陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 85 教育科學研究期刊 第五十八卷第三期 2013 年，58（3），85-120 doi:10.6209/JORIES.2013.58(3).04
四向度成就目標對教師創意教學表現之
影響：創意自我效能的中介效果與團隊學習
行為的跨層級調節效果檢定
陳玉樹
*郭銘茜
國立中正大學 成人及繼續教育學系 成人及繼續教育學系 國立中正大學摘要
本研究的目的在探討教學領域四向度成就目標對高中教師創意教學表現的影響，並檢定 創意自我效能的中介效果與團隊學習行為的跨層級調節效果。以問卷調查法蒐集資料，研究 對象為全臺高中之國文、英文及數學科教師。總計回收有效問卷 1,620 份，來自 93 所學校的 218個教學研究會。以階層線性模式進行資料分析，研究結果顯示：一、成就目標會透過創意 自我效能影響創意教學表現，其中學習趨向、學習逃避、表現趨向具正向中介效果，而表現 逃避則是負向的中介效果；二、團隊學習行為會正向影響創意教學表現；三、團隊學習行為 對學習趨向與創意教學表現之關係具有正向調節效果。 關鍵字：成就目標、創意自我效能、創意教學表現、團隊學習行為 通訊作者：陳玉樹，E-mail: aduysc@ccu.edu.tw 收稿日期：2011/08/24；修正日期：2013/4/30、2013/06/10；接受日期：2013/06/11。成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 86
壹、緒論
創造力（creativity）是創意經濟時代國家競爭力的關鍵，為提升國家競爭力，創造力教育 遂成為國家教育之重點工作。有鑑於高級中等學校教育為連接國民教育與高等教育的橋樑， 教育部於 2006 年啟動「高中職創意學校建構計畫」，鼓勵高中職以學校為本位，持續擴散並 落實創意思維與價值（教育部，2008）。然而，創造力教育建構的內容，無論是教師能力、課 程與教學或是創意學子培育，皆須由教師著手，換言之，教師為創造力教育成敗之關鍵人物， 如此更凸顯教師創造力的重要性。 創造力是個體在工作歷程中，為了解決問題而發展出來之新奇（novel）且有用（useful） 的點子（Amabile, 1996; Oldham & Cummings, 1996），而創意教學表現（creative teaching performance）是教師將自身的創意具體地展現於教學活動上的一種外顯教學行為（陳玉樹、 胡夢鯨，2008）。回顧創造力的相關研究，動機無疑是影響創造力之重要因素（洪久賢、洪榮 昭、林麗娟、蔡長艷，2007；蕭佳純，2012；Amabile, 1993, 1996; Amabile, Hill, Hennessey, & Tighe, 1994; Collins & Amabile, 1999; Csikszentmihalyi, 1988; Oldham & Cummings, 1996）。其 中，成就目標理論（achievement goal theory）主張個體在成就目標上的差異會反映出不同的目 標導向（goal orientations），這個觀點在教育、心理及管理領域逐漸受到重視（陳玉樹、周 志偉，2009；程炳林，2002，2003；彭淑玲、程炳林，2005；Bobko & Colella, 1994; Brett & VandeWalle, 1999; Farr, Hofmann, & Ringenbach, 1993; VandeWalle, 1997）。Janssen 與 Van Yperen （2004）認為不同的成就目標能夠預測個體在創意表現上的差異，相較於個體是否具有產生 創意的動機，成就目標理論所關注的焦點並非動機的有無，而是動機之所以產生的原因為何 （程炳林，2003；Ames, 1992; Dweck, 1986; Elliot & Church, 1997; Midgley, Kaplan, & Middleton, 2001）。因此，成就目標理論更適宜用來解釋教師在面對教學工作時，是否願意投入自身的創 造力來體現創意教學行為。成就目標最初被應用在瞭解目標導向對學生學業表現的影響（VandeWalle, Cron, & Slocum, 2001）。然而，自 1990 年代起，許多研究成就目標理論的學者（參見 Farr et al., 1993; Kanfer, 1990; VandeWalle, 1993），紛紛將成就目標用在探討任務表現（task performance）。換句 話說，過去的成就目標理論側重在探討學生的學習成效，現今，成就目標理論也被用來探討 教師的工作表現。此外，在成就目標理論的研究之中，領域特殊性（domain specificity）的議 題一直困擾著成就目標理論的研究者（VandeWalle et al., 2001）。Button、Mathieu 及 Zajac （1996）指出傳統在測量成就目標上，缺乏針對情境脈絡的參照標準，成就目標應該在測量 的內容上加入適當的情境基準，例如：學業（academics）或工作（work）。Koestner 與 McClelland （1990）亦認為，個人的成就目標可能會隨著個體面臨不同的情境或領域而有著不同的呈現。
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最重要的是，Dweck（1999）明確地指出每個人在面臨不同的情境時，個體的人格特質都會反 映出一組具有領域特殊性的人格組型（personality patterns），也就是說，同一個人在面臨學業 領域（academic domain）所採取的成就目標，並不一定會與面臨工作領域（work domain）所 採取的一樣。換句話說，傳統上用來探討學生學習成效的成就目標，並不一定適合用來探討 教師教學表現的成就目標，而應該採用針對教學工作的成就目標，才能對教師從事創意教學 表現的成就動機做一個完整的釐清。
另一方面，根據 Bandura（1977）的社會認知理論（social cognitive theory），自我效能 （self-efficacy）可能是調控動機與行為的一個重要機制。自我效能所指的並非是個體對於某一 工作任務具有多少能力，而是個體對於自身是否有能力去執行這份工作的信念，以及對自身 能力與表現的自我評估。Bandura（1997）認為自我效能可區分為一般性自我效能（general self-efficacy）與特殊性自我效能（specific self-efficacy），特殊性自我效能必須在特定的情境或 領域之下才會發生效果，其對於個體在特定領域的成就表現具有相當的預測力。是以，Tierney 與 Farmer（2002）便依據社會認知理論對於自我效能的定義及特殊性自我效能的觀點，延伸 出創意自我效能（creative self-efficacy）的概念。創意自我效能被定義為一種個體在面對創造 性任務時，認為自身具有足以產出創意產品或表現的能力之信念，屬於創造性任務情境中的 特殊性自我效能（Tierney & Farmer, 2002, 2004）。諸多有關創造力的研究發現，創意自我效能 會對創意表現或創造性產品產生正向的預測效果（Gong, Huang, & Farh, 2009; Jaussi, Randel, & Dionne, 2007; Tierney & Farmer, 2002, 2004）。
綜合 Bandura（1977, 1988, 1997）的觀點，成就目標會對自我效能有所影響，甚至進一步 影響個體工作表現，其理由有二：首先，在社會認知理論的自我調控機制作用下，個體的自 我效能會受到對工作任務的過去認知與先備經驗所影響，連帶地影響到往後的工作表現 （Bandura, 1997）。第二，從成就目標的文獻來看，成就目標所反映的就是個體在面對工作任 務時，依據對任務所預期的目標與自身過去經驗的回饋，決定所要採取的行為動機取向，這 樣的動機取向是視任務與個人經驗而有所差異的（VandeWalle et al., 2001）。簡單地說，不同 任務情境會產生不同的成就目標，不同的成就目標就會使個體產生不同程度的自我效能，成 就目標是影響個體自我效能的重要因子。Kanfer（1990）根據這樣的觀點，將成就目標假定為 一種個人特質，進而驗證出成就目標確實是自我效能的重要預測因子。在諸多的實徵性研究 結果發現，當個體採取不同的成就目標時，自我效能的確會受到程度不一的影響（黃家齊、 黃荷婷，2006；Bell & Kozlowski, 2002; Gong et al., 2009; Phillips & Gully, 1997; Potosky & Ramakrishna, 2002; Steele-Johnson, Beauregard, Hoover, & Schmidt, 2000; VandeWalle et al., 2001; Wood & Bandura, 1989）。由此推知，創意自我效能可能會在教師成就目標與創意教學行為間 扮演重要的中介機制。然而，回顧創造力文獻，有關創意自我效能對教學任務之成就目標與 創意教學表現的中介機制尚未可知，這是本研究所欲探究的知識缺口一。
成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 88 再者，為了提升教師之創意教學表現，各高中逐漸以教師專業自主取代以往教條式的教 學型態，由過去單打獨鬥的教學方式，轉變為分享與學習的教學團隊機制（蕭佳純、董旭英， 2007），鼓勵相同科別教師組成教學研究會，定期集會並舉辦各項研習，使教師在專業教學團 隊中共同學習並分享學習資源，經由實驗教學與教材研發等方式，培育教師創意教學知能， 進而提升其創意教學表現。依據 Amabile（1996）的創造力成分理論（componential theory of creativity），脈絡因素是影響組織成員創意表現的重要因素。因此，提升教師創意教學表現不 僅要瞭解個體因素，也要瞭解團隊脈絡因素。現今高中教師依學科或領域類別組成教學研究 會，透過教學觀摩、教學成果展示、教學資源分享等團隊學習行為引發觀察學習的歷程 （Rosenthal & Zimmerman, 1978），教學研究會成員會觀察其他教師如何教學，並結合自身經 驗發展出新的教學模式。依社會認知理論中觀察學習的觀點，教學研究會所提供的觀察學習 機會，可能會提升教師的創意教學表現。然而，回顧文獻只發現 Hirst、van Knippenberg 及 Zhou （2009）的一篇研究在探討團隊學習行為與員工創造力的關係。在教育領域，則沒有發現有 關團隊學習行為與創意教學表現的研究，此為本研究所欲探究的知識缺口二。
此外，近年來學者皆強調個體與環境互動對創造力的重要性（吳明雄等，2008；洪久賢 等，2007；蕭佳純，2012；Amabile, 1996; George & Zhou, 2007; Gong et al., 2009; Hirst et al., 2009; Jaussi et al., 2007; Oldham & Cummings, 1996; Shalley, Zhou, & Oldham, 2004; Wang & Cheng, 2010; Woodman, Sawyer, & Griffin, 1993; Zhou & George, 2001）。依據特質活化理論（trait activation theory）的觀點，當環境因素與個體的特質相近時，此環境因素會活化個體的特質， 以使個體致力於展現符合其特質的行為（Tett & Burnett, 2003）。是以當學校環境鼓勵團隊學習 行為時，學習導向的教師可能在教學情境中，更樂於接受挑戰，並勇於尋求可以展現知識與 技能的機會來充實自我。要瞭解成就目標對創意教學表現的影響，必須考量環境因素。依據 社會認知理論，行為是環境與個人交互作用的結果（Bandura, 1997）。教學研究會的團隊學習 行為可能會對教師的學習導向目標與創意教學表現之關係產生調節，而有關這方面的現象亦 不見有研究探討，此為本研究所欲探究的知識缺口三。本研究將填補上述有關創意教學表現 的知識缺口，具體而言，本研究的目的為：一、探討創意自我效能對成就目標與創意教學表 現之中介效果；二、探討團隊學習行為對創意教學表現之跨層次直接效果；三、探討團隊學 習行為對於學習目標導向與創意教學表現關係之跨層次調節效果。
貳、理論基礎與假設推演
一、成就目標理論
根據成就目標理論的觀點，個體在面對任務（task）時，會採取不同的動機取向去達成目 標（Dweck & Leggett, 1988; Elliot & Church, 1997），是近年來經常被用來解釋個體目標動機與陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 89
成就表現的重要理論（Elliot & McGregor, 2001; Pintrich, 2000b）。根據 VandeWalle（1993）的 回顧，成就目標理論自 1980 年代被提出後，大多是應用在探討成就目標對於學生學業表現的 影響。後來，許多從事目標導向研究的學者紛紛應用成就目標理論來預測個體在工作任務上 的表現（Farr et al., 1993; Kanfer, 1990; VandeWalle, 1993; VandeWalle et al., 2001）。
成就動機理論的發展脈絡，最早是由 Dweck（1986）提出了二向度成就目標的主張，他 認為個體在面對成就情境時，會反映出兩種不同的目標導向，分別是學習目標（learning goal） 與表現目標（performance goal）。持學習目標的人對於能力的定義採增幅論（incremental theory）的觀點，認為能力具有可塑性，會透過學習與發展使自身能力不斷增長，並尋求可以 展現知識與挑戰技能的機會，不會對本身現有的能力感到自滿；相反地，持表現目標的人， 對於能力採實體論（entity theory）的觀點，視能力為與生俱來固定不變的，關注自己與他人 表現的競爭結果，在乎能否高人一等、在乎別人對自己的評價（程炳林，2002，2003；黃家 齊、黃荷婷，2006；Dweck, 1986; Dweck & Leggett, 1988; VandeWalle, 1997）。
但是，在二向度成就目標的相關研究中，對於表現目標的部分，產生了許多理論觀點與 現實情況不一致的問題（VandeWalle, 1993）。Fisher 與 Ford（1998）的研究發現，表現目標與 任務表現（task performance）竟然呈現出不顯著，甚至是負向關係，此種現象違反了二向度成 就目標所主張的看法。Heyman 與 Dweck（1992）認為，持表現目標的個體有一部分的人會渴 望透過表現出勝過他人的行為，企圖獲得他人對自身能力給予正向評價；另一部分的人，對 於自身能力的觀點僅止於為了避免被他人視為沒有能力或無用的。因此，VandeWalle（1997） 認為或許在傳統的二向度成就目標理論中，表現目標可能並非單一的構念。因此，便著手對 二向度成就目標進行修正，提出三因子工作領域目標導向模型（three-factor model of work domain goal orientations)。VandeWalle 將二向度成就目標中的表現目標，劃分成趨向表現目標 導向（prove performance goal orientation；簡稱趨向表現）與逃避表現目標導向（avoid performance goal orientation；簡稱逃避表現）。持趨向表現的人對於行為表現的動機，來自於 渴望於獲得他人對自身能力的正面評價，因此，透過優於他人的行為表現企圖獲取他人的肯 定；持逃避表現的人對於行為表現的動機，來自於避免他人對自身能力有負面評價，因此， 透過維持與他人一樣好的行為表現來避免遭到他人的批評（VandeWalle, 1997）。學習目標導向 （learning goal orientation）則與二向度成就目標中的學習目標沒有太大差異。三向度目標導向 將表現目標區分為「展現自身能力」或「避免被視為無能力」，展現能力就是趨向焦點（追求 成功），避免被視為無能力就是逃避焦點（避免失敗）（Dweck, 1986; Urdan, 1997）。三向度目 標導向的理論架構在諸多的實徵研究中獲得支持（Elliot, 1997; Elliot & Church, 1997; Elliot & Harackiewicz, 1996; Pintrich, 2000a; VandeWalle, 1997; VandeWalle et al., 2001）。
成就目標還有一個方法學上的議題，即領域特殊性（domain specificity），探討工作領域的 目標導向（Urdan, 1997; VandeWalle, 1997; VandeWalle et al., 2001）與學業領域的目標導向
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（Elliot, 1997; Elliot & Church, 1997; Elliot & Harackiewicz, 1996; Pintrich, 2000a），兩者在概念 上雖然極為相似，也幾乎是在相同的時間點，從二向度發展至三向度成就目標，在概念上， 著實容易令人混淆。然而，最重要的差異，必須回歸到成就目標的本質來看，Dweck（1999） 曾提到當個體在面臨不同的情境時，會隨著人格特質的差異反映出一組具有領域特殊性的人 格組型（personality patterns）。也就是說，當個體在面對學業領域所採取的成就目標，不必然 等同於其面對工作領域所採取的成就目標。因此，探討學習表現的學業領域成就目標應該與 探討工作表現的工作領域成就目標有所區隔。所以，用於探討學業領域的成就目標，並不適 用於探討工作領域的成就目標，兩者不該被混為一談。從事成就目標的研究者如果想要探討 與工作表現相關的主題時，應該採用工作領域的成就目標。 近年來，又有學者對三向度成就目標提出修正（李仁豪、余民寧，2003；程炳林，2003； 彭淑玲、程炳林，2005；Elliot & McGregor, 2001; Elliot & Murayama, 2008; Pintrich, 2000a, 2000b）。其中，Pintrich（2000a, 2000b）沿用三向度目標導向中的趨向與逃避焦點，進一步對 學業領域的目標導向進行修訂，除了原先的三個向度之外，又將學習目標的構面進行劃分， 重新區分出：趨向學習、逃避學習、趨向表現、逃避表現四種成就目標；稍後，Elliot 與 McGregor （2001）也以「能力」（competence）作為成就目標建構之核心概念，並以能力如何被定義 （definition）與定價（valence）重新區分學業領域的目標導向為：學習趨向、學習逃避、表現 趨向、表現逃避四種成就目標。雖然 Pintrich 和 Elliot 與 McGregor 在目標導向上的區分方式 略有不同，但對於四種成就目標的特性與定義卻是相似的（引自程炳林，2003）。四向度成就 目標的研究對象與主題，大多都是應用在學業領域，以學生為樣本探討成就目標與學習成效 的關係。四向度成就目標在學業領域獲得不少實徵研究的支持（李仁豪、余民寧，2003；陳 玉樹、周志偉，2009；程炳林，2003；彭淑玲、程炳林，2005；Elliot & McGregor, 2001; Elliot & Murayama, 2008; Pintrich, 2000a, 2000b）。相對地，有關成就目標在工作領域的研究，到目 前為止仍停留在三向度（Brett & VandeWalle, 1999; Gong et al., 2009; Hirst et al., 2009）。因此， 本研究對教師進行四向度教學工作領域成就目標檢驗，並探討創意自我效能對四向度教學工 作領域成就目標與創意教學表現的中介機制，以及團隊學習行為對學習目標導向與創意教學 表現的調節機制。
二、社會認知理論
社會認知理論係由 Bandura 於 1970 年代融合行為主義（behaviorism）與認知理論 （cognitive theory）的觀點所提出（Bandura, 1977, 1988, 1989）。該理論主張行為（behavior）、 個人（person）及環境（environment）為相互影響的決定因素（determinants）。行為不僅只受 個人或環境的影響，而是兩者交互作用的結果。社會認知理論調和了認知、自我調控 （self-regulatory）及自我反省（self-reflective）的歷程，說明了人類的心理歷程是透過個人與
陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 91 環境的決定因素不斷地相互作用所形成。個體的自我調控歷程為社會認知理論之一大特點， 說明個體可以知覺到環境中對自己具有吸引力的各種誘因，並運用認知的方法預期自己行為 可能產生的後果，來調適並控制自己的行為。任何的心理改變，目的都在於想改變個體對於 自我效能的預期，因此，自我效能在此調控歷程中扮演著重要的中介角色（Bandura, 1977, 1982, 1989）。 當個體面對一項具挑戰性的任務時，是否會全力以赴？這將取決於個體對本身自我效能 的評估，因為個體自我效能的強度會決定其是否努力面對困境。人們會傾向避免從事那些他 們覺得超出自己能力的事情，但若他們判斷自己有能力處理時，就會趨向接受挑戰，是以， 自我效能可以預測個體的行為表現（Bandura, 1982, 1986, 1989）。此外，個體的成就動機也會 影響其如何選擇與從事工作任務，造成對自我效能的增強或損害。因此，個體對於工作任務 所抱持的目標（goal）對於自我效能的運作會有很大的影響（Wood & Bandura, 1989）。由上述 可知，當個體面對具有挑戰性的工作任務（如：創意教學表現）時，自我效能在成就目標與 行為之間扮演中介的角色。因此，本研究擬由此觀點探討教師在面對極富挑戰的創意教學工 作時，其創意自我效能在成就目標與創意教學表現間所扮演的中介機制。 此外，觀察學習（observational learning）與仿傚（modeling）為社會認知理論的另一重要 概念（Bandura, 1977），說明個體的行為在社會情境中會因受到他人的影響而改變。在觀察的 過程中，楷模的示範作用因具有傳遞訊息的功能，因此能影響學習，且引導個體在日後做出 適當的行為。Bandura（1977）並以此提出創造性仿傚的概念，認為仿傚即為獲得創新行為的 主要手段，個體在經由觀察模仿的過程中，會將各個不同楷模的特點加以組合，並結合自身 經驗發展出新的行為模式，一旦新的組合經驗出現，便能再引發進一步的發展變化。現今高 中教師依學科、領域類別組成教學研究會，透過教學觀摩、教學成果展示、教學資源分享等 團隊學習行為，提供教師在教學工作上的創意點子，此現象可以觀察學習與仿傚的概念來加 以詮釋，因此，本研究將以此觀點來探討教學研究會的團隊學習行為與教師創意教學表現之 關係。
三、研究假設
（一）創意自我效能對成就目標與創意教學表現之中介效果
社會認知理論認為自我引導（self-direction）與自我動機（self-motivation）是自我調控系 統中的重要概念。基於自我調控的觀點，個體會採取內在標準（internal standards）且做出可 達成此標準的行為。其中，內在標準是指個體自我所設定的目標，此目標本身具有相當強的 動機效果，不僅可引導與激勵個體的行為表現，亦可協助個體建立對自我能力的信念（即自 我效能），被視為是一種高度有效的動機因子（Bandura, 1988, 1989）。本研究根據社會認知理 論的觀點，將教師教學工作的四種成就目標視為是一種動機要素，以下論述此動機要素對創成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 92 意自我效能與創意教學表現的影響機制。 就成就目標與創意自我效能的關係而言，持學習趨向者同時具有學習導向的定義與趨向 焦點的定價目標，相信能力具有可塑性，認為藉由不斷學習新知與接受挑戰可以增進能力。 當面臨失敗時，亦會將此失敗的經驗當作學習的機會，相信透過此經驗能使自己的能力有所 提升（Elliot & McGregor, 2001; Pintrich, 2000a, 2000b; VandeWalle, 1997）。故持學習趨向的教 師在教學情境中，樂於接受挑戰並發展自身能力，即使遇到困難與挫折，仍能對自己展現創 意的能力深具信心，因此，會有較高的創意自我效能；而持學習逃避者雖然視能力為可發展 的，但其發展能力並非為了提升自己，而只是為了避免對工作任務的不瞭解或避免自我退化 （陳玉樹、周志偉，2009；程炳林，2003；Elliot & McGregor, 2001; Pintrich, 2000a, 2000b）， 是以，持學習逃避的教師在教學時，雖相信自己的能力可以塑造，但發展能力的目的只是為 了讓自己在變動的教育情境中，教學品質不要退化，對於自我發展創意的信心較為不足，因 此，持學習逃避者因具有學習導向，雖然會對其創意自我效能有正向影響，但正向關係會比 持學習趨向者來得弱。
另外，持表現趨向者則具有表現導向的定義與趨向焦點的定價，視能力為固定不變的， 須藉由與他人比較來證明自己的能力（Elliot & McGregor, 2001; Pintrich, 2000a, 2000b; VandeWalle, 1997）。但由於其具有追求成功與自信的正向情感，希望自己能在工作任務中表現 比他人傑出而獲得獎賞或認可，因此，持表現趨向的教師在面對教學情境時，會努力展現教 學創意以獲得同學或同事的讚賞，進而增進自我發展創意的信心，是以，亦會正向預測創意 自我效能。最後，持表現逃避者其同時具有表現導向與逃避焦點的特性，在工作任務中若表 現比他人差時會感到沮喪，並視犯錯、失敗為個人能力不足的指標，而會傾向於避免從事不 熟悉的任務與新的挑戰（Elliot & McGregor, 2001; Pintrich, 2000a, 2000b; VandeWalle, 1997 ）。 是以，持表現逃避的教師在教學情境中，會因避免負向評價而不願意嘗試新的任務，對自己 發展創意的能力較沒有信心，對其創意自我效能亦會產生負向的影響。
就創意自我效能與創意教學行為的關係而言，Tierney 與 Farmer（2002）的實徵研究發現， 創意自我效能不僅有別於一般自我效能，亦會正向影響創造力（Tierney & Farmer, 2002, 2004）。當教學任務需要教師展現創意時，創意自我效能為一重要的預測因子。相較於一般性 的教學工作，創意教學對教師而言更具有挑戰性。Redmond、Mumford 及 Teach（1993）的研 究發現，自我效能會正向影響創造力。Ford（1996）將自我效能信念視為影響個體創新的主要 成分，強調員工為了能在工作中展現創意，必須相信自己有能力成功地完成工作任務。創新 通常需要付出大量時間與密集的努力，且需承擔可能失敗的風險（Amabile, 1988），因此，對 創意具有高度自我效能的個體能在面對富挑戰性的情境時，會堅定不移全力以赴。是以，當 教師創意自我效能愈高時，對於自己的創意教學會愈具信心，也會更願意挑戰需要展現創意 的教學情境，以藉此展現出更有創意的教學表現。
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有關創意自我效能對成就目標與教意教學表現的中介機制，由社會認知理論的自我調控 觀點可知，自我效能在自我調控系統中扮演了一個相當重要的核心角色（Bandura, 1989, 1991），自我效能會中介動機與行為表現之間的關係（Relich, Debus, & Walker, 1986; Schunk & Gunn, 1986）。在實徵研究上，Ghafoor、Qureshi、Azeemi 及 Hijazi（2011）發現創意自我效能 對表現導向與員工創造力的關係具中介效果；Gong 等（2009）的研究指出，創意自我效能對 學習導向與員工創造力的關係具中介效果；李新民與陳密桃（2007）對幼兒教師的研究發現， 目標導向會透過自我效能來影響教師的工作表現。有鑑於此，本研究認為，教師所持有的四 種成就目標，會透過影響創意自我效能，進而影響其創意教學表現。據此，本研究提出研究 假設一： H1：成就目標會透過創意自我效能間接影響創意教學表現。 H1a：學習趨向對創意自我效能有正向的影響。 H1b：學習逃避對創意自我效能有正向的影響。 H1c：表現趨向對創意自我效能有正向的影響。 H1d：表現逃避對創意自我效能有負向的影響。 H1e：創意自我效能對創意教學表現有正向的影響。
（二）團隊學習行為對創意教學表現之跨層級直接效果
團隊學習行為係指團隊成員間共同參與決策、提出問題、尋求回饋、討論錯誤，並進行 一連串實踐與反思的過程（Edmondson, 1999）。這樣的過程會透過成員間知識與資訊的傳遞來 鼓勵學習，營造出一個有利於學習與低心理風險的學習環境。高中之教學研究會是由相同學 科的教師所組成，教師於教學研究會中，共同擬訂教學目標、研討課程並發展教案與教材， 亦會舉辦教學觀摩、交換教學心得、分享新的教學相關資源與教法、相互討論以解決教學上 的疑難問題。教學研究會可視為一種教學團隊。根據社會認知理論，觀察學習與仿傚是個體 產生創新行為的重要方法；個體可以透過觀察不同楷模的特點進行替代性學習（vicarious learning），將不同的特點加以組合，並結合自身的經驗發展出創新行為（Bandura, 1977），而 團隊學習行為會引發此觀察學習的歷程（Rosenthal & Zimmerman, 1978）。當處於高團隊學習 行為的教學研究會中，教師會藉由觀察其他教師的教學展示、分享教學相關資訊，並共同討 論解決在教學上的困難，將團隊內不同教師的教學方法結合自身的教學經驗，發展出新的教 學行為。據此，本研究提出研究假設二： H2：團隊學習行為對創意教學表現有正向的影響。（三）團隊學習行為對學習目標導向與創意教學表現之跨層級調節效果
根據社會認知理論的觀點，行為是個人與環境因素相互作用下的產物，個人因素雖然是 影響其行為的主要來源，但環境因素亦可能會與個人因素產生交互作用，對個體行為造成極成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 94 大的影響（Bandura, 1986）。因此，僅以個人因素或環境因素來瞭解個體為何會產生某特定行 為是不夠的，必須考慮兩者的交互作用，才能瞭解其真正原因（Schneider, 1987）。在本研究中， 個人因素是指教師所持有的成就目標，行為則是指教師所展現的創意教學行為，而環境因素 所指的則是教學研究會的團隊學習行為。
此外，依據特質活化理論（trait activation theory）的觀點，當環境因素與個體的特質相近 時，此環境因素會活化個體的特質，使個體致力於展現符合其特質的行為（Tett & Burnett, 2003），意即當環境鼓勵某種特質時，具有某種特質的個體會有較強的傾向展現某種行為，其 對該環境因素的行為反應，會比不具該相似特質的個體要強（Hirst et al., 2009）。據此可知， 環境因素應可調節特質與行為之間的關係。是以，具學習目標導向特質的教師，在高度團隊 學習行為的教學研究會中，會因學習導向目標被活化而有較強的創意教學行為表現。在實徵 研究上，Hirst 等（2009）以特質活化理論闡述了團隊學習行為對三向度成就目標與創造力關 係之調節角色，該研究發現團隊學習行為會調節學習目標導向對創造力的關係。 是以，本研究採取社會認知理論與特質活化理論的觀點，來解釋團隊學習行為對學習目 標導向與教師創意教學表現關係的跨層級調節效果。首先，就學習趨向與創意教學表現的關 係而言，Edmondson（1999）認為對於知識的渴求也許會促進新技術的發展，但也可能因此花 費過多時間投入學習而沒有任何成果。由於創意教學除了希望有「新奇」的點子之外，也強 調其「有用性」。當個體過度專注在透過學習以提升其自身的能力時，可能會偏愛新奇過於實 用性，忽略確實可行的解決方法（Bunderson & Sutcliffe, 2003），因此，過度學習可能會減弱 個體在工作上的創意表現。本研究認為在高度的團隊學習情境下，學習趨向目標對於創意表 現具有負向的二次曲線關係，即持中度學習趨向者會比持低度或高度的學習趨向者，具有較 佳的創意教學表現；而在低度的團隊學習情境下，團隊學習僅會低度地引發個體學習趨向目 標，並不會強調學習的必要性。在此情境下，個體僅會表現出與他們特質一致的行為，因此， 學習趨向對於創意教學表現具有正向的線性關係。 再者，就學習逃避與創意教學表現的關係而言，持學習逃避目標者雖然視其能力為可發 展的，但其發展能力的目的並非為了精進自己，而只是為了避免對工作任務的不瞭解或避免 自我退化（Elliot & McGregor, 2001; Pintrich, 2000a, 2000b）。本研究認為，在需要展現創意的 教學情境中，持學習逃避目標者會為了達到自我設定的教學工作基本標準而進行學習，希望 自己在此快速變遷的教育情境中，其教學表現與自己比較不要退化。當團隊學習行為高時， 團隊脈絡會支持、鼓勵學習，這會活化學習逃避目標者的學習特質而進行學習，以避免對新 的教學任務不熟悉，進而具有不退化的創意教學表現；而當團隊學習行為低時，持學習逃避 目標者的學習特質不被鼓勵，其負向定價的目標會引導其逃避不熟悉的教學任務，故學習逃 避目標對其創意教學表現的影響，會比在高團隊學習行為情境下的教師為弱。據此，本研究 提出研究假設三：
陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 95 表現趨向 H3：團隊學習行為對學習導向目標與創意教學表現的關係具有調節效果。 H3a： 團隊學習行為會調節學習趨向對創意教學表現的關係。在高團隊學習行為的 情境下，中度學習趨向對於創意教學表現的影響會高於低度與高度學習趨向 對於創意教學表現的影響；在低團隊學習行為的情境下，學習趨向對創意教 學表現具有正向的關係。 H3b： 團隊學習行為會調節學習逃避對創意教學表現的關係。在高團隊學習行為的 情境下，學習逃避對教師創意教學表現的關係，較低團隊學習行為情境下的 關係為強。 綜合上述，本研究之概念模型，如圖 1 所示。 圖1. 研究概念模型 團隊層級 個體層級 學習趨向 學習逃避 創意 自我效能 教學表現 創意 H2 H3b H3a H1a H1b H1e H1c H1d 團隊學習 表現逃避
成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 96
參、研究方法
一、研究程序與對象
本研究以教學研究會為團隊層次的單位，對全臺各高中的國文、英文、數學三科教師進 行調查。為提升教師教學品質與專業素養，協助教師改進教學方法並解決教學有關之問題， 教育部頒訂《中等學校各科教學研究會組織通則》，規定各校教師得依照不同學科組成教學研 究會。各校教師除了固定在教學研究會中擬訂教學目標與進度、研討教材教法、舉辦教學成 果展外，亦會交換心得、分享教學資源、相互協助解決教學上的問題。此正符合本研究對於 團隊學習的定義。而因高中國、英、數三科的教師人數較多，其教學研究會的同質性較高， 故以此三科之教師為研究對象。 本研究採分層隨機抽樣，共計對全臺 128 所高中、384 個教學研究會的教師進行問卷調查。 發放問卷前皆先以電話聯繫樣本學校之教務主任、教學組長或各科召集人。在徵得樣本學校 同意協助進行本研究後，以郵寄方式將問卷寄出，並依 Dillman（2000）之建議，於問卷回收 截止日後的第 10 天、第 3 週及第 6 週時進行電話催收。本研究共計寄發問卷 4,195 份（依學 校科別教師人數，每科寄發 5 到 20 份問卷），最後合計回收了 2,394 份教師個人問卷，這些問 卷分屬於 107 所學校及 312 個教學研究會，問卷整體回收率 57.07%。經檢驗填答內容之完整 性，並剔除在該服務學校年資低於 1 年的教師，得有效問卷 1,620 份（93 所學校，218 科）。 每科別平均人數為 7.43 人，最多者 15 人，最少者 5 人。就樣本結構而言，女性教師樣本占 64.9%，男性教師占 35.1%。整體平均年齡為 40.85 歲。樣本中擁有學士學歷者最多（53.2%）， 其次為碩士學歷者（46.2%），博士學歷者最少（0.6%）。樣本於其服務學校的工作年資平均 11.26年，總教學年資平均 14.74 年。 Cooper 與 Schindler（2010）指出，採用郵寄的自我填答式問卷來蒐集研究資料時，必須 注意無反應偏差（nonresponse error）的問題。為檢核回收樣本資料的代表性，本研究針對回 收之有效問卷，依回收時間點分成不同群組。將研究調查時間開始前兩週內回覆之 256 份問 卷，設定成為有反應之群組樣本，而第 6 週催收後，在調查期間結束前 3 週回收之 235 份問 卷，則被視為代表無反應之群組樣本。本研究採用 Armstrong 與 Overton（1977）的建議，利 用獨立樣本 t 檢定及卡方檢定，來檢驗有反應之群組樣本（早期回覆）與無反應之群組樣本（晚 期回覆）在研究控制變項與主要變項的差異，檢驗結果顯示，皆未呈現統計上顯著差異（p ＞ .05），由此可知，本研究無反應偏差問題並不嚴重，二獨立樣本資料均來自於相同母群體。二、變項測量
本研究在量表的編製上，採用 Hambleton 與 Patsula（1998）所建議的修改取向（adaptation陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 97
approach）。除了，教學領域（teaching domain）成就目標增加學習逃避的題項外，其他變項的 測驗內容與原始量表完全一致，只針對學校場域的情境進行語意上的修飾。本研究所採用之 量表皆為發表在 SSCI 或 TSSCI 的文章，這些量表在「組織行為」或「組織創造力」文獻中皆 有一定的地位，被不同的研究者在不同的情境與不同的群體中使用過，反覆檢測確保了這些 量表能適切地測量該變項（效度），也證實這些變項的穩定性（信度）。在題項編修過程中， 研究者邀請 6 位高中教師（國文、英文、數學各 2 位）進行問卷內容效度審查，針對問卷題 意是否能適切地反應各構念提供意見，經整理後發展成本研究之測量工具。
（一）成就目標
本研究之成就目標採用 VandeWalle（1997）所發展之工作領域目標導向量表（含：學習 趨向、表現趨向及表現逃避三個構面），並參考 Elliot 與 Murayama（2008）之量表，針對教師 教學工作編製成就目標量表，共含四個構面，分別是學習趨向（5 題）、表現趨向（4 題）、表 現逃避（4 題）及學習逃避（4 題），共 17 題。學習趨向例題如：「我樂意選擇富挑戰性的教 學工作，從中我可以學到很多」；表現趨向例題如：「在教學工作上，我在意自己是否能表現 得比同事好」；表現逃避例題如：「我會避免去接受可能使我顯得比他人能力不足的新教學任 務」；學習逃避例題如：「我會從事某項教學任務只是為了避免對該項任務的不瞭解」。本研究 採 Likert 六點量表進行施測，「1」表示「非常不符合」、「6」表示「非常符合」；得分愈高，表 示教師的成就目標強度愈強。 由於成就目標量表為本研究針對教師教學工作場域所編製，故以驗證性因素分析來檢測 量表的構念效度。分析結果顯示，四因子成就目標之模式適配度良好，絕對適配指標 χ2＝ 901.50、df＝113、p ＜ .001、RMSEA＝ .07、SRMR＝ .06、GFI＝ .94；增值適配指標 CFI ＝ .97、NNFI＝ .96；精簡適配指標 PGFI＝ .96、CN＝ 292.20。在收斂效度部分，因素負荷 量均在 .68 到 .87 之間，大於 Bentler 與 Wu（1993）所建議之 .45 的值，並均達顯水準（p ＜ .01）。在區別效度的部分，依 Jöreskog 與 Sörbom（1993）之建議將相關係數加減 1.96 個 標準誤來檢定四個成就目標的區別效度，分析結果，四個成就目標所構成的 6 個信賴區間皆 未包含 1.00，顯示成就目標的區別效度量良好。此外，在信度方面，各分量表之內部一致性 良好（Cronbach’s α 介於 .83 到 .88），總量表的 α 係數為 .83。項目信度（即多元相關的平方） 皆大於 Bentler 與 Wu 所建議之 .20 的值。綜上所述，教學工作成就目標之信度與效度良好。（二）創意自我效能
創意自我效能量表採用 Tierney 與 Farmer（2002）所編製之量表，創意自我效能為單一構 面，共 4 題，原始量表之 α 值為 .87，例題如：「我覺得自己擅長想出新奇的點子」。本研究採 Likert六點量表進行施測。「1」表示「非常不符合」、「6」表示「非常符合」，得分愈高，表示 教師的創意自我效能強度愈強。本研究測得創意自我效能量表的 α 係數為 .90；在收斂效度部成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 98 分，創意自我效能因素負荷量均在 .79 到 .89 之間，並均達顯著水準（p ＜ .01）。
（三）團隊學習行為
團隊學習行為量表採 Edmondson（1999）所發展之量表，團隊學習行為為單一構面，共 7 題，原始量表之 α 值為 .71。例題如：「本科教師會固定利用某些時間找出改善教學成效的方 法」。量表採 Likert 六點量表測量，「1」表示「非常不符合」、「6」表示「非常符合」，所得分 數愈高表示教師所知覺團隊學習行為之強度愈強。本研究團隊學習行為量表之 α 值為 .87。在 收斂效度部分，團隊學習行為除了第 7 題「本科教師會邀請專家學者來進行演講或座談」的 因素負荷量（ .39）小於 Bentler 與 Wu（1993）所建議 .45 的值，其餘均在 .65 到 .84 之間， 且均達顯著水準（p ＜ .01）。雖然團隊學習行為第 7 題的因素負荷量未達 .45 的值，但該題 項仍然顯著（p ＜ .01），且問卷調查在採用現有量表時，應盡量沿用量表中所有的項目，不 要任意刪改，因為刪減題項很可能會影響該量表的內容效度（謝家琳，2008），故本研究保留 團隊學習行為的第 7 題，以 7 個題項來進行後續的假設考驗。（四）創意教學表現
創意教學表現採用陳玉樹與胡夢鯨（2008）所編製之量表，該量表修改自 Scott 與 Bruce （1994）之創新行為量表，為單一構面，共 6 題，原始量表之 α 值為 .87，例題如：「我會使 用新方法來提升教學品質」。本量表以 Likert 六點量表測量，「1」表示「從未如此」、「6」表示 「總是如此」，所得分數愈高代表教師展現創意教學表現的頻率愈高。本研究創意教學表現量 表之 α 值為 .91；在收斂效度部分，量表因素負荷量在 .66 到 .88 之間，並均達顯著水準（p ＜ .01）。（五）控制變項
根據相關研究指出，團隊成員背景變項與創造力具有顯著關聯（Edmondson, 1999; Tierney & Farmer, 2002），Hirst 等（2009）研究發現性別、教育程度與創造力具有顯著關聯；Mumford 與 Gustafson（1988）、Scott 與 Bruce（1994）的研究發現，年齡與教育程度可顯著預測創新行 為；Tierney 與 Farmar（2002）在製造業樣本中發現，工作年資與創造力有顯著關聯；此外， Amabile等（2005）發現性別與創新行為存在著顯著關係。故本研究以性別、年齡、教育程度 及服務於該校的年資為控制變項。另外，根據 Moorman 與 Podsakoff（1992）的看法，受試者 本身的社會讚許（social desirability）可能會造成其填答時的防衛心態，進而對研究結果產生 偏誤，因此，本研究亦將社會讚許放入控制變項中。本研究使用 Reynolds（1982）之社會 讚許量表（MC Form B），共 12 題，例題如：「無論與誰說話，我都是一位好的傾聽者」。題項 含「是」與「否」兩個選項，答「是」得 1 分、答「否」得 0 分（反向題則相反計分）。所得 分數愈高，代表個體愈容易受社會讚許的規範而掩飾自己真實的心態。原始量表的 rKR20 ＝ .75，本研究之 rKR20＝ .68。陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 99
三、共同方法變異檢驗
由於本研究變項皆由高中教師自行填答，為確保研究結果未受到共同方法變異的影響， 本研究以 Harman 單因素測試法來進行檢測（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。 分析結果得七個特徵值大於 1 的因素，總釋變異量為 68.73%，其中第一個因素的解釋變異量 僅占 29.36%，顯示共同方法變異在本研究中並未造成嚴重的問題。
四、資料聚合
由於本研究所蒐集的「團隊學習行為」屬共享構念（shared construct），資料之蒐集來自 教師個體。因此，在進行跨層次分析之前，必須先檢視個體變項聚合（aggregating）至群體層 次的適當性（Klein, Dansereau, & Hall, 1994）。本研究以 rwg( j)為檢驗指標，以檢驗資料整合之 適合性（James, Demaree, & Wolf, 1984）。依照 James 等（1984）的建議，取 rwg＞ .70 為判斷 標準，本研究團隊學習行為之 rwg( j)皆大於 .70，最小值為 .71、最大值為 .99、平均數為 .94、 中位數為 .95，這說明團隊學習行為變項聚合程序之合理性。
肆、研究結果
一、敘述性統計
表 1 列出個體層次變項之平均數、標準差及相關係數等敘述性統計資訊。整體而言，本 研究變項平均數介於 3.34 到 4.63 之間，除了表現逃避（M＝3.34）外，其他變項的平均數皆 高於 4.00，顯示高中教師在面對教學任務時，所持之學習趨向、表現趨向及學習逃避皆較表 現逃避為高，亦有不錯的創意自我效能（M＝4.08）與創意教學表現（M＝4.32）。就零階相關 分析的結果而言，創意教學表現與創意自我效能的相關最高（r＝ .62），創意教學表現與學習 趨向（r＝ .57）、學習逃避（r＝ .35）、表現趨向（r＝ .33）都有顯著的中度正相關，而創意 教學表現與表現逃避的相關為低度負相關（r＝-.12）。二、中介效果的假設檢定
本研究資料高中教師巢套於教學研究會之下，其組內樣本具有高度的相似性，造成樣本 獨立性假設被違反，必須使用階層線性統計技術，將組內樣本相關性加以處理（Raudenbush & Bryk, 2002）。依據 Krull 與 MacKinnon（1999, 2001）所提出兩層資料結構的多層次中介效果 模型（如：1→1→1、2→1→1、2→2→1），本研究的中介效果模型為 1→1→1 模型。（一）Model 1 與 Model 2
在跨層次研究的資料分析過程中，須先檢視跨層次效果的存在，即依變數間的群間與群 內變異成分必須顯著。首先，本研究以創意教學表現為依變項進行分析，研究結果發現，Model
成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 100 表 1 個體層次平均數、標準差及變項之相關（N＝1,620） 研究變項 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1.性別a 1.00 2.年齡 .12** 1.00 3.教育程度 .04 -.15** 1.00 4.服務該校年資 .00 .72** -.19** 1.00 5.社會期許 .04 .19** .00 .17** （ .68）b 6.學習趨向 .07** .08** .03 .04 .12** （ .88） 7.表現趨向 -.02 .05 -.04 .05 -.03 .39** （ .86） 8.表現逃避 -.03 .02 -.01 .01 -.17** -.19** .16** （ .83） 9.學習逃避 -.03 .04 -.03 .04 .09** .41** .35** .08** （ .84） 10.創意自我效能 .13** .07** .04 .04 .10** .49** .27** .14** .26** （ .90） 11.創意教學表現 .04 .07** .02 .03 .12** .57** .33** -.12** .35** .62** （ .91） 平均數 0.35 40.85 16.96 11.26 8.50 4.63 4.37 3.34 4.31 4.08 4.32 標準差 0.49 8.72 1.07 7.34 2.48 0.67 0.82 0.86 0.72 0.82 0.66 a教師的性別以虛擬變數來代表，男性為 1、女性為 0；b括號內為 Cronbach’s α 值。 **p ＜ .01. 1虛無模型（null model）群間變異成分值為 0.03，達顯著水準（χ2＝330.7, df＝217, p ＜ .01）， 而群內變異成分值為 0.41（參見表 2），滿足階層線性模式分析依變項的群間與群內變異成分 必須存在的要求。再進一步計算組內相關係數（ICC1）為 .0669，表示本研究創意教學表現有 6.69%的變異存在於不同群體之間，群間差異 η2為 .19，F(217, 1402)＝1.52，p ＜ .01，達顯 著水準。接著，再以創意自我效能為依變項進行分析，結果發現 Model 2 虛無模型群間變異成 分值為 0.02，達顯著水準（χ2＝268.71, df＝217, p ＜ .01），而群內變異成分值為 0.65，亦滿 足階層線性模式分析依變項的群間與群內變異成分必須存在的要求。再進一步計算組內相關 係數（ICC1）為 .0280，表示本研究創意教學有 2.80%的變異存在於不同群體之間，群間差異 η2為 .16，F(217, 1402)＝1.24，p ＜ .05，達顯著水準，初步支持進行多層次資料分析的合理 性。
（二）Model 3
接著，根據 Baron 與 Kenny（1986）的中介效果檢驗程序，進行成就目標影響創意教學表 現的總效果估計（IV→DV）。本研究在 Model 3 中，除了性別變項不平減（uncentered）外， 其餘個體層次變項都予以總平減（grand centered），且控制變項與四個成就目標皆不設定隨機 效果。分析結果顯示，四個成就目標對創意教學表現的迴歸係數皆顯著，除表現逃避迴歸係陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 101
表 2
創意自我效能 1→1→1 的多層次中介模型分析
Model 1b Model 2c Model 3b Model 4c Model 5b 固定效果 截距（γ00） 4.33** 4.08** 4.32** 4.02** 4.34** 性別（γ10） 0.01** 0.17** -0.05* 年齡（γ20） 0.00** 0.00** 0.00** 教育程度（γ30） 0.01** 0.03** 0.00** 本校任教年資（γ40） 0.00** 0.00** -0.00 社會讚許（γ50） 0.01** 0.01** 0.01** 學習趨向（γ60） 0.45** 0.47** 0.28** 表現趨向（γ70） 0.09** 0.10** 0.05** 表現逃避（γ80） -0.04** -0.08*** -0.01 學習逃避（γ90） 0.11** 0.08** 0.08** 創意自我效能（γ100） 0.36** 隨機效果 第二層（τ00） 0.03** 0.02** 0.02** 0.01** 0.01** 第一層（σ2） 0.41** 0.65** 0.27** 0.48** 0.21** 第一層△R2 34.15% 26.15% 22.22% 離異數a （估計參數數） 3,232.75 （3） 3,940.45 （3） 2,532.82 （12） 3,442.26 （12） 2,126.56 （13） a以 FML 法估計之離異數；b以創意教學表現為依變項；c以創意自我效能為依變項。 *p ＜ .05. **p ＜ .01. 數為負向外，（γ80＝-0.04, SE＝0.02, t＝-2.20, df＝1,393, p ＜ .05），其餘成就目標皆為正向， 學習趨向 γ60＝0.45（SE＝0.02, t＝18.86, df＝1,393, p ＜ .01），表現趨向 γ70＝0.09（SE＝0.02, t＝4.88, df＝1,393, p ＜ .01），學習逃避 γ90＝0.11（SE＝0.02, t＝5.16, df＝1,393, p ＜ .01）。 表示四個成就目標皆符合 Baron 與 Kenny 的中介效果檢驗的第一個條件。加入四個成就目標 後，使原來的層一誤差項的變異成分，從 0.41 降到 0.27（R2＝34.15%），表示引進成就目標可 減少層一誤差項 34.15%的變異。
（三）Model 4
Model 4是進行成就目標對創意自我效能的估計（IV→MeV）。在 Model 4 中除了性別變 項不平減外，其餘個人層次變項亦都予以總平減（grand centered），且控制變項與成就目標皆 設定無隨機效果。分析結果如表 2 所示，四個成就目標皆達顯著水準，學習趨向 γ60＝0.47（SE
成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 102 ＝0.04, t＝11.08, df＝1,393, p ＜ .01）、表現趨向 γ70＝0.10（SE＝0.03, t＝ 3.66, df＝1,393, p ＜ .01）、表現逃避 γ80＝-0.08（SE＝0.03, t＝-3.24, df＝1,393, p ＜ .01）及學習逃避 γ90＝0.08 （SE＝0.03, t＝2.61, df＝1,393, p ＜ .01），在四向度成就目標中，除了表現逃避對創意自我效 能為負向影響外，其他成就目標對教師的創意自我效能皆有正向的影響。表示四個成就目標 皆符合 Baron 與 Kenny（1986）的中介效果檢驗的第二個條件。加入四個成就目標使原來的層 一誤差項的變異成分，從 0.65 降到 0.48（R2＝26.15%），表示引進成就目標可減少層一誤差項 26.15%的變異。
（四）Model 5
Model 5檢定加入創意自我效能後，創意自我效能對創意教學表現的影響是否顯著，以及 成就目標對創意教學表現的影響是否變成不顯著（完全中介）或仍顯著但迴歸係數變小（部 分中介）。分析結果顯示，創意自我效能的迴歸係數顯著（γ100＝0.36, SE＝0.02, t＝21.42, df＝ 1,392, p ＜ .01），符合 Baron 與 Kenny（1986）的中介效果檢驗的第三個條件。在成就目標對 創意教學表現的影響方面，除了表現逃避迴歸係數未達顯著水準外（γ80＝-0.01, SE＝0.01, t＝ -0.46, df＝1,392, p ＞ .05），學習趨向（γ60＝0.28, SE＝0.02, t＝12.63, df＝1,392, p ＜ .01）、表 現趨向（γ70＝0.05, SE＝0.02, t＝3.24, df＝1,392, p ＜ .01）及學習逃避（γ90＝0.08, SE＝0.02, t ＝4.23, df＝1,392, p ＜ .01）的迴歸係數皆達顯著水準（參見表 2），且皆小於 Model 3 未加入 創意自我效能前的迴歸係數，符合 Baron 與 Kenny 的中介效果檢驗的第四個條件。此外，加 入創意自我效能使層一誤差項的變異成分從 Model 3 的 0.27 再降到 0.21（R2＝22.22%），表示 引進創意自我效能可減少層一誤差項 22.22%的變異。本研究的中介效果模型的參數估計值如 圖 2 所示。接著，本研究參照 MacKinnon（2008）之建議進行 1→1→1 間接效果（indirect effect, IE） 的檢定。結果顯示，學習趨向→創意自我效能→創意教學表現路徑的 IE 為 0.17（p ＜ .01）； 學習逃避→創意自我效能→創意教學表現路徑的 IE 為 0.03（p ＜ .01）；表現趨向→創意自我 效能→創意教學表現路徑的 IE 為 0.04（p ＜ .01）；表現逃避→創意自我效能→創意教學表現 路徑的 IE 為-0.03（p ＜ .01）。檢定結果顯示，四個成就目標經由創意自我效能來影響創意教 學表現路徑的 IE 皆顯著，H1獲得支持。其中又以學習趨向→創意自我效能→創意教學表現路 徑的 IE 值最大（IE＝0.17）。
本研究的五個模型皆以限制最大概似法（restricted maximum likelihood, REML）進行參數 估計，以求得隨機效果變異成分的母群體不偏估計值。然而，為比較不同固定效果模型的適 配度，本研究再以完全最大概似法（full maximum likelihood, FML）求得各模型的離異數 （deviance）。表 2 顯示，Model 5 的離異數最小，且經卡方檢定 Model 5 與 Model 3 有顯著差 異（Δχ2＝406.26, Δdf＝1, p ＜ .01），顯示 Model 5 的適配度最佳。
陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 103 圖2. 創意自我效能中介效果的未標準化模型。本模型為1→1→1的多層次中介模型，控制變項 不在模型中顯示。 **p ＜ .01.
三、跨層級直接效果與調節效果的假設檢定
本節將進行跨層級直接效果與調節效果的假設檢定，以 Model 1（虛無模式）檢視資料中 是否存在群內一致性；Model 2 檢視個體層級的線性效果；Model 3 檢視個體層級非線性效果； Model 4檢視團體層級的直接效果；Model 5 檢視跨層級的線性效果調節效果；最後，以 Model 6檢視跨層級的非線性調節效果。（一）Model 1
表 3 之 Model 1 的虛無模型分析與表 2 之 Model 1 的虛無模型分析完全相同，請參見上節 有關中介效果檢定中 Model 1 的分析結果。
（二）Model 2、Model 3 及 Model 4
在檢驗完群間與群內變異成分後，接著，以 Model 2 檢驗個體層級之線性直接效果。表 3 的 Model 2，除了性別變項不平減（uncentered）外，其餘個體層次變項都予以組平減（group centered），且背景變項皆不設定隨機效果。團隊層級以團隊大小（即各教學研究會人數）為控 團隊層級 個體層級 表現逃避 學習趨向 學習逃避 創意 自我效能 教學表現 創意 0.28** 表現趨向 0.47** 0.08** 0.08** 0.36** 0.05** -0.01 0.10** -0.08**
成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 104
表 3
團隊學習行為之直接效果與調節效果分析
Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 固定效果 截距（γ00） 4.33** 4.32** 4.32** 4.32** 4.32** 4.32** 團隊大小（γ01） -0.00**- -0.00**- -0.01**- -0.01**- -0.01** 團隊學習行為（γ02） 0.41** 0.42** 0.42** 性別（γ10） 0.01** 0.01** 0.02** 0.02** 0.02** 年齡（γ20） 0.00** 0.00** 0.00** 0.00** 0.00** 教育程度（γ30） 0.02** 0.01** 0.01** 0.01** 0.01** 本校任教年資（γ40） -0.00**- -0.00**- -0.00**- -0.00**- -0.00 社會讚許（γ50） 0.01** 0.01** 0.01** 0.01** 0.01** 學習趨向（γ60） 0.47** 0.47** 0.47** 0.47** 0.47** 團隊學習行為（γ61） 0.13** 0.13** 表現趨向（γ70） 0.10** 0.11** 0.11** 0.11** 0.11** 表現逃避（γ80） -0.02**- -0.02**- -0.02**- -0.02**- -0.02 學習逃避（γ90） 0.09** 0.09** 0.09** 0.09** 0.09** 團隊學習行為（γ91） 0.02** 0.02** 學習趨向平方（γ100） 0.05** 0.05** 0.05** 0.05** 團隊學習行為（γ101） 0.00** 隨機效果 第二層（τ00） 0.03** 0.05** 0.05** 0.03** 0.03** 0.02** 第二層（τ66） 0.02** 0.01** 0.01** 0.01** 0.01** 第二層（τ77） 0.02** 0.01** 0.01** 0.01** 0.01** 第二層（τ88） 0.00** 0.00** 0.00** 0.01** 0.01** 第二層（τ99） 0.04** 0.03** 0.03** 0.03** 0.03** 第二層（τ1010） 0.02** 0.02** 0.01** 0.01** 第一層（σ2） 0.41** 0.23** 0.22** 0.22** 0.22** 0.22** 第一層△R2 42.50%*- 4.35% 離異數a（估計參數數） 3,232.75 （3） 2,569.60 （27） 2,537.06 （34） 2,472.48 （35） 2,465.40 （37） 2,465.40 （38） a以 FML 法估計之離異數。 *p ＜ .05. **p ＜ .01.
陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 105 制變項，並予以總平減。分析結果顯示，除表現逃避迴歸係數未達顯著水準外（γ80＝-0.02, SE ＝0.02, t＝-1.35, df＝217, p ＞ .05），其餘成就目標皆達顯著水準。學習趨向 γ60＝0.47（SE ＝0.03, t＝16.71, df＝217, p ＜ .01），表現趨向 γ70＝0.10（SE＝0.02, t＝4.62, df＝217, p ＜ .01），學習逃避 γ90＝0.09（SE＝0.03, t＝3.49, df＝217, p ＜ .01）。表示個體層次之學習趨 向、表現趨向、學習逃避目標對創意教學表現皆有正向的影響。原本只含控制變項時，層一 誤差項的變異成分為 0.40。加入成就目標後，層一誤差項的變異成分降到 0.23（R2＝42.50%）， 表示引進成就目標可減少層一誤差項 42.50%的變異。 再以 Model 3 檢驗個體層次之非線性主要效果的部分。結果顯示，學習趨向平方的迴歸係 數達顯著（γ100＝0.05, SE＝0.02, t＝2.02, df＝217, p ＜ .05），且引進學習趨向平方可減少層一 誤差項 4.35%的變異成分。以 Model 4 來檢驗團隊層級變項對創意教學表現的影響。結果顯 示，團隊學習行為的迴歸係數 γ02＝0.41（SE＝0.05, t＝8.81, df＝215, p ＜ .01）達顯著水準， 表示團隊學習行為對創意教學表現有正向的影響，H2 得到支持（參見表 3）。引進團隊學習行 為層二截距項（τ00）之變異成分從 0.05 降到 0.03，顯示團隊學習行為可減少層二截距項 40.00% 的殘差變異。
（三）Model 5 與 Model 6
研究者進一步檢定跨層級的線性調節效果。Model 5 顯示團隊學習行為會對學習趨向與創 意教學表現的關係產生調節（γ61＝0.13, SE＝0.07, t＝1.96, df＝216, p ＜ .05），團隊學習行為 對學習逃避與創意教學表現的關係之調節效果則不顯著（γ91＝0.02, SE＝0.07, t＝0.27, df＝216, p ＞ .05），H3b 未獲支持。本研究依照 Aiken 與 West（1991）的建議畫交互作用圖，由圖 3 得知在高團隊學習行為的情境下，學習趨向與創意教學表現的關係較在低團隊學習行為的情 境下強。最後，以 Model 6 檢驗跨層級的非線性調節效果，分析結果顯示，團隊學習並不會對 學習趨向與創意教學表現的二次關係產生調節（γ101＝0.00, SE＝0.07, t＝0.05, df＝216, p ＞ .05），H3a 未獲得支持。 本研究的六個模型皆以 REML 估計法進行參數估計，為比較不同固定效果模型的適配度， 本研究再以 FML 估計法求得各模型的離異數（參見表 3）。結果發現，Model 6 與 Model 5 的 離異數没有差別，由於 Model 5 只估計 37 個參數，而 Model 6 估 38 個參數，基於簡效原則， 以 Model 5 的模型為佳。再進一步檢視發現 Model 5 離異數最小，且經卡方差異檢定發現， Model 5與 Model 4 有顯著差異（Δχ2＝ 7.08, Δdf＝ 2, p ＜ .05），這表示 Model 5 的模型適 配度最佳。成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 106 圖3. 團隊學習行為對學習趨向與創意教學表現之調節效果
伍、結論與建議
一、結論
（一）創意自我效能對成就目標與創意教學表現之中介效果
本研究依社會認知理論的觀點探討在個體層級中，教師創意自我效能對成就目標與創意 教學表現關係之中介效果。研究結果顯示，成就目標會經由創意自我效能來影響創意教學表 現，其中表現逃避→創意自我效能→創意教學表現路徑的中介效果為負向，其餘三條路徑的 中介效果皆為正向。此結果呼應李仁豪與余民寧（2003）、程炳林（2003）、黃家齊與黃荷婷 （2006）、Elliot 與 McGregor（2001）、Pintrich（2000b）之研究發現。若依據社會認知理論的 觀點（Bandura, 1988, 1989），將此成就目標視為一種動機因素，則本研究之結果即符合自我調 控系統中，動機會透過自我效能來影響行為的中介機制（Bandura, 1989, 1991），亦即教師所持 有的四種成就目標，會透過其創意自我效能，進而影響其創意教學表現。（二）團隊學習行為對創意教學表現之跨層級直接效果
本研究發現，團隊學習行為對於教師創意教學表現有正向的影響。依據社會認知理論 （Bandura, 1977, 1986）的觀點，觀察學習與仿傚為個體產生創新行為的主要方法之一，教師 可以透過觀察不同楷模的特點進行替代性學習，將不同的特點加以組合，並結合自身的經驗 發展出創意教學行為，而團隊學習行為即為引發此觀察學習的重要因子。教師在參與教學研 究會的學習活動時，會觀察其他教師如何進行教學活動，並且觀摩楷模教師之教學經驗與特 低團隊學習 高團隊學習 （-1SD） （1SD） 學習趨向 3 3.5 4 4.5 5 創意教學表現陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 107 點，進而組合成新的教學行為。是以，教學研究會之團隊學習行為的強度愈強，教師亦會有 愈佳的創意教學表現，本研究之發現服膺社會認知理論之觀察學習概念。在實徵研究上，Hirst 等（2009）對研發團隊進行研究，發現團隊學習行為與員工創造力的關係並不顯著。由於該 研究只有二十五個團隊，其不顯著的原因可能與團隊層級的樣本數太少有關。此外，Wang 與 Ellinger（2011）的研究發現，組織學習會正向影響個體層級與組織層級的創新表現。 Timmermans、Van Linge、Van Petegem、Van Rompaey 及 Denekens（2013）研究發現，產品導 向資訊（production-oriented information）的團隊學習活動會正向影響團隊漸進式創新的執行效 能；而發展導向資訊（development-oriented information）的團隊學習活動則會正向影響其團隊 激進式創新的執行效能。根據 Wang 與 Ellinger 和 Timmermans 等人及本研究的研究結果得知， 無論是組織層級或是群體層級的學習行為，皆會對個體層級的創造力產生跨層級的正向影響。
（三）團隊學習行為對學習目標導向與創意教學表現之跨層級調節效果
本研究以社會認知理論（Bandura, 1977, 1986）與特質活化理論（Tett & Burnett, 2003）探 討團隊學習行為對學習目標導向與創意教學表現之調節效果。研究結果顯示，團隊學習行為 僅對學習趨向與創意教學表現關係有線性調節效果，對學習逃避與創意教學表現的關係則調 節效果不顯著。若以特質活化理論來加以解釋，當團隊因素與個人的特質相近時，團隊脈絡 會活化個人特質，使其展現與該特質相近的行為。由此可解釋為何學習趨向的調節效果達到 顯著，因為團隊學習行為與學習趨向之個人特質具有相似性，因此，在高度團隊學習行為的 氛圍下，學習趨向的個體即被此情境脈絡所活化，進而對創意教學表現的關係產生更強的效 果。然而，過度學習以至於降低創意教學表現的情形並未發生在高中教師身上，此結果與 Hirst 等（2009）的研究發現略有差異。
二、理論與實務意涵
（一）理論意涵
本研究主要基於社會認知理論（Bandura, 1977, 1986）與成就目標理論（Elliot & McGregor, 2001; Pintrich, 2000a, 2000b）來建構研究概念模型。首先，本研究以教師樣本驗證了在教學領 域的四向度成就目標，說明教師在面對教學任務時，亦會有學習趨向、學習逃避、表現趨向 及表現逃避四種不同的成就目標，四向度成就目標理論在教學工作領域獲得支持。其次，根 據社會認知理論，自我效能在個體特質與行為表現之間扮演著重要的中介角色，本研究結果 亦發現，個體成就目標會透過創意自我效能進而影響其創意教學表現。此外，研究發現團隊 學習行為對創意教學表現會有跨層級的正向影響。當教師置身於強調學習的教學研究會中， 會藉由觀察楷模教師的經驗，透過討論、觀摩等學習行為，改進自身的教學方法，進而發展 出創意教學行為。行為會受環境脈絡的影響，本研究結果對社會認知理論提供了實徵上的支 持。
成就目標影響創意教學 陳玉樹、郭銘茜 108
最後，根據特質活化理論，當團隊因素與個人的特質相近時，團隊脈絡會活化個人特質。 本研究依此探討團隊學習行為對學習目標導向與創意教學表現關係之調節效果。研究結果發 現，團隊學習行為會對學習趨向與創意教學表現關係產生正向調節效果，此結果服膺特質活 化理論（參見 Tett & Burnett, 2003）。因為團隊學習行為與學習趨向教師的個人特質具有高度 相似性，因此，在高團隊學習行為的教學研究會中，學習趨向的教師即被此情境脈絡所活化， 進而提升其學習趨向對創意教學表現的關係。
（二）實務意涵
從本研究發現，教師之創意自我效能在成就目標與創意教學表現之間具有中介效果，且 不同之成就目標路徑有不同的中介效果。除了表現逃避→創意自我效能→創意教學表現路徑 的中介效果為負向外，學習趨向、學習逃避及表現趨向經由創意自我效能，影響創意教學表 現路徑之中介效果皆為正向，其中，又以學習趨向→創意自我效能→創意教學表現路徑的中 介效果最強。由此可知，對自己的能力以學習定義與趨向定價的教師，會有較強的創意自我 效能，進而影響創意教學表現之中介效果也較強。雖然學習逃避與表現趨向亦會透過創意自 我效能來影響創意教學表現，但其中介效果明顯弱於學習趨向的路徑。因此，在教學實務上， 學校主管應致力於強化教師的學習趨向目標。此外，表現逃避對創意教學表現的中介效果是 負向，是以，學校主管亦應致力於減低教師的表現逃避目標。 由團隊學習行為對創意教學表現之正向影響可知，教師會藉由教學研究會進行知識交 流、互相討論教學疑難及協同發展教案等來提升創意教學表現。學校主管應提供良好的學習 環境，將教學研究會塑造成有利於學習與知識分享的教學研究團隊，此將有效提升教師之創 意教學表現。最後，由研究結果得知，學習趨向與創意教學表現的關係，會受到團隊學習行 為的正向調節，是以，提升教學研究會的團隊學習行為，亦可提升學習趨向對創意教學表現 的關係強度。三、研究限制與後續研究建議
首先，本研究採用問卷調查法，問卷之填答來源皆為教師本身，雖然根據 Moorman 與 Podsakoff（1992）的建議，以社會期許作為控制變項，排除受試者可能產生的填答偏誤，並 以 Harman 單因素測試法進行共同方法變異檢測，顯示本研究無嚴重的共同方法變異問題，但 仍建議未來研究在創意教學表現資料的蒐集上，可採用客觀指標（如：創意教案、創意教學 競賽得獎紀錄等）或蒐集不同來源的資料（如：創意教學表現由主管或學生來評鑑），以更精 確地排除共同方法變異對研究的影響。 第二，本研究工具大多採自國外學者所發展之量表，在信度與效度上皆具有一定的水準。 然而，量表可能受限於不同的社會文化差異，量測結果難免會受文化因素的影響，此為研究 工具本身之限制。陳玉樹、郭銘茜 成就目標影響創意教學 109 第三，本研究對創意自我效能、團隊學習、創意教學表現的測量，皆是單一構面 （uni-dimension），未來研究應針對上述變項的多元構面（multi-dimension）進行探討，發展更 精確的測量以增強現有文獻單一構面測量上的不足。 第四，在研究對象方面，本研究以高中教師為研究對象，因考慮團隊與個體層級樣本數 之限制，僅以高中有較多教師的國、英、數三科之教學研究會為團隊單位。因此，對本研究 結果的推論僅限於高中國、英、數三科教師的創意教學表現。 第五，本研究為橫斷面研究，雖以理論來建構變項間的因果關係，然而，在研究設計上， 其因果關係的推論仍有所限制，僅能說所蒐集之樣本資料符合本研究之假設模型。建議未來 研究可以縱貫研究的角度切入，蒐集不同時間點的變項資料，或以實驗設計操弄不同成就目 標，對成就目標如何影響其他變項之因果關係獲得更精準結果。 第六，若從社會認知理論的觀點來看，環境不但會影響行為，亦會影響個人（person）， 是以團隊學習行為亦可能會對創意自我效能產生影響，反之亦然。然而，本研究的重點在探 討成就目標與創意教學表現的中介與調節機制，故未對團隊學習行為與創意自我效能的關係 多做論述，建議後續研究可深入探討團隊學習行為對創意自我效能的影響機制。 最後，Bandura（1986）曾以自我效能概念衍伸出集體效能（collective efficacy）的概念， 且 Bunderson 與 Sutcliffe（2003）亦將個體知覺到團隊學習或表現目標導向的氣候稱為團隊目 標導向，因此，未來研究亦可考慮將個體層次之推論提升至團隊層次，以瞭解團隊成就目標、 團隊創意效能及團隊創意表現之關係。
