效能ij +β j工作價值ij +β４j科學素養ij+rij （3-1） 0j= 00+ 01 j+ 02 j+ 03 j+u0j β γ γ 學校平均科學素養 γ 學校平均工作價值 γ 團體效能 （3-2） 1j= 10 β γ （3-3） 2j = 20 β γ （3-4） 3j = 30 β γ （3-5） 4j = 40 β γ （3-6）

（四）模式四：隨機截距與斜率模型

模型四旨在檢驗模型三中納入的個體層次解釋變項的斜率是否為隨機係數，亦即探討性 別、自我效能、工作價值及科學素養對學習情緒的影響是否隨學校的不同而變化。由 4-3 至 4-6式可知，第一階層各解釋變項的效果為一常數項加上隨機效果項（如u 、_{1 j} u 、_{2 j} u 及_{3 j} u ），_{4 j} 會隨著學校的不同而有所變化。當隨機效果的非條件變異數（τ11、τ22、τ33及τ44）未達顯著 時，則表示其所對應的個體層次解釋變項的效果為固定效果。當第一階層的斜率為隨機效果 時，嗣後則需要在第二階層模型中納入脈絡變項以解釋其變異。由此可知，模型四的分析結 果將有助於最終模型參數之設定。 0 1 2 3 Υ =ij β j+β j性別ij +β j自我效能ij +β j工作價值ij +β４j科學素養ij+rij （4-1） 0j= 00+ 01 j+ 02 j+ 03 j+u0j β γ γ 學校平均科學素養 γ 學校平均工作價值 γ 團體效能 （4-2）

132 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 1j= 10+u1j β γ （4-3） 2j = 20+u2j β γ （4-4） 3j = 30+u3j β γ （4-5） 4j = 40+u4j β γ （4-6）

（五）模型五：截距與斜率為結果的迴歸模型

當模型四的研究結果顯示，個體層次解釋變項具有隨機效果，亦即個人層次變項的斜率 會隨著學校的不同而變化時，此時便有需要在相對應的第二階層模型中納入解釋變項，進行 跨層級交互作用（cross-level interactions）檢驗，據以探討脈絡變項對個人層次解釋變項的調 節效果。由於模型五是否有估計的必要，以及模型五的模式設定均須視模型四的結果而定， 因此模型五的估計模型留待研究結果乙節予以說明。

四、資料分析與處理

本研究旨在探討學生個人因素與所處學校脈絡對學習情緒有何影響，並探討脈絡變項的 調節效果。由於本研究所要分析的資料涉及個人與學校兩個層次，為一多層次結構資料，因 學生的個人資料係巢套於（nested within）學校之中，將使得資料間具有某種程度的相似性， 是以本研究採用 SAS 9.2 的混合模型分析模組（SAS Proc Mixed）進行多層次模型分析與殘差 常態性診斷（SAS, 2009）。由於各模型在固定效果的設定不同，因此在進行模型競爭比較時， 需使用 ML（maximum likelihood）估計法所得的離異數統計量（deviance statistic）進行比較 （Luke, 2004）。另因 REML（restricted maximum likelihood）在估計隨機效果時，能同時考量 固定效果的自由度，因此在隨機效果的估計上比使用 ML 估計法時有較小的偏誤（Luke, 2004; Raudenbush & Bryk, 2002; West, B. T. et al., 2007）。因此，本研究經模型競爭獲得最終（最適 配）模型後，則使用 REML 估計法重新估計參數解。另使用 SPSS 15.0 統計套裝軟體針對各 變項的信度與效度進行分析。在驗證性因素分析部分，係採用 Jöreskog 與 Sörbom 所發展的 LISREL 8.52版統計套裝軟體進行整體模型的考驗。

五、混合模型的假設條件診斷

為獲得正確的標準誤與估計參數，並避免異常觀測值產生扭曲的分析結果，因此研究者 進行混合模型分析假設條件診斷。常態機率圖顯示個體層次與學校層次的殘差並未明顯偏離 直線，顯示殘差分布符合常態分配。其次，從解釋變項與殘差項所構成的殘差圖可知，殘差 變異在各解釋變項上的分布大抵以均等的比例分布，顯示本研究的分析資料符合變異數同質 性假定。

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 133

參、研究結果

一、描述性統計分析

本研究各變項的平均數、標準差、偏態及峰度等描述性統計分析如表 2 所示，各變項的 資料大致符合常態分配。個人層次變項之相關分析如表 2 所示，整體而言，各變項間的關聯 強度與方向性均符合理論與研究者預期。另就兩性在學習情緒的分布情形而論，男生的學習 情緒平均數（M＝2.89, SD＝0.64）比女生（M＝2.58, SD＝0.62）高，且資料的離散程度稍大。 表 2 個人與學校層次變項之描述性統計與相關係數 變項間之相關係數 變項 最小值 最大值 平均數 標準差 性別 1 2 3 5 6 1. 自我效能 1 4 2.29 .66 .26* 1 2. 工作價值 1 4 2.89 .63 .24* .58* 1 3. 科學素養 220.29 768.58 544.30 88.23 .04* .17* .21* 1 4. 學習情緒 1 4 2.74 .65 .24* .58* .66* .29* 5. 學校平均科學 素養 380.72 688.57 544.30 64.54 .00 1 6. 學校平均工作 價值 2.42 3.27 2.89 .16 .16* .51* 1 7. 團體效能 1.79 2.83 2.29 .17 .14* .34* .68* 註：本表所列數據係由原始分數進行分析所得 *p ＜ .05.

二、多層次模型分析結果與模型競爭比較

（一）模型一：無條件平均數模型

無條件平均數模型之結果顯示，u 的變異數估計值經考驗後達顯著水準（Var(0j u )＝0.834, 0 j SE＝0.013, p ＜ .05），顯示各校學生的學習情緒平均數是不同的。由組內變異數與組間變異 數經計算可得組內相關係數（ICC）為 5%[0.044/(0.044＋0.834)]，顯示學生在學習情緒上的差 異約有 5%的變異是由校際間的差異所造成的。由於組內相關會使得模型估計時產生較大的型 I錯誤（Raudenbush & Bryk, 2002; Singer, 1998），顯示本研究所採用的實證資料需要以多層次 模型進行分析。

134 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟

（二）模型二：平均數為結果的迴歸模型

模 型 一 結 果 顯 示 各 校 在 學 習 情 緒 的 平 均 數 上 具 有 組 間 異 質 性 （ between-group heterogeneity）（τ₀₀顯著地異於 0），為釐清造成學習情緒在校際間差異的原因，因此本研究在 模型二的第二階層中納入三個脈絡變項（學校平均科學素養、學校平均工作價值、團體效能）。 首先，就脈絡變項的固定效果而論，在考量學校平均工作價值與團體效能的條件下，學校平 均科學素養對學習情緒平均值具有正向的預測效果（γ01＝0.115, SE＝0.015, p ＜ .05）。另在 考量學校平均科學素養與團體效能的條件下，學校平均工作價值能正向預測學校的學習情緒 平均數（γ02＝0.521, SE＝0.060, p ＜ .05）。此外，在考量學校平均科學素養與學校平均工作 價值的條件下，學校的團體效能與學習情緒平均數之間具有顯著的正向預測效果（γ03＝0.268, SE＝0.053, p ＜ .05）。由此可知，學校平均科學素養、學校平均工作價值及團體效能對於學 習情緒具有正向的預測效果。 其次，就共變數參數估計而言，殘差項u0 j的條件變異數估計值達顯著水準（τ00＝0.830, SE ＝0.01, p ＜ .05），顯示各校的學習情緒平均數仍存有尚未獲得解釋的顯著差異。最後，就模 型的適配度而論，模型一與模型二的-2LL 統計量分別為 23,304.7 與 22,998.7，卡方差異量為 306，自由度為 2，經 SAS Probchi 函數計算可得 p 值為 0，達顯著水準。另相較於模型一，AIC 與 BIC 等適配度指標的估計值均減少（詳如表 3），顯示當學校層次脈絡變項納入模型後，可 以有效改善模型適配度。

（三）模型三：納入個體層次解釋變項，惟將斜率視為固定係數

結果顯示，性別、自我效能、工作價值及科學素養對學習情緒有顯著的影響。首先，就 性別差異來說，在考量自我效能、工作價值、科學素養及三個脈絡變項的影響下，男生在學 習科學時的學習情緒平均數比女生高 0.127（γ10＝0.127, SE＝0.016, p ＜.05），達顯著水準， 顯示臺灣 15 歲青少年在學習科學時的學習情緒有性別差異存在。其次，在考量其他個體與學 校層次變項的條件下，自我效能（γ20＝0.332, SE＝0.009, p ＜.05）、工作價值（γ30＝0.342, SE ＝0.009, p ＜ .05）及科學素養（γ ＝0.179, SE＝0.011, p ＜.05）對學習情緒皆具有顯著的正40 向效果。綜上，性別、自我效能、工作價值及科學素養可有效解釋個體在學習科學時的學習 情緒感受。惟在模型三中，個體層次變項對學習情緒的影響為一固定效果，亦即在不同的學 校中，個體層次變項對學習情緒的影響是一致的。 其次，就脈絡變項的效果而論，在考量其餘兩個脈絡變項與個人層次變項後，學校平均 科學素養（γ01＝0.122, SE＝0.013, p ＜ .05）、學校平均工作價值（γ02＝0.486, SE＝0.051, p ＜ .05）及團體效能（γ ＝0.246, SE＝0.045, p ＜ .05）對於學校的學習情緒平均數具有顯著03 的正向預測效果。 最後，就模型比較而論（表 3），模型二與模型三的-2LL 的差異量為 4985.3，自由度為 3，

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 135 表 3 多層次模型分析結果摘要 模型 模型一 模型二 模型三 模型四 模型五 固定效果參數 00 γ _（0.017）-0.000- _（0.010）-0.000- _（0.012）-0.066* _（0.012） -0.067* _（0.012） -0.066* 性別（γ10） --0.127* （0.016） --0.127* （0.016） 0.127* （0.016） 自我效能（γ20） --0.332* （0.009） --0.334* （0.010） -0.336* （0.010） 工作價值（γ30） --0.342* （0.009） --0.341* （0.010） -0.340* （0.009） 科學素養（γ40） _（0.011）0.179* --0.178* （0.012） -0.177* （0.011） 學校平均科學素養（γ01） -0.115* （0.015） --0.122* （0.013） --0.121* （0.013） 0.122* （0.013） 學校平均工作價值（γ ） 02 -0.521* （0.060） --0.486* （0.051） --0.489* （0.051） --0.486* （0.051） 團體效能（γ ） 03 --0.268* （0.053） --0.246* （0.045） --0.247* （0.045） -0.246* （0.045） 學校平均科學素養×自我效能（γ ） 21 -0.036* （0.013） 學校平均工作價值×自我效能（γ ）22 --0.001* （0.053） 團體效能×自我效能（γ ） 23 _（0.046） -0.106* 隨機效果參數（變異數成分） 0 j u _（0.006）-0.044* _（0.002）-0.004* 0.003* （0.002） --0.004* （0.002） 1 j u _（0.003） -0.003 2 j u - \ 0.004* （0.002） --0.003* （0.002） 3 j u _（0.002） 0.002 4 j u _（0.003） 0.004 ij r --0.834* （0.013） -0.830* （0.013） --0.463* （0.007） 0.455* （0.007） 0.460* （0.007） 模型適配指標 -2LL 23,304.7 22,998.7 18,013.4 17,998.4 17,992.3 AIC 23,310.7 23,008.7 18,033.4 18,026.4 18,020.3 BIC 23,321.1 23,026.0 18,068.0 18,074.9 18,068.7 註： 參數估計值後附括弧（）內的數值為估計標準誤。上開數據皆取小數點後三位四捨五入之值。 另模型五的 REML 估計值中，除了γ10為 0.126 與 ML 估計解不同外，其餘固定效果參數與隨 機效果參數估計值均與 ML 估計值相同，為降低讀者閱讀上的負擔，表 3 則不再贅述 REML 估計解，僅呈現 ML 估計值 *p ＜ .05.

136 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 p 值為 0，達顯著水準。此外，相較於模型二，AIC 與 BIC 等三個適配度指標的估計值都明顯 的降低許多。顯示將個體層次解釋變項納入模型後，將能顯著地大幅改善模型適配度。

（四）模型四：隨機截距與斜率模型

在模型四中，個體層次的斜率被設定為隨機效果，目的是在探討本研究所納入的四個個 體層次解釋變項對於學習情緒的影響，是否會隨著學校的不同而隨之變化。分析結果顯示（詳 如表 3），個體層次解釋變項（性別、自我效能、工作價值及科學素養）與脈絡變項（學校平 均科學素養、學校平均工作價值、團體效能）對學習情緒的固定效果與模型三相同。其次就 隨機效果而論，性別、工作價值及科學素養之斜率變異數的估計值均未達顯著水準，顯示前 述三個變項對學習情緒的影響為一固定常數，並不會隨著學校的不同而產生變化。另值得注 意的是，自我效能對學習情緒之斜率變異數估計值達 .01 顯著水準，顯示自我效能對學習情 緒的影響會隨著學校的不同而有所變化。是以，本研究在模型五將納入解釋變項，以釐清是 什麼樣的脈絡變項調節了自我效能對學習情緒的影響。 經模型競爭比較可知，模型四與模型三的卡方差異量為 15，自由度為 4，p 值為 .00，達 顯著水準，顯示將個體層次的斜率設定為隨機係數時，將能顯著地改善模型適配度。

（五）模型五：截距與斜率為結果的迴歸模型

模型五除了探討個體層次與學校層次變項的主效果外，更重要的目的是在探討學校層次 的脈絡變項（學校平均科學素養、學校平均工作價值、團體效能）如何調節個體的自我效能 對學習情緒的效果。第一與第二階層模式如 5-1 至 5-6 式所示，另跨層次的混合模型詳如 5-7 式所示。 0 1 2 3 Υ =ij β j+β j性別ij +β j自我效能ij +β j工作價值ij +β４j科學素養ij+rij （5-1） 0j= 00+ 01 j+ 02 j+ 03 j+u0j β γ γ 學校平均科學素養 γ 學校平均工作價值 γ 團體效能 （5-2） 1j= 10 β γ （5-3） 2j = 20+ 21 j+ 22 j+ 23 j+u2j β γ γ 學校平均科學素養 γ 學校平均工作價值 γ 團體效能 （5-4） 3j = 30 β γ （5-5） 4j = 40 β γ （5-6） 00 01 02 03 10 [ Υ =ij γ +γ 學校平均科學素養j+γ 學校平均工作價值j+γ 團體效能j+γ ij +γ20自我效能ij+γ21學校平均科學素養 自我效能j× ij+γ22學校平均工作價值j ×自我效能ij +γ23團體效能 自我效能j× ij +γ30工作價值ij+γ４0科學素養ij] 0 2 [ ] +u j+u j自我效能ij+rij （5-7） 首先，就個人層次解釋變項（性別、自我效能、工作價值及科學素養）的主要效果而論，

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 137 研究結果顯示，在考量其餘三個個人層次變項與三個學校層次變項後，男生的學習情緒平均 數比女生高 0.126（γ10＝0.126, SE＝0.016, p ＜ .05），達顯著水準，顯示兩性在學習科學時所 體驗到的學習情緒是有差異的。另在考量其餘變項的條件下，自我效能（γ20＝0.336, SE＝0.010, p ＜ .05）、工作價值（γ30＝0.340, SE＝0.009, p ＜ .05）及科學素養（γ40＝0.177, SE＝0.011, p ＜ .05）對學習情緒皆具有顯著的正向效果。綜上，性別、自我效能、工作價值及科學素養 均可有效解釋個體間在學習情緒上的變異。 其次，就學校層次脈絡變項的主要效果而論，在考量其他個體與學校層次變項的 條件 下，學校平均科學素養（γ01＝0.122, SE＝0.013, p ＜ .05）、學校平均工作價值（γ02＝0.486, SE＝0.052, p ＜ .05）及團體效能（γ03＝0.246, SE＝0.045, p ＜ .05）對於學校的學習情緒平 均數具有顯著的正向預測效果。換言之，當學生處於一個高平均科學素養的學校、或是高平 均工作價值及團體效能的學校時，將會有較高的學習情緒分數，可知科學素養、工作價值及 團體效能較高的學校是正向學習情緒的促進因子。 此外，就跨層交互作用的效果而論，學校平均科學素養與自我效能的交互作用項達顯著 水準，為一正向的效果（γ21＝0.036, SE＝0.013, p ＜ .05），顯示出平均科學素養較高的學校 的斜率高於平均科學素養較低的學校。學校平均工作價值與自我效能的交互作用項未達顯著 水準（γ22＝-0.001, SE＝0.053, p＝.99），顯示學校平均工作價值並未與自我效能的斜率產生跨 層次交互作用。另團體效能與自我效能的交互作用項達顯著水準，為一負向的效果（γ23＝ -0.106, SE＝0.046, p ＜ .05），顯示在團體效能較高的學校，自我效能的斜率低於團體效能低 的學校。綜上，自我效能對學習情緒的影響會隨著學校的平均科學素養與團體效能的不同而 變化。 最後，相較於模型一，模型五在考量個體與學校層次的主效果與跨層級交互作用效果後， 結果顯示變異數削減比例（proportion reduction in variance）為 0.45。由此可知，臺灣 15 歲青 少年在進行科學學習上學習情緒的差異，有 45%的變異可以被本研究所納入的解釋變項所解 釋。

（六）小結

模型競爭比較發現，模型五的適配度最佳，另因模型四的隨機效果u1 j達顯著水準，且模 型五結果顯示個體層次自我效能的迴歸斜率會受到脈絡變項所調節，因此本研究模型五作為 最終模型，並以模型五的估計結果進行討論與提出相關建議。

肆、討論與建議

由於學習情緒具有情境依賴的本質，因此在不同的學習脈絡（learning context）下會衍生 不同的學習情緒（Goetz, Zirngibl, Pekrun, & Hall, 2003; Govaerts & Grgoire, 2008）。儘管如此，

138 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 綜觀國內外研究發現，關於學校環境脈絡對學生學習情緒之影響研究實屬鳳毛麟角，更遑論 探討脈絡變項對學習情緒的脈絡效果與調節效果。鑑於過去研究從未嘗釐清學校平均科學素 養、學校平均工作價值及團體效能等學校脈絡變項對學習情緒之影響，且有關性別、自我效 能及工作價值對學習情緒的影響是否會受到前揭脈絡變項所調節，迄今仍一無所悉。因此， 本研究採用 PISA 2006 所提供的多層次結構資料，並採用多層次模式進行分析，藉以釐清學校 層次脈絡變項與個人層次解釋變項對科學學習情緒之影響。 研究結果顯示，性別、自我效能及工作價值能有效解釋學生在學習情緒上的變異，同時 我們也發現在不同的學校顯示出不同程度的學習情緒經驗，且其變異能被本研究的脈絡變項 有效的解釋。此外，學校平均科學素養與團體效能亦能與自我效能產生跨層級交互作用，並 對學生的學習情緒經驗產生調節效果。最後，本研究所納入的學校層次與個體層次的解釋變 項能解釋個體在學習情緒上 45%的變異。綜上，本研究的發現不僅在學習情緒理論建構上具 有特殊的貢獻，亦具有實務應用上的價值。

一、討論

研究結果發現，臺灣 15 歲青少年在學習科學時，所體驗到的學習情緒有性別差異存在， 且男生的學習情緒顯著高於女生。過去在科學學習領域中，尚無探討兩性在正向學習情緒上 的差異研究，因此，本研究為兩性在學習情緒上的差異現象提供了實證基礎。然而，造成兩 性在科學學習有不同的學習情緒經驗，究竟是受到不同的性別期待？不同的對待？教師自我 實現的預言？傳統的性別化科目選擇導致女生在科學領域的邊緣化？抑或是其他不易察覺到 的微妙方式或機制造成了兩性的差異？此一議題仍有待後續研究進一步的釐清與檢視。 其次，本研究發現自我效能、工作價值及科學素養對於學習情緒皆有顯著的正向影響， 亦即當學生對科學的自我效能與工作價值愈高，抑或科學素養愈佳時，則會經驗到愈正向的 學習情緒，可知個體的自我效能、工作價值和科學素養為學習情緒的促進因子。「學習情緒的 控制價值理論」假設學生對於所學學科的主觀控制與主觀價值的認知評估，能直接對其學習 情緒產生影響（Goetz, Frenzel et al., 2006; Pekrun, 2006）。由於學生的自我效能與科學素養可謂 為自身對科學學習的控制能力與程度，而工作價值則為個體對科學學科的主觀價值評估，是 以從本研究的結果可知，控制價值理論的假設與主張獲得實證資料的支持。此外，有關科學 素養與學習情緒間的顯著關聯，與過去其他學科的成就表現與學習情緒之關係研究結果一致 （Goetz et al., 2008; Pekrun et al., 2009）。由於自我效能、工作價值及科學素養都可以透過教學 介入、學習輔導或策略訓練等方式予以提升，因此，本研究的發現更能扮演積極適應或預防 的處方性功效，是以，饒富當代教育心理學積極介入與實務應用的意涵。

就學校層次的效果來說，本研究發現，學校平均科學素養、學校平均工作價值及團體效 能等脈絡變項對於學生科學學習的學習情緒具有顯著的正向影響關係，細言之，當學生所處

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 139 學校的平均科學素養愈高、學校內同學們覺得學好科學是很有價值的、團體效能愈高時，則 愈有助於提高學生的學習情緒。研究結果顯示，學生的學習情緒無法獨立於社會脈絡（social context）之外，學生所處學校的平均科學素養、平均工作價值及團體效能，對於個人的學習情 緒經驗扮演著重要的角色，顯示學生的學習情緒經驗係學校環境脈絡建構下的產物，教育人 員不可輕忽學習環境對學生的影響。此一結果與控制價值理論主張個體的學習情緒會受到環 境脈絡所影響的觀點是相呼應的，本研究為學習情緒理論提供了實證依據。 值得一提的是，本研究發現，學校平均科學素養與團體效能不僅會直接影響學生的學習 情緒，也會與個人層次的自我效能產生跨層級交互作用。具體言之，學校平均科學素養在自 我效能與學習情緒間具有正向的調節效果，而團體效能對自我效能與學習情緒間有負向的調 節效果。由此可知，當學生處在平均科學素養較高的學校時，則自我效能對學習情緒之間的 關係強度會更高，而這可能與學生知覺到自己處於一個高成就的環境時，無形中所獲得的優 越感會讓自己的效能信念連帶著水漲船高，並產生正向的影響。另團體效能在自我效能與學 習情緒間的關係具有負向的調節效果，是以，當個體處於一個團體效能愈高的學校時，則會 削弱了自我效能與學習情緒之間關係的強度。此一現象或許可以由大魚小塘效應予以解釋 （Marsh & Hau, 2003; Marsh et al., 2000; Marsh et al., 2008），亦即當個體處於一個同儕均對學 好科學都深具信心的學校時（即團體效能很高），則其自我效能在學校的相對地位可能會大幅 滑落，因此愈容易受到魚塘效應的影響而壓抑了個人的自我效能，並削弱自我效能的正面效 果。未來研究有必要針對此一效應進行效度上的交叉驗證與追蹤解釋，並探討個人與環境之 間是否具有持續且動態的交互影響。綜上，從跨層級的交互作用效果可知，如果僅從個人單 一層次的資料對學生的學習情緒經驗進行分析，將會顯得過分化約並造成研究結果的錯誤解 釋，畢竟學生的學習情緒不僅會受到個人與環境因素所影響，亦是個人與學習環境交互作用 下的產物。

二、建議

（一）教育與輔導實務上的建議

1.關注兩性在科學學習情緒的差異及其影響

就臺灣 15 歲青少年在從事科學學習而言，本研究發現男生的學習情緒平均數顯著地高於 女生。因此，對於兩性在科學學習時體驗到不同的情緒經驗一事，教師應予以高度關注。此 外，對於兩性在從事科學學習活動時，教師都應抱持著鼓勵的態度，並給予相同的成就機會， 協助兩性在科學學習上都能享受學習的樂趣。

2.協助學生建立積極適應的自我效能信念

本研究發現，自我效能對學習情緒有顯著的正向影響，因此在課室教學與學習輔導實務 上，教師應協助學生建立正向且合宜的自我效能信念，透過建立循序漸進、特定且難度適中

140 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟 的學習目標、建立積極健康的歸因型態、提供成功的學習經驗等方式，以提升學生的自我效 能信念，進而促進學習情緒的開展。

3.協助學生提高科學學習的工作價值感

研究結果顯示，工作價值對於學習情緒具有顯著的解釋力。因此，本研究建議教師應協 助學生正確評估科學學習的價值，致力讓學生對科學學習抱持較高的學習興趣，並對科學學 習的重要性與實用性持有較高的評價，以提升學生對於科學學習的工作價值。

4.教師宜協助學生提高科學素養及學校平均科學素養

本研究結果顯示，無論是學生個人的科學素養抑或其所處學校的平均科學素養，對於學 習情緒均具有顯著且正向的解釋力。因此，本研究建議教師應重視所有學生的學習經驗，讓 全體學生都能獲得良好的科學教育與成長發展，透過把每一個學生帶上來的方式，提升全體 同學的平均科學素養能力，進而促進學生學習情緒的涵育。

5.關注學習環境脈絡因素對學習情緒之影響

基於學校平均科學素養、學校平均工作價值及團體效能等脈絡變項均能顯著且正向的預 測學生的學習情緒，因此，本研究建議教師應努力建構一個能促進學習情緒的學習環境，進 而對學生的控制與價值評估及學習情緒產生正向的促進效果。

（二）未來研究的建議

1.考量取樣權重以精確地反映母群體的真實樣貌

本研究所採用的 PISA 2006 資料庫雖提供取樣權重（sampling weights），惟因坊間常用來 分析多層次模型之統計套裝軟體在進行多層次模型分析時，未能將取樣權重納入考量，本研 究由於軟體上的限制，未能在進行多層次模型分析時，同時將個體在抽取機率不等的問題納 入考量。此一方法學上限制仍有待後續研究進一步的突破，建議未來研究除正視樣本的取樣 機率問題外，應採用適當的取樣權重，並同時使用個人層次與巢套層次的權重（individual-level and cluster-level weights），方能更精確地推論母群體的樣貌與特性。

2.同時考量潛在變項的測量誤差與多層次結構資料相依的問題

本研究並未對脈絡變項的潛在因素結構進行檢驗，因此無論在個人層次變項或是由個人 層次變項聚合而成的脈絡變項，在性質上均屬於外顯變項，對於變項的界定、分析及解釋忽 略了潛在構念本身的測量誤差問題。未來研究必須正視之，並採用多層次結構方程模式 （multilevel structural equation modeling）技術，同時將測量誤差與多層次結構資料所造成的違 反獨立性問題納入估計。

3.持續深究學習情緒所涉及的認知評估與情緒調整歷程

巫博瀚、賴英娟 學習情緒之多層次分析 141 室學習的脈絡下，個體對於控制與價值的評估是透過什麼樣的認知歷程影響其情緒經驗？人 們對於自身的看法與評價（如自尊）如何調節其認知評估與情緒經驗？個體如何透過情緒調 整歷程來調節他們在課室脈絡下所產生的學習情緒？學習情緒與認知評估間的因果機制為 何？綜上，針對學習情緒有關的認知評估歷程進行更深入與廣泛的探討，實為一關鍵的研究 議題，且有待後續研究進一步的釐清。這些具前瞻性的研究議題不僅能厚實學習情緒的理論 發展，並釐清學習情緒形成與改變的歷程架構，亦能在學習輔導與諮商策略的擬訂上提供有 力的實證支持。

三、總結

本研究發現學生的學習情緒除了受到性別、自我效能、工作價值及科學素養所影響外， 亦與其所處環境脈絡具有密切的關聯，且脈絡變項與自我效能間具有跨層次的交互作用效 果。此外，不同學校顯示出不同程度的情緒經驗，而這些情緒經驗上的變異可以被學校平均 科學素養、學校平均工作價值及團體效能等脈絡變項所解釋。這些發現對於科學教育的實務 應用而言，具有學習輔導的應用價值。 有關本研究的重要性與價值，首先就理論建構的貢獻而論，本研究發現，學生的學習情 緒無法脫離於社會脈絡之外，亦即學習情緒具有情境依賴的性質，為一社會建構下的產物。 其次，本研究以科學學習為特定領域，為臺灣首度結合並探討情緒的認知歷程（cognitive processes of emotion）、性別差異及環境脈絡對個體學習情緒之影響研究，為科學教育與教育心 理學研究提供了嶄新的觀點與研究方向，是以，在理論建構上具有其重要性。此外，本研究 所採用的 PISA 2006 資料係全國性樣本，其樣本架構具全面性與有效性，抽樣設計亦相當嚴 謹，是以據此資料所建構的模型將具有良好的推論能力（Cohen, J., Cohen, P., West, S. G., & Aiken, 2003）。最後，本研究採用多層次模式處理 PISA 2006 具多階層結構的資料，因使用適 當的統計方法進行分析，是以研究結果的精確性與推論的正確性可以獲得適當的保障，亦即 擁有良好的統計結論效度（statistical conclusion validity）。

誌謝

感謝 PISA 研究團隊的辛勞並提供優質資料供學術使用，亦感謝審稿委員與編輯委員會的 卓見與悉心斧正，作者們要在此致上由衷的敬意與謝意。

142 學習情緒之多層次分析 巫博瀚、賴英娟

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