國立臺灣自Ii !範大學教育心理與輔導學系 教育心理學報 ·2014·46 卷. I 期 ·117-140ft DOl: 10.6251/BEP.20140120
超越四向度:六向度目標導向模式之驗證
與分析*
林宴瑛
固立臺灣師範大學 教育，心理與輔導學系程炳林
國立成功大學 教育研究所 H 標導向研究者新近主張以I".{乍 ICHν他人參照標準».趨向/逃避焦點建構 IJ 標導向開論，將 H 標導 [11J lJli分為工作趨向、|可我趨向、他人趨向、工作逃避、自我逃避及他人逃避六種目標。本 研究仆的在於考驗依據自Ii述主張所建構的六 [Ill 度，目標導 [rlJ 模式是何更能解釋實際的觀察資料， 放分析六|句度 H 標導向與認定目標約構、考試情緒間的關係。為完成上述研究目的，本研究抽 取台灣地區 722 們國中生，所蒐集資料以結構方程模式、模式比較法進行統計考驗。研究結果 顯示六 [r" 度口標導向模式具有現恕的身整體適配度、內 {hIt，質、申 M合與區別鈑度，適合用來解釋 國 rll 牛-的觀察資料 c 六種 11 標導|何與課室 lel 練結構、考試情緒 H有不叫關係 O 諜，主 I] 標車前梢方 面，趨向精熟 11 標結構最能正向預測 r作趨向與自我趨向 H 襟，逃避精熟甘標車 fi槽最能 I t~[I" 預 測 rw逃避與 ['j 我逃避 II 標;趨向失現日標結構最能 I[~ 向預測他人趨向 I~ 標;逃避表現 [I 標結 構最能 J I: 向預測他人逃避 11 標。主~:JJt情緒Ji [(li .趨向的日標能 II~ 向預測 II~ 向考試悄緒，負 IIi]預 測的 IIJ 芳:式的結.逃避的 11 標則釘 [IIJ 預測 II 一 [11J 考試 '1'1'1緒，正向預測負向考試情緒。本研究根據 研究結果在理論|一的油-技進行討論，並提 H\米來研究之連議。關鍵詞:目標導向、考試情緒、課室目標結構、競爭模式
H 標導向理論 (goal
orientation
theory) 為當代學習動機車要的理.論之-，該理論迄今已發展達了三、四十作之久。期間，各種不同概念模式相繼提出，包合基準H 標理論、修正目標理論、四 向)主 H 標導向理論及 3x2 成就目標模式。其中，二向度 (Kaplan
&
Midgley
,
1997) 、三三向度(Linnenbrink
, 2005;
Wolters
,
2004) 與四向皮目標導向開論(林宴瑛、程炳林，2007 ;
Elliot
&
McGregor
, 2001
)特已累積相當多的實徵研究，可p.適用於國小高作級至大學等各作齡層(如: Linnenbrink 以國小學生為研究對象;林宴瑛與程炳林、 Kaplan 與 Midgley 以國中生為受試者 ;Wolters 以高中生為對象; Ell叫與 McGregor 以大學生為受試者) ，其豐品，的研究成果讓教育者得以更了解 學習者的成就動機及其相關的結果變項。但由於 3x2 成就 H 標模式為新近提-出(Elliot
,
Murayama
,
& Pekrun
,
2011)' 該用論模式適用於實際觀察資料之情形仍需較多實徵請據所支持。基於此，本研 究即欲探究六向 J~fl 標導向模式是否過用於台灣國中生，及此目標模式與其他構念之關聯。一、目標導向理論之發展
H 標導向是指學習者從事特定學習 ~L作所持的理由或打的(
Middleton
&
Midgley
,
1997) 。起初研究者將日標導向區分為兩輛，學習日的在於發展能力的，稱為精熟門標(
mastery goal)
;學習門的在於請明能力的，稱為表現鬥標(performance
goal
X
Ames
,
1992; Maehr
&
Midgley
,
1991 )0 Pintrich
(2000a) 稱此種二分法為基準們標理論(
normative goal
theory) 。依據基準目標理論，精熟目標與 適應性行為祖型有正向關聯;表現 H 標與不適應行為組型有正向關聯 (Ames， 1992) 。由於實徵研 究對表現目標的研究結果呈現不一致的情況 (Ames，1992; Wolters
,
Yu
,
&
Pintrich
,
1996)
，學者開始 思考表現H 標的不適應性本質，進而提山修正H 標理論(revised goal theory)
，將表現日標進步 區分成趨向表現目標 (approachperformance
goal) 和逃避表現們標(avoidance performance goal)
(Elliot
,
1999; Middleton
&
Midgley
,
1997) 。根據修正 H 標理論，趨向表現日標指學習者「以他人為參照而欲表現的較他人好 J .逃避表現 日標指學習者「避免自己表現出愚笨或在別人眼中是無能力 J' 而造成學習者在學習歷程中不適應 的是逃避表現們標，而非趨向表現 H 標 (Elliot，
1999; Middleton
&
Midgley
,
1997) 。此外，修正 H 標理論亦反對基準口標理論將目標導向當成單-向度兩極 (bipolar) 特質之觀點，而提出多重曰標( multiple
goal) 之觀點，主張同時持有精熟們標與趨向表現日標的學習者具有最適應的學習組型( Barron
&
Harackiewicz
,
2001
)。多軍們標觀點亦獲得實徵研究所支持(程炳林，2002 ; Barron
&
Harackiewicz
,
200 I; Pintrich
,
2000b
)。 有鑑於修正 H 標理論的精熟口標仍川侷限於單」趨向焦點，因此，Elliot ( 1999
)與 Pintrich(
2000a) 皆進而主張精熟 H 標亦可依趨向/逃避焦點加以區分，則同標導向吋分為趨向精熟、逃避 精熟、趨向表現與逃避表現四種，成為四向度們標導向理論。依據四向度打標導向，精熟/表現導 向、趨向/逃避焦點對學習者的學習歷程會有不|司的影響，因此四種目標導向具有 F列特性.趨向 精熟目標最為適應，能正向影響學習者的適應性學習歷程;逃避表現 H 標最不適應，能負向影響 學習者的適應性學習歷程:趨向表現日標因具有趨向焦點，會正向影響適應性學習歷程，但同時 具有表現導向的特質，故其效果會低於趨向精熟鬥標;逃避精熟目標因具有精熟導向，會比逃避 表現更適應， r商樣因其具有逃避焦點，會比趨向精熟 H 標不適應(程炳林，2003 ; Pintrich
,
2000a) 。四向度目標導向模式亦獲得實徵資料所支持(程炳林，
2003 ; Elliot
&
McGregor
,
2001)
0二、六向度目標導向之內涵
上述目標導向耳論以學習者從事學習工作的意圖 (p呻ose) 區分為精熟與表現兩者。 Elliot 、
Murayama 與 Pekrun
(2011
)認為「意圖」缺乏精確性，因其同時包合理由(reason) 與們的 (aim) 。其中，理由包含能力及其他掃而的內容(如1 :表現們標中講明能力的理由可能為獲得認可、向我 表現或能力本身) ;門的則僅包含能力。因此， Elliot 等人主張以「能力為基礎的H 的 J
(the
competence-based
aim) 來定義日標導向。根據評量所使用的參照標準'能力可以區分為:以工作(task) 、以自我( self)及以他人 (other) 為參照三輛 ， JJU上原有的趨向/逃避焦點面向，個人們 標吋發展為 3 屯的六向度成就打標模式，分別為工作趨向 (task-approach goal) 、工作逃避
(task-avoidance
goal) 、 H 我趨向(self-approach
goal) 、問我逃避( selιavoidance goal) 、他人趨 向(other-approach
goal) 、他人逃避(other-avoidance
goal) 六種同標 o 根據 Elliot 等人 (2011 )的 界定，工作趨向目標是指學習者以工作本身為參照，強調精熟、學習與了解工作;工作逃避是指學習者以工作為參照，但是把焦點置於避免不理解、不學習、不精熟;自我趨向是指學習者以H 已為參照，強調表現的比從前H 己好;向我逃避是指學習者以自我為參照，但是聚焦於避免表現 的此從前門己差;他人趨向是指學習者以他人為參照，而將焦點置於證明問己能力與維持門我優 越感;他人逃避是指學習者從事學習工作時，避免被別人當成是無能力或愚笨的。對照四向!主H
/:向度目標導向模式之驗證與分析
119
標導向模式 ， 3x2 成就目標模式中的工作趨向與自我趨向目標為趨向精熟H 標，工作逃避與向我逃 避目標為逃避精熟H 標，他人趨向目標為趨向表現目標，他人逃避H 標即為逃避表現日標。 Elliot 等人(2011 )以大學牛馬對象的研究結果顯示 '3x2 成就 H 標模式獲得實徵資料所支持。 儘管如此，由於 3x2 成就 H 標模式屬於較新的理論構念，相關實徵研究仍較少。首先，過去實徵 研究結果顯示，四向度目標導向在國、內外研究中，普遍適用於中學生與大學生(林宴瑛、程炳 林，2007
:程炳林，2003 ; Elliot & McGregor
,
2001 )
，但 Elliot 等人的研究陣以大學生為對象 o 換 言之 ， 3x2 成就們標模式是否適用於中學魚仍待進-步考驗。因此，本研究以國中生為研究對象， 欲了解國中生在分化程度上，是否能像大學使般，將精熟目標的參照標準更精準的區分為「工作」 參照及「向我」參照兩種。其次，本研究進-步探討六向度日標導向模式對不同群體的解釋力，因為六向度曰標導向模式能否解釋不同群體的觀察資料亦是評估模式效度的重要指標。第三，
Elliot
等人之研究並未探究模式中六個因素(潛在變項)的區別效度。理論模式的適配度Itt不代表潛在
變項的區別效度。因此，本研究以 x2 是最法 (Anderson
&
Gerbi嗯， 1988) 考驗模式之區別效度 C
第四， Elliot 等人以趨向氣質、逃避氣質做為目標導向的預測變項，本研究依據課室鬥標結構的理論觀點 (Ames，
1992; Pintrich
&
Schunk
,
2008 )
，以課室日標結構做為六向皮同標導向的預測變項。最後，在目標導向後果變項上，本研究依據控制.價值理論(
control-value theory )(
Pekr間，Goetz
,
Titz
,
&Pe叮， 2002) ，主要聚焦於考試情緒，欲探討六向度日標導向如何預測各種考試情緒。
三、譯室目標結構與個人目標導向之關係
課室 H 標結構是指學牛平在課室學習環境中，對教師所傳達從事學習工作理由的主觀知覺(Ames，
1992; Ames & Archer
,
1988)
0 Ames 提出三個課窯向度，教師得以藉由形塑學生所知覺的課室 H 標 結構，分別為工作和 l學習活動的分派、評鑑干II酬宜的使用、權威和責任的分配，可fJ主張課'Y-: fl 標 結構可以進而影響學正住在課空中所採用的個人們標導向。此外，根據 Pintrich 與 Schunk(2008)
的觀點 'fl 標導向是高度脈絡依賴，經由環境線索及壓力，是易於改變的。換言之，課宰曰標結 構為日標導向的前因變項，可用來預測日標導向。 實徵研究結果顯示，課室H 標結構可以用來預測學習者的個人門標導向(林宴瑛、程炳林，2007
:彭淑玲、程炳林，2005 : Wolters
,
2004) 。此外，彭淑玲與程炳林 (2005 )發現課室 H 標結 構與日標導向有著相對憊的關係， Il P課空日標結構最能預測|司類型的 H 標導向。在課室目標結構 的理論發展上，大致是依循個人們標導向而行。由於六向度的個人們標導向為新近所提出，尚未 累積足夠的實徵證據，故課言有們標結構日前仍停留於四向)主而尚未發展至六向度。因此，本研究 乃以 H 前已獲實徵請揮支持的四向皮課室目標結構來預測六向度的 f!古|人同標導向。本研究依據彭 淑玲與程炳林的研究結果，假定趨向精熟 H 標結構對工作趨向與問我趨向目標具有最大正向預測 效果;逃避精熟 H 標結構對工作逃避與問我逃避月標具有最大正向預測效果;趨向表現目標結構 對他人趨向日標具有最大正向預測效果;逃避表現們標結構對他人逃避目標具有最大正向預測效 果。 四、目標導向與考試情緒之關係 考試情緒是指學習者在考試期間所將驗到的各種情緒反應(Pekrun et a
I.,
2004
)。依據控制，價值理論( Pekr凹，
Goetz
,
Titz
,
& Perry
,
2002 )
，與控制和價個相關的認知評估是影響學業情緒的主要變項 O 鬥標導向為信念的輛，屬於價(而變工頁，應同樣能影響學習者的考試情緒 O
實徵研究方面則顯示，們標導向可以預測各種分立的學業情緒 (Pekrun，
Elliot
,
& Maier
,
2006
)。考試情緒為學業情緒車要的一環，應同樣能被H 標導向所預測。施怡女11 (2 011 )的研究即發現，四向度 H 標導向能聯合預測考試前、中、後不|吋階段的情緒。其研究亦顯示國中午較常經 歷的考試情緒分別為考試前之希望、焦慮、厭煩;考試中之高興、希望、牛氣及考試後之高興、
白豪、無望。因此，本研究採用施怡女IJ (20ll) 考試情緒量表中上述國中生較常稱歷的情緒作為 六向皮日標導向的效標變項。依據文獻與先前研究結果(施怡如，
20 II ; Linnenbrink & Pintrich
,
2002)
，本研究假定趨向的目標(無論是以工作、自我或他人為參照)能正向預測正向考試情緒(考試前之希望;考試中之高興、希望;考試後之高興、問豪)，負向預測負向考試情緒(考試前之焦 慮、厭煩;考試中之生氣:考試後之無望);逃避的目標則負向預測正向考試情緒，正向預測負向 考試情緒 O 此外，由於學業情緒理論指出情緒具有領域特定性(Pe肛凹， 2000) ，而探討數學考試情
緒的實徵文獻顯示，學生於考試前、中、後經歷多種不同考試情緒(
Kliene
,
Goetz
,
Pe缸間，&Hall
,
2005
)。因此，本研究選擇以數學科作為考試情緒的特定領域。 五、研究目的與假設 根據前述，本研究之研究門的如 f:
(寸依據新近日標導向理論觀點建構六向度目標導向模 式，採競爭模式取向，比較本研究建構的六向度鬥標導向模式是否比四向皮鬥標導向模式、工作/ 門我/他人參照二階模式與趨向/逃避焦點二階模式更能解釋國中牛.實際的觀察資料; (二)以多樣 本分析法比較男、女兩組受試者及國一、國二、國三這三組受試者在六向)宣日標導向模式上是否 有if.:異; (三)以 Anderson 與 Gerbing( 1988
)區別效度考驗法考驗六向皮門標導向模式的區別效 皮; (四)以課室鬥標結構預測六向度目標導向， .11E分析六種目標導向不II課室 H 標結構此前因變項 的關係; (五)以六向皮鬥標導向預測考試情緒 'oW探討六種目標導向不"考試情緒此後果變項的關 係。 針對研究目的- ，本研究依據實徵研究結果 (Elliotet
泣， 2011) ，假設六向度目標導向模式比 其他目標導向模式更能解釋國中生的實際觀察資料。就研究目的二，本研究假設六向度曰標導向 模式能解釋不同群體的觀察資料。就研究日的弓，基於Elliot 等人的理論觀點與實徵研究結果皆顯 示「六種目標導向是獨立的六個向度J '本研究假設六向度日標導向模式具有理想的區別效度。研 究目的四方面，依撮日標導向理論與實徵研究結果(彭淑玲、程炳林，2005)
，本研究認為趨向精 熟 H 標結構最能正向預測工作趨向與門我趨向鬥標;逃避精熟目標結構最能正向預測工作逃避與 自我逃避目標;趨向表現曰標結構最能正向預測他人趨向目標;逃避表現目標結構最能正向預測 他人逃避目標。最後，就研究目的五，本研究依據文獻與實徵研究結果(施怡如，20 II ; Linnenbrink
& Pintrich
,
2002)
，假定趨向的日標能正向預測正向考試情緒，負向預測負向考試情緒;逃避的H 標 則負向預測正向考試情緒、正向預測負向考試情緒O方法
一、研究對象 本研究以國中學生為研究對象，共的取兩批受試者。第-:ttt用以分析研究工具的信、效度， 第二批用以考驗研究假設。在第社t受試者方面，本研究採用二階段叢集抽樣，第-階段以學校 為單位，打fJ取台灣地區北、中、南各l 所學校，共 3 所學校。第二階段以班級為單位，出3 所學 校中共抽取lO個國一至國三的班級學生為受試者，獲得有效樣本人數共267 人 O 第二批受試者|吋 樣採用二階段叢集抽樣，第一階段對II取臺灣地區北部6 所、中部 3 戶丹、南部 4 所，共 13 所學校。 本研究依據教育部教育統計所列各縣市國中生的人數分佈比率(北、中、南三區約6:4 :
5) 進行 第二階段抽樣，出北區學校中抽取 13 個班級、中區學校中抽取 6 個班級、南區學校中抽取 8 個班 級，共打tl取 27 個國一至國三的研級學生為受試者。經剔除作答不完整和成明顯規則形式的受試者 後，獲得有效樣本人數共 722 人。其中北部 300 人、中古巴 162 人、南部 260 人;男生 367 人、女 午 355 人;國 ·256 人、國二 275 人、國三 191 人。二、研究蠻項的測量 六向度目標導向模式之驗證與分析
121
(一)目標導向 H 標導向量表是本研究依據 Elliot 等人 (2011 )提出的 3x2 成就 H 標分類架構，作參考 El1iot 與 Marayama (2008) 對 H 標導向讀表的編製建議、林宴瑛與程炳林 (2007 )的「目標導向壘表」 編製而成，以數學科為特定領域，以測最國中生的日標導向。議量表共分工作趨向鬥標、門我趨 向目標、工作逃避目標、自我逃避們標、他人趨向們標與他人逃避 H 標六個分最表。每個分量表 各有 3 題，共計問題，作答採用 Likert 六點壘表的方式，反應選項由 I (完全不符合) ~6 (完令 符合)。本最表編製完成後，即以 267 名國中牛馬樣本進行預試，據以分析:是表的信、效度。經探 宋式因素分析後，第 3 題未落於原先設定之因素範圍內，故予以刪除。刪題後，工作趨向日標策 表題打成為 2 題，六日前分量表共保間 17 題。 f言、效)主分析結果說明安 II 下:在因素分析方而，本是表以主軸法抽取因素、最小斜交法進行 轉軸。分析結果顯示口 J抽取六個與原主義表結構完令」致的因素，分別為:因素一的門我趨向、因 素二的他人逃避、因素三的他人趨向、因素凹的工作趨向、因素有，的自我逃避與因素六的工作逃 避。才有量表 17 個題目在其所屬因素上斜交轉軸後的組型負荷惜，絕對值在.4 4~ .98 之間;共同性 介於.4 6~ .93 之間，這六日前因素共口 J解釋余黨表 17 個題目總變異壇的 69% 。在信度方而，工作 趨向、問我趨向、工作逃避、鬥我逃避、他人趨向、他人逃避 H 標這六個分量表的內部-致性 Cronbach'sα 係數依序用 88 、 .84 、 .81 、 .77 、 .89 與 .89 。 (二)課室目標結構 課室門標結構量表是本研究依據 Ames(
1992) 對課常 H 標結構的定義與分類、 El1iot 與Murayama
(2008) 對 H 標單表的編製建議及林宴瑛與程炳林 (2007 )的「課眾目標結構量表」編 製而成，用來測構，國中牛.在數學科學習時所知覺的課三?F1標結構。本量表共有趨向精熟曰標結構、 逃避精熟鬥標結構、趨向表現日標結構與逃避表現目標結構四個分是表。每個分量表各有5 題， 共計划題，採Jf] Likert 六點量表方式作答。本景表編製完成後，且IJ以 267 名國中生為樣本進行預 試，據以分析量表的信、效!室。經探'k':r:~因素分析後，第 5 題未;有:於原先設定之因素範圍內，故 予以刪除。刪題後，趨向精熟H 標結構量表題，日成為 4 題，四個分量表共保留 19 題 O 信、效度分析結果說明如卡:在因素分析方I間，本量表以主軸法抽取因素、最小斜交法進行 轉軸 O 分析結果顯示共口Hill取四個因素，分別為因素 A的逃避表現、因素二的趨向精熟、因素主 的逃避精熟與因素凹的趨向表現課室H 標結構。令量表 19 個題目在其所屬因素上斜交轉軸後之組 型負荷量絕對官司介於.42~ .86 之間j ;共同性介於 .38~ .74 之間，而四個因素共吋解釋全量表 19 個題目總變異量的 58%!τ:右。信度分析方間，趨向精熟目標結構、逃避精熟目標結構、趨向表現 H 標結構與逃避表現日標結構四個因素的內部-致性Cronbachα 係數為 .85 、 .86 、 .81 與 .90 。 本研究以第二批樣本 (N=
722) 對課宇且標結構掃一表進行驗證性因素分析，結果顯示因素模式與觀察資料I-IJ以適配 :i( I 峙 •
N= 722)= 651.72 'P
<
.05; RMSEA = .072' OFI
=圳，
CFI
=
.97 。
課宅目標結構是表的 19 個測價指標的因素負的壇介於 .39~ .86 之間，單」項 H 信度介於 .15 ~ .74 之間，趨自精熟們標結構、逃避精熟 H 標結構、趨向表現 H 標結構與逃避表現們標結構四 個因素的組成信度分別為 .82 、 88\73 與 .92' 前述四個因素的平均變異抽取最分別為 .53 、 .59 、 .37 與 .69 。其中，第 14 題的因素負荷最達顯著水準(九 143
= .39 •
P
<
.5)
.雖然符合模式內在品質「因素負荷量應達顯著水準」的適配標準(
Bagozzi
&
Vi
,
1988)' 但其11古|別項們信!也偏低[R
2(X
I4
)=.15]
•
致使趨向表現 H 標結構的組成信度與平均變異till取最也較低。 (三)考試情緒 本研究採用施怡女[)(2011
)的考試前情緒景表的希望、焦慮、厭煩分量表、考試中情緒量表 的高興、希望、牛-氣分請表與考試後情緒壘表的高興、向豪、無望分量表，以測最國中牛 時所經歷的各干種睡聖嘻'I情育緒 O 唯原單表以英文科為特定領域'4:研究則以數學科為特定領域，將原量表 題目中之英文課全部以數學課替代，除此之外，並未更改原量表之題們內容。根據施怡如(2011)
的信、效度分析結果顯示:在考試前情緒方面，希望、焦慮與厭煩三個因素共 II 個題們在其所屬因素上轉軸後的組型負荷量介於 .65~ .95 之間，共同性介於.49~ .84 之間， Cronbach'sα 係數 則依序為 .94 、 .85 與 .94 。在考試中情緒方面，高興、希望與生氣三個因素共 12 個題目在其所屬 因素上轉軸後的組型負荷壘介於 .55~ .96 之間，共同性介於 .56~ .87 之間， Cronbach'sα 係數 則依序為 .97 、 .94 與 .89 0 最後，在考試後情緒方面，高興、肉豪與無望三個因素共12 個題口在 其所屬因素上轉軸後的組型負荷量介於 .57~ 1.0I 之間，共同性介於.45~ .94 之間，
Cronbach's
α 係數則依序為 .92 、 .98 與 .97 。 :本研究以第二批樣本 (N= 722) 對考試前、中、後情緒量表進行驗證性因素分析。在考試前情緒方面，分析結果顯示因素模式與觀察資料吋以適配:
i(
41' N= 722)=
382.肘 'P
<
.05; RMSEA
= .11 ' GFI
=訓 'CFI=
.96 。考試前情緒量表的 II 個測量指標的因素負荷量介於 .76~ .94 之間， 單一項口信度介於 .58~ .89 之間，希望、焦慮與厭煩三個因素的組成信度分別為 .92 、 .91 與 .86'
平均變異抽取量分別為 .74 、 .76 與 .78 。在考試中情緒方面，分析結果顯示因素模式與觀察資料I-IJ以適配:
i
(51
'N
= 722) = 330.62 '
P
<
.05 ; RMSEA = .09 ' GFI =
.妞， CFI = .98 。考試中情
緒量表的 12 個測量指標的因素負荷量介於 .8I~ .95 之間，單一項目信度介於 .65~ .90 之間， 高興、希望與生氣三個因素的組成信度分別為 .95 、 .94 與.冊，平均變異抽取量分別為 .84 、 .80
與 .68 。最後，在考試後情緒方面，分析結果顯示因素模式與觀察資料適配:
i
(51 '
N
= 722) =
233
.4
4 '
P
<
.05 ; RMSEA =
.肘 'GFI= .肘，CFI =
.99 。考試後情緒量表的 12 個測量指標的因素負 荷量介於 .73~ .98 之間，單-項目信度介於 .54~ .96 之間，高興、自豪與無望三個因素的組成 信度分別為 .95 、 .97 與 .97 '平均變異抽取量分別為 .83 、 .90 與 .89 。其中，除考試前與考試中 情緒量表之恥的 EA 略超過 .08 之評鑑標準外，其餘指標皆幅合評鑑標準'說明考試前與考試中 情緒量表具有不錯的模式適配度，考試後情緒量表則具有理想的模式適配度。 三、四個競爭模式的模式架構 本研究採取競爭模式的研究耳取艾向 (υJδres沈ko嗯g&S描or巾born風n札1， 1993引) ，依據新近的門標導向理理-論 (E日凹lli叫ot
tet
a址1.， 2泊01叫I; Pint肛Itri甘tri吋ich， 2泊0∞0ωOa) 建構四f個岡驗諱性因素分析模式，才扭t.比較哪察資料。模式→(如圖 I )是根據 Elliot 等人所提出之 3x2 成就目標模式所建構的「六向度日標導 向模式 J '包含工作趨向、問我趨向、工作逃避、自我逃避、他人趨向與他人逃避六個彼此有相關 的潛在變項 (latent variables) 或因素。六個潛在變項中，除了工作趨向有 2 題測量指標外，其他
潛在變項皆有 3 題測量指標，且 17 個測量指標的誤羔之間無相關。
模式二(如1圖 2) 是依撮四向度目標導向理論 (Elliot，
1999; Pintrich
,
2000a) 建構的「四向度 日標導向模式 J '包含趨向精熟、逃避精熟、趨向表現與逃避表現四個彼此有相關的潛在變項 o 四 個潛在變項中，趨向精熟的測量指標同模式-的工作趨向與自我趨向兩潛在變項的測量指標，共 有 5 個;逃避精熟的測量指標同模式制工作逃避與向我逃避兩潛在變項的測量指標，共有 6 個。 趨向表現與逃避表現的測量指標同模式-的他人趨向與他人逃避測量指標，各有 3 題。此外，17
個測量指標的誤差之間無相關。 圖 1 六向度目標導向模式(省略測量指標)六向度目標導向模式之驗證與分析
123
圖 2 四向度目標導向模式(省略測量指標)
圖 3
工作/自我/他人參照二階模式(省略測量指標)
圍 4 趨向/逃避焦點二階模式(省略測量指標)
根據 Rubio 、 Berg-Weger 與 Tebb
(2001
)的研究，同時採用惜與三階因素模式來進行比較 是探討因素模式更理想的方法O 因此，本研究所建構的六向度鬥標導向模式除了與四向度模式進 行比較外，亦分別與兩個二階模式進行比較。模式三(如l圖 3 )的玉作/白政/他人參照二階模式與 模式四(如圖 4) 的趨向/逃避焦點二階模式和模式」例，皆是根據3x2 成就日標模式所建構，唯 模式士與模式凹假定六個H 標導向之上有更高階的因素存在。模式三是(固定和工作趨向日標與玉 作逃避鬥標因素之上有更高階的工作參照因素;在白說趨向H 標與向我逃避日標因素之上有更高 階的向我參照因素;在他人趨向們標與他人逃避自標因素之上有更高階的而我參照因素。模式四 是{固定在工作趨向目標、門Ix趨向 H 標與他人趨向門標之上有更高階的趨向焦點因京;在工作逃 避 H 標、向政逃避H 標與他人逃避們標之上有更高階的逃避焦點因素。此外，本研究假定模式三 與模式四其二階的因素間存有相闕，而17 個測量指標的測壘，誤芹:之間同樣沒有相關。四、施測流程 ;本研究單表的施測時間共分為三次。第 A 次施測時間為第﹒次段考前(約3-5 天) ，進行課室 目標結構、個人目標導向與考試前情緒量表之施測。為了不干擾受試者考試的進行及避免考試結 果干擾受試者反應，考試中情緒是採事後|口11朔方式於考完試後、學生得知考試成績前進行。第了三1 次施測時間為受試者得知數學段考成績後，進行考試後情緒之施測o研究者於施測前提早與教師 聯繫並提醒施測，並於施測時間結束後，與教師作再次確認，以確保教師按照施測流程進行o此 外，由於本研究共進行三次施測，在每次施測前，皆請教師確實按照指導語進行施測，並說明研 究目的及其答案的珍貴及貴要性，激發其作答動機，以期學牛.能認真回答。資料蒐集完畢後，研 究者亦進-步進行篩選，剔除作得不完整和成明顯規則形式的反應選項，以求資料能真實反應學 習狀況。 五、資料處理
本研究以 PRELIS2.51 與 LISREL8.70 進行理論模式的考驗與比較o 在評鑑開論模式與觀察資 料的適配度指標方面， Rubio 等人 (2001 )的研究顯示 RMSEA 、 NCP 、 GFI 、 AGFI 、 NFl 、 TLI 與 CFI 適合用來比較不同驗讀性因素分析模式的指標。Jδreskog 與 S6rbom (1993) 認為 ECVI 、
AIC 與 CAlC 司以用來比較競爭模式的適配度。因此，本研究以前述幾種適配度指標來評鑑四個競
爭模式和觀察資料的適配程度o
上述適配指標中，又可區分為絕對適配指標、相對適配指標與競爭模式適配指標之積o GFI 、 AGFI 、 NCP 、 RMSEA 通常被稱為絕對適配指標o 其中， GFI 與 AGFI 人
圍; NCP 數值愈愈、低代表模式與觀察資料愈愈、適配;RMSEA 君d小、於 .0個8 表示模式與觀察資料適配
(Jδr昀es沈kωO呵g&S臼δr拘born，
1993)
0 相對適配指標包含NFl 、 TLI 與 CFI' 此四個指標的數個愈高表示理 論模式與觀察資料愈適配，大於.90 以上為可接受的範圍。ECVI 、 AIC 與 CAlC 則屬於競爭模式 適配指標，這三個指標的數值愈低者表示該模式愈適合用來解釋觀察資料o另外，本研究以潛在變項迴歸分析考驗六向度月標導向與其預測變項與後果變項間之關聯。 以 SEM 法進行分析能允訐研究者估計預測變項的測量誤羔，符合以量表進行施測所得的資料存有 測量誤差的實際狀況o 此外，因 SEM 能排除預測變項干I嗽標變項的測量誤差，因此能提高預測變 項對效標變項的解釋力。
結果
一、基本統計分析 表 l 是受試者在六種H 標導向上的平均數、標準芳:、信度係數與交互相關係數。就平均數而 言，受試者在工作趨向的得分為最高(M= 4.69)' 其次依序用自我趨向(M=4.51)、白}J(;逃避 (M=
4.29) 、工作逃避 (M=4.14) 、他人逃避 (M=3.69) 與他人趨向 (M=3 .49) 。以離散情形而言， 他人趨向 (SD=
1.43) 的離散情形最大，工作逃避目標 (SD=
1.1 3) 的離散|育形則最小。 就內部 A致性 α 係數而言，六個分量表分別為 .86 、 .81 、 .78 、 .83 、 .90 與 .88 。在四個分最表 的交互相關上，分析結果顯示工作趨向日標與自我趨向 (r =.肘 ，P
<
.05) 、工作逃避 (r =.泣 'P<
.05) 、鬥我逃避 (r = 泣 ，P
<
.05) 、他人趨向(r=
.24 '
P
<
.05
)、他人逃避(r=
.25 '
P
<
.05 )
目標有顯著正相關;自我趨向日標與工作逃避 (r =.兒 ，P
<
.05) 、自我逃避(r=
.62 '
P
<
.05
)、 他人趨向 (r=.4
1 '
P
<
.05
)、他人逃避 (r = 刃 ，P
<
.05) 目標有顯著正相關;工作逃避目標與鬥六向度甘標導向模式之驗證與分析
125
我逃避(r = .59 '
p
<
.05
)、他人趨向(r =
.40 '
p
<
.05
)、他人逃避(r =
.40 '
P
<
.05)
A 標有顯著 正相關;向我逃避H 標與他人趨向(r=
.44 '
P
<
.05
)、他人逃避(r= .51 '
P
<
.05)
Fl標有顯著正 相關;他人趨向H 標也與他人逃避H 標有顯著正相關(r= .65 '
P
<
.05
)。 表 l 目標導向平均數、標準差、信度係數及相關係毆 (N=722)
H
標導向 且標嘲句M
SD
α n但由句 白拈闡句 Ti'f于是昆主 印版腿 他人曲句 似j1腿 工作租句4.69
1.14
.86
自在曲句4.51
1.12
.81
.69*
立了特圈里4.14
1.13
.78
.52*
.58*
自如1腿4.29
1.18
.83
.52*
.62*
.59*
他人曲已13
.49
1.43
.90
.24*
.41*
.40*
.44*
{i!UJt腿3.69
1.38
.88
.25*
.3
3*
.40*
.51
.
.65*
亨?5:
在團體芹:異比較上(表 2 與表 3),
.卒;研究的分析結果顯示性別在他人趨向與他人逃避 H 標上 有顯著差異。依據表 2 '女魚的他人趨向 H 標 (M=3.31) 顯著位於另 4=，(M= 3.67)'
t叫(7η20肘)=-刁3.4峭6
'p<.O的5 '呵2 力創
0叫l仁玄
t虫主4ζ;生的他人逃避曰標 (M= 3.5兒8) 亦顯著低於男牛:， (川M=3.8
創
8剖1
)
,
t叫(7η20恥)=-♂2.2泣2'
p<.O的5' 句2β
創
0仙1 :但男、;久
L玄L牛
在f作f三.級差異上，受試者在工作趨向、向我趨向、工作逃避、自我逃避幸II他人逃避們標上有顯著羔 異。依據表 3' ，、二年級的正作趨向 H 標 (M= 4.86 、 M= 4.81) 顯著大於三年級 (M=4.29)'F
(2' 719) = 16.54'
p<.肘，呵2
= .04:
"三年級的向我趨向目標(M=4.66 、 M=4.63) 顯著大於
一1年級 (M= 4.14)
,
F (2 ' 719)
= 15
.40 '
P
<
.肘，可2= .04; …二if般的工作逃避H 標 (M=4.13 、
M=4.36) 顯著大於~年級 (M=3.85)' F (2' 719) = 1
1.59'
p<.肘，可2= .03 ; …二年級的們我逃
避目標 (M= 4.42 、 M= 4.42) 顯著大於:作級 (M=3.93)' F (2' 719) = 12.77' p<.肘，可2 = .03 ;
…二年級的他人逃避 H 標 (M=3.75 、 M=3.84) 亦顯著大於三f[三級 (M=3
.42)
,
F (2 ' 719) =
5.的，p<.肘，可2=
.02
:年級在他人趨向日標上則無顯著芹A異。
表 2性別在六種目標導向上得分的差異
去;你 (n=355) 男生 (n= 36
7)
個人日標M
SD
M
SD
f 值 差異方向 T作趨向4.72
1.08
4.66
1.20
0.66
無顯著-差異 白我趨向4
.49
1.07
4.54
1.16
-0.62
無顯著差異 工作逃避4.11
1.08
4.18
1.18
-0.84
無顯著差異 自我逃避4.26
1.12
4.32
1.24
-0.70
無顯著差異 他人趨向3.31
1.38
3.67
1.46
-3
.46*
公<男 他人逃避3.58
1.37
3.81
1.39
-2.22*
!J:.< 男><
.05
表 3年級在六種目標導向上得分的差異
國一 (n=256)
|或!二 (n= 275 )
國之 (n=191) 個人叫標M
SD
M
SD
M
SD
F
差異方向 工作趨向4.86
1.06
4.81
1.08
4.29
1.24
16.54*
〉一 自我趨向4.66
1.04
4.63
1.06
4.14
1.2
0
15
.40*
> -工作逃避4.13
1.21
4.36
1.07
3.85
1.04
11.59*
> 自我逃避4
.42
1.24
4
.42
1.07
3.93
1.19
12.77*
〉一 他人趨向3
.45
1.49
3.59
1.41
3
.41
1.38
1.14
無顯著差異 他人逃避3.75
1.48
3.84
1.30
3
.42
1.32
5.63*
〉一τ?5:
綜合前述，性別在他人趨向與他人逃避目標上有顯著之差異;年級則在工作趨向、自我趨向、 工作逃避、自我逃避和他人逃避目標上有顯著差異。根據Cohen
C
1977
)提出的檢視標準來看，效果量 (η2) .01 為低效果量、 .06 為中效果暈、大於 .14 則為高效果量 o 整體而言，本研究性別與年
級的顯著差異其效果量並不高，最多僅能解釋 4%左右的變異，屬於中、低效果量，表示性別與年 級對這些觀察變項的解釋力偏低。因此，本研究的後續分析不考慮控制性別與年級變項。 二、競爭模式的比較 本研究以競爭模式取向比較六向度目標導向模式、四向度目標導向模式、工作/自我/他人參照 二階模式與趨向/逃避焦點二階模式，並假定六向度目標導向模式比其他三種模式更能解釋國中生 實際的觀察資料 O 研究結果說明如下。 (一)絕對適配度 表 4 為六向度目標導向模式(模式一)、四向度目標導向模式(模式二)、工作/自我/他人參照 二階模式(模式三)與趨向/逃避焦點二階模式(模式四)驗證性因素分析模式的適配度考驗結果。在絕對適配度上，四個模式的/值都達顯著水準'分別為/
(l
04 '
N
= 722) = 400.86 '
P
<
.05 ; /
C
113' N= 722)= 765.13 'P
<
.05;
/c
110' N= 722)= 525.90' P
<
.05
;/C
112 'N= 722)= 719.18 '
P
<
.05 0在其他絕對適配指標上， GF1 為 .94 、 .88' .92 與 .90' AGF1 依序為 .91 、 .84 、 .89 與 .86 。 這兩個指標代表理論模式對觀察資料的解釋力，大於 .90 為可接受的範圍 o 這四個模式中，僅有 模式」在 GF1 、 AGF1 指標上皆達適配標準'因此模式一對觀察資料的解釋力較其他模式理想。在 NCP 指標上，兩個模式分別為 294.78 、 699.81 、 418.33 與 567.09 0 由於 NCP 指標愈低表示有愈佳 的適配度，模式-的數值最低，因此模式一比模式三、三、四有更好之適配度。就 RMSEA 指標 而言，各模式分別為 .063 、 .093 、 .073 與 .084 。根據 J6reskog 與 S6rhornC
1993
)的觀點，RMSEA
值在 .08 以下是可接受範圍，且數值愈低愈好。其中，模式一與模式三皆小於 .08 '而模式一的數 值叉低於模式三，顯然比模式三有更佳之適配度 o (二)相對適配度 相對適配指標是與獨立模式比較而得，數值大於 .90 是可以接受的範圍。就 NFl 指標而吾， 四個模式的數值依序為 .98 、 .96 、 .97 與 .96
;
TLl為 .98 、 .96 、 .97 與 .96;
CF1 為 .98 、 .96 、 .98 與 .97 0 四個模式皆達 .90 以上，然而模式一的數值較其他模式更接近卜因此相較起來，模式。 比模式三、三、四有更理想的適配度 o (三)競爭模式的適配度指標 當研究者以同一批受試者比較數個競爭模式與觀察資料的適配度時，口J以比較這些競爭模式的 ECV1 、 A1C 及 CAlC 指標，比較恆的數值顯示該模式有較好的適配度(Jδreskog
&
Sδrhorn，1993
)。由表 4 可知，四個模式的 ECV1 分別為 0.69 、1. 24 、 0.85 與 1.06;
A1C 為 496.78 、 892.81 、 614.33 與 76 1.09;
CAlC 為 770.3 0 、 1116.09 、 854.36 與 989.96 。在這三個指標數值上，模式一皆為 最小，因此模式一士仁模式二、三、四更適合用來解釋實際的觀察資料 O 綜合言之，不論從絕對適配度、相對適配度或競爭模式適配度指標三方面的比較結果看來， 六向度目標導向模式(模式一)與觀察資料的適配情形皆較其他三個模式理想。以上結果支持本 研究之推論， ~P 六向度目標導向模式比其他三個模式更能解釋國中生的實際觀察資料 o比較種類 絕對過配指標 競予 相對適配指標 六向度 H 標導向模式之驗證與分析
127
表 4 四個競爭模式的適配度比較結果 比 較 模 式 適配)主指標 模式-模式一
模式三 模式四l
400.86'
765.1
3'
525.90'
719.18'
df
104
113
110
112
GFI
.94
.88
.92
.90
AGFI
.91
.84
.89
.86
NCP
294.78
699.81
418.33
567.09
R此1SEA.063
.093
.073
.084
ECVI
0.69
1.
24
0.85
1.
06
AIC
496.78
892.81
614.33
76
1.
09
CAlC
770.30
1116.09
854.36
989.96
NFl
.98
.96
.97
.96
TLI
.98
.96
.97
.96
CFI
.98
.96
.98
.97
已<
.05
(四)六向度目標導向模式的驗證性因素分析結果 圖 5 及表 5 為六向度打標導向模式的驗誰件:因素分析結果，以作為開論模式是否具有理想內 在品質的判斷依據。圖 5 顯示六向度打標導向模式 17 個測量指標的因素負有 J最介於 .72~ .92 之 間，皆達顯著水準 Ct =20.52~t=31 .42· p<.05)· 符合「因素負 {'hj量應達顯著水準」的評鑑標準( Bagozzi & Vi
,
1988)。其次，表 5 顯示六白皮曰標導向模式 17 個測員指標的個別指標信度介於 .52 ~ .85 之間，所有測請指標的信皮皆達， .4 5 以上」的評鑑標準 (Rubioet a
I.,
2001
)。另外，六個 因素的組成信度分別為 .86 、 .81 、 .79 、 .83 、 .90 與.駒，全部達 '.60 以上」的評鑑標準。變異抽 取最則依序用 .75 、 .59 、 .56 、 .62 、 .76 與 .72 .甘達 '.50 以上」的評鑑標準 o 綜合 l二述研究結果， 顯示卒﹒研究所建構的六向)主目標導向模式具有梧佳的內在品質。 另外，在六向)主曰標導向模式六個因素(潛在變項)之間的相關係數方面:工作趨自目標與 自我趨向(r
=
.82 • p
<
.05
)、工作逃避 (r = 品 .p
<
.05) 、向我逃避(r
=
.61 ' P
<
.05
)、他人趨 向(r
=.26 ' p
<
.05
)、他人逃避 (r= .詣 ，p
<
.05)
Fi標有顯著正相關;自我趨向行標與工作逃避( r
=
.70 ' p
<
.05
)、鬥 ix逃避 (r=.74' p<
.05) 、他人趨向(r=
.4
6 • p
<
.05
)、他人逃避 (r=
.38 .
p
<
.05) 們標有顯著正相關;工作逃避 H 標與自我逃避(r=.71'p<.05) 、他人趨向(r
=
.4
3 •p
<
.05
)、 他人逃避 (r=
.4
7 •
p
<
.05
)們標有顯著正相關:向我逃避們標與他人趨向(r
=
.4
8 '
p
<
.05
)、他 人逃避(r
=.59 .
p
<
.05
)目標有顯著正相關;他人趨向 H 標也與他人逃避 H 標有顯著正相關 (r =.70 '
p
<
.05
)。這些潛在變項的桐樹係數與表 l 中以分量表總分所求得的相關係數極為接近，但 是因為潛在變項的相關是排除測量誤羔後所求得的相闕，因此係數皆略高 ·1些。.31
*
.19* .44* .36* .44* .48* .37* .48* .33* .35* .39* .15* .19* 30* 。 24* .31*
.83*圖 5
六向度目報導向擴建的贖回性因賽分析結果
(圖中數字為標準化係數值，p
<
.05)
/:向度目標導向模式之驗證與分析
129
表 5 六向度目標導向模式的測量指標信廈、組成信度及變異抽取量 潛在變項 測量指標指標信度 (R?)
組成倍度 變異抽取量 工作趨向已I).86
.75
XI
.69
X2
.81
自我趨向(包).81
.59
X3
.56
X4
.64
X5
.56
工作逃避(包).79
.56
X6
.52
X7
.63
X8
.52
flJ~逃避(包).83
.62
X9
.54
XIO
.67
X
lI
.65
趨自表現(包)XI2
.61
.90
.76
XI3
.85
XI4
.81
.88
.72
逃避表現(包)XI5
.70
XI6
.76
XI7
.69
三、六向度目標導向模式的多樣本分析及幅合、區別強度 本研究以多樣本分析法分別比較不同性別及年級之受試者在六向度 H 標導向模式上是否有芹: 異，並以區別效度考驗法考驗六向度鬥標導肉模式的區別效度。本研究假設六向皮H 標導向模式 能解釋不同群體的觀察資料.1t.具有理想的區別效度。研究結果如 If 0 (一)多樣本分析 為考驗六向 IJi FI 標導向模式用來解釋不同群體的解釋力，本研究以多樣本分析法分別比較性 別、 if一級在六自 J:fHl 標導肉模式三個參數知陣上的芹;異情形。考驗的順序是以各組受試有相同的型式 (fonn )為基準'然後逐步以卡方芹，最 (6i) 比較小|司制別受試在 Ax 矩陣(因素負荷量矩
陣)、 φ 矩陣(潛在變項的變異數共變數航陣)、 06
1n悼(測量誤芹:變異矩陣)上是否有差異(Bollen
,
1989
)。根據表 6' 目、y:-生僅在科矩陣上有顯著芹:異 ，
6 i ( 6df
=17 '
N
=722)
=45.肘 'p< .05 。
年級方而，根據表 7' 三個作級的受試者在 φ 矩陣及科矩陣上有顯著l'2異【 6i
(6df=
30 '
N =
722)
=
498.75 '
p
<
.05 、 6i
(6df=
30 '
N=
722)
=
166.39 '
p
<
.05 。】
綜合以上研究結果可以發現，男、主兩組樣牛;在六向度 H 標導向模式上體在航空巨悼上有芹:異; 年級則在 φ 矩陣不" 06~B陣 L有差異，。 但總的看來，無論性別或年級，在六向)主 H 標導向皆有相同 的主~式及 Ax 矩陣，代表與/主牛，、國.;國二/國「在六向皮鬥標導向的測量模式雖非完全相|司，但 在最甫平要的參數矩陣 Ax 上是千美的 O 因此，六向皮 H 標導向模式大致適合用來解釋不同性別與年 級的觀察資料。性別在六向度目標導向模式上三個學盟員矩陣的差異比較
/
df
L/
Ldf
H
form487.39
208
H
Ax502.93
225
15.54
17
HAxφ 523.15240
20.22
15
H
Axφ
eo
569.00
257
45.85+
17
注 :L/ 表示/差量 ， Ldf代表 H 出!史是量;
/.95 (15)=25.00 '
/.95 (17)=27.59 ;
+p
<
.05
表 6Ldf
年級在六向度目標導向模式上三個學數矩陣的差異比較
X
2df
LX
2H
form722.12
312
H
Ax75
1.
63
346
29.51
34
HAxφ
1250.38376
498.75
30
HA神。ι
1416.77410
166.39
34
註 :Ll 表示 l 芹:量 ， Ldf代表自由!豈非:最 ;x295( 到)
=43.77'
/.95(如=
48.60 ;
+p
<
.05
表 7 (二)幅合效度與區別效度 有關驗誰性因素分析的幅合效皮，,
Anderson 與 Gerbi月 e1988
)認為 wJ從因素負荷量的顯著性 考驗結果來評估測量模式的幅合效度。若是因素模式中，每個測量指標的因素負荷量都達 .05 的顯 著水準'表示模式具有幅合效度。本研究六向皮 H 標導向模式的分析結果顯示， 17 個測量指標的 因素負荷量都達顯著水準 et
= 20.52~t=3
1.
42 '
P
<
.05)
，達到「具有幅合效皮」的標準。此結果 與前述潛在變項組合信度及變異抽取量的分析結果相同，意即六個因素所屬的各測量指標皆在測 相同的構念。 表 8 六向度目標導向模式的區別致度考驗益主監iF
lfI2t盛自由鐘
因素相關值的 95%{帶聶重間上限
下限
.87
.79
.70
.62
.70
.62
.34
.22
.3
4
.22
.75
.67
.79
.71
.51
.39
.4
2
.30
.78
.70
.4
8
.3
6
.50
.38
.53
.4
1.61
.4
9
.71
.63
Ldf
2 軍ep--•••••
e •••ep--x-346894467636792
代」 7 且 996592607180574-00966203814l886
841 且 888840534974145882289277878
4-444448888888888
X
52
.4
7
14
.4
0
6.84
19.26
17.60
63.32
69.22
44
.2
3
42.93
78.95
100
.2
4
44.75
6
1.
66
4
1.3
7
97
.4
4
因素比較模式 工作趨向 vs. 自我趨向 工作趨向 vs. 工作逃避 玉作趨向 vs. 向我逃避 工作趨向 vs. 趨向表現 工作趨向 vs.逃避表現 自我趨向 vs.工作逃避 問我趨向 vs. 自我逃避 向我趨向 vs.趨向表現 H 我趨向 vs.逃避表現 工作逃避 vs. 自我逃避 工作逃避 vs.趨向表現 工作逃避 vs.逃避表現 向我逃避 vs.趨向表現 H 我逃避 vs.逃避表現 趨向表現 vs.逃避表現拉 : Lx
2表示/差，量 ， Ldf 代表 H 由度芹量。
P
<
.0033
4-555559999999999
X232.60
455.34
526.80
905.94
904.19
346.26
349
.4
6
887.89
951.00
330.71
834
.3
7
786.61
959.73
819.96
944.16
有關區別效度的考驗， Anderson 與 Gerbinge
1988
)建議採用因素間兩兩比較的方式。首先設定兩個因素間的相關為 1 '其次再估計，兩因素間的相關，之後比較此兩種-模式的 χ2 差量 eLi)
,
六向度 H 標導向模式之驗證與分析
131
若後。個模式有顯著比較低的卡方前，表示兩個因素間具有區別性，分別代表不同構念。由於此 種方式-次只能比較兩個因素，若是因素超過兩個，則必區切割 α 值以控制第-類型錯誤概率。 此外，除了上述步驟外，尚需進-步觀察兩因素相關係數的 95%信賴區間是否包含 I' 若未包含才 表示具有區別效度。 表 8 為六向度門標導向模式的區別效度分析結果。由於六向度 H 標導向模式共有六個因素， 必須進行的次比較，為了控制 α 惘，故本研究將顯著水準定為 .00日(.05
/1
5
)。根據表 8' 六個因素兩兩比較的t6l 介於 180.13~908.07 之間 ，
6df=
I' 全部達顯著水準，且六個因素之間相關
係數怕的 95%信賴區間皆未包含卜上述分析結果支持本研究推論，即六向度H 標導向具有理想的 區別效度，六個因素分別代表不同構念。 四、課室目標結構對六向度目標導向的預測 本研究以課室H 標結構為預測變項，目標導向為效標變項，分別進行六次的潛在變項迴歸分 析，並假定課室目標結構對|吋類型的日標導向具有最大預測效果。此六個迴歸分析模式中，趨向 精熟日標結構有4 個測量指標，逃避精熟目標結構、趨向表現H 標結構與逃避表現曰標結構甘有5 個測量指標。效標變項方而，工作精熟H 標有 2 個測量指標，自我精熟、工作逃避、自我逃避、 他人趨向與他人逃避目標情有3 個測量指標。六個迴師分析模式的適配度考驗結果顯示，/值介 於 727.90~817.42(p<.05);
GFI 介於 0.90~0.91;
RMSEA 介於 0.06~0.07;
NNFI 、 IFI 、 CFI 介 於 0.95~0.98 。課京目標結構對日標導向的潛在變項迴歸分析結果如表 9 所示。.32
他人逃避
.06
.16
.07
.37
.26
.3
8
.3
6
.34
工作趨肉.4
9'
.19
-.21
.02
表 9 課室目標結構對六種目標導向的潛在變項迴歸分析結果(N=
722)
效標變項(個人目標導向) 白我趨向 工作逃避 自我逃避 他人趨向 ~.W
.n
.M
.27
.4
5'
.4
3'
.20
-.14
-.18
-.02
.28
.03
.17
.06
.06
預測變項 趨向精熟日標結構 逃避精熟目標結構 趨向表現目標結構 逃避表現曰標結構R
2.33
註:表中數值為完全標準化 y 係數>
<.05
在一[作趨向H 標的預測上，趨向精熟H 標結構(y= .峙 'p<
.05) 與逃避精熟目標結構 (y= .I 9'
p
<
.05) 能正自預測工作趨向曰標，而趨向表現門標結構 (y
=-.21 '
p
<
.05
)則負向預測工作趨向H 標。四個課室 H 標結構能夠解釋工作趨向目標總變異量的 33%
(R
2 =.33) 。就自我趨肉日標的
預測上，趨向精熟目標結構 (y
=
.4
2 '
p
<
.05
)與逃避精熟曰標結構 (y
=
.27 '
p
<
.05
)能夠正向 預測自我趨向日標。四個課宅門標結構能夠解釋向我趨向 H 標總變異量的 34% 。在工作逃避門標 的預測上，趨向精熟 H 標結構 (y
=.20 '
p
<
.05
)與逃避精熟日標結構 (y = 肘 ，p
<
.05) 能夠正 自預測工作逃避 H 標。四個課室 H 標結構共可解釋工作逃避日標總變異壘的 36% 。在自我逃避目 標的預測上，趨向精熟同標結構 (y = 泣 ，p
<
.05) 與逃避精熟 H 標結構 (y = 肘 ，p
<
.05) 能夠 正向預測自我逃避目標。四個課秀青 H 標共 wJ解釋自我逃避 H 標總變異量的 38% 。就他人趨向 H 標 的預測上，逃避精熟 H 標結構 (y
=
.20 '
p
<
.05
)與趨向表現 H 標結構 (y
=
.28 '
p
<
.05
)皆正向 預測他人趨肉 H 標。四個課宰 H 標結構共 wJ解釋他人趨向同標總變異量的 26% 。最後，在他人逃 避目標的預測上，逃避精熟日標結構 (y=
.16' P
<
.05) 與逃避表現月標結構 (y=
.37 ' P
<
.05 )
特能正向預測他人逃避曰標。四個課22 日標結構共可解釋他人逃避 H 標總變異量的 32% 。五、六向度目標導向對考試情緒的預測 ;牛;研究以目標導府為預測變項，考試情緒(分別為考試前希望、焦慮、厭煩;考試中高興、 希望、牛。氣:考試後高興、自豪、無望)為效標變項，分別進行九次的潛在變項迴歸分析。:本研 究假定趨向的目標能正向預測正向考試情緒，負向預測負向考試情緒;逃避的目標則負自預測正向 考前情緒、正向預測負自考前情緒o )[，{伊l迴歸模式中，目標導向的測量指標如前述o 效標變項方面， 除了考試前焦慮有 3 個測量指標外，其他考試情緒皆為 4 個測量指標 o 九個迴歸分析模式的適配
度考驗結束，顯示，/值介於 517.45~785.00
(p
< .05) ;
OFI 介於 0.99~
1.
00 ;
RMSEA 介於 0.05~
0.07 ;
NNFI 、 IFI 、 CFI 介於1.00~1.
01
0 fl 標導向對考試情緒的潛在變項迴歸分析結果如表 10 所河"\ 0
表 10
目標導向對考試情緒的潛在變項迴歸分析結果 (N=722)
效標變項 考試前情緒 考試中情緒 考試後情緒 希望 焦慮 厭煩 高興 希望 生氣 高興 自豪 無望 工作趨向H 標.07
.11
-.07
.06
.16
-.13
,
.21*
.15*
-.16.
自我趨向 H 標.52'
.00
-.51
.4
0'
.26'
-.08
-.06
-.01
.11
工作逃避 H 標-.09'
.09'
.24'
.01
.01
.09'
.01
-.11'
11'
自我逃避目標-.02
-.04
.02
-.10'
-.01
-.lf
.02
-.01
-.13'
.18'
-.18'
-.03
.16'
.22'
-.20'
.23'
.4
1'
-.24'
他人趨向目標.01
.38'
.13
-.10'
-.13
.34'
-.1
7'
-.23
.3
3'
他人逃避目標R
2.37
.12
.17
.19
21
.08
.06
.09
.05
註:表中數值為完全標準化 y 係數>
<.05
在考試前情緒的預測上，自我趨向口標(y =泣 ，p
<
.05) 與他人趨肉 H 標 (y=.18'p<.05)
能正向預測希望，工作逃避目標則負向預測希望(y = -.09 '
p
< .05)
，六個 H 標導向共可解釋考試 前希望總變異量的37% ;工作逃避目標(y = .09 '
p
< .05
)與他人逃避日標 (y =.兒 ，p
<
.05) 能 正自預測焦慮，他人趨向 H 標則負向預測焦慮(y
=-.18 '
p
<
.05)
，六個 H 標導向共可解釋考試前 焦慮總l變異量的 12% ;工作逃避日標(y = .24 '
p
< .05
)與他人逃避目標(y = .13 '
p
<
.05) 能正 向預測厭煩，自我趨自 H 標則負向預測厭煩(y = -.51 ' P < .05 )
，六個 H 標導向共吋解釋考試高興 情緒總變異量的 17% 。 在考試中情緒的預測上，自我趨向目標(y =
.4
0 '
P
< .05
)與他人趨向目標 (y=.I6'p<.05)
能正向預測高興，自我逃避與他人逃避日標則負向預測高興(y = -.10 '
p
< .05 )
，六個 H 標導向共 I-1J解釋考試中高興總變異最的 19% ;工作趨向 (y=.I6' p<.05) 、自我趨向 (y =.詣 ，p
<
.05) 與 他人趨向目標 (y =泣 ，p
<
.05) 正向預測希望，他人逃避口標則負向預測希望(y = -.13 '
p
< .05)
,
六個目標導向共可解釋考試中希望總變異量的 21% ;工作逃避 (y =.仰 ，p
<
.05) 與他人逃避目標(y = .34'
p
<
.05) 正向預測生氣，工作趨向(y = -.13 '
p
< .05
)、自我逃避(y =
-.13 '
p
< .05
)與 他人趨向口標(y = -.20 ' P < .05
)則負向預測生氣，六個 H 標導向共可解釋考試中生氣總變異量的8%
0 在考試後情緒的預測上，工作趨向 (y =訓 ，P
<
.05) 與他人趨向目標(y = .23 ' P < .05
)能 正向預測高興，他人逃避日標負向預測高興(y
=-.17 ' P
<
.05 )
，六個日標導向共可解釋考試後高 興總變異量的 6%; 工作趨向 (y=.I5 'p<.05) 與他人趨向 H 標 (y =肘 'P<
.05) 正向預測自豪， 工作逃避(y = -.11 ' P < .05
)與他人逃避目標(y = -.23 ' P < .05
)負向預測自豪，六個目標導向共 I-1J解釋考試後自豪輯、變異量的 9% ;工作逃避(y = .11 '
P
< .05
)與他人逃避目標 (y =.刃 'P< .05)
能正向預測無望，工作趨向(y=-.I6' p<.05) 、自我逃避(y =
-.13 '
P
< .05
)與他人趨向 H 標 (y =﹒泊， p<.05) 負向預測無望，六個 H 標導向共可解釋考試後無望神、變異量的 5% 0六向度目標導向模式之驗證與分析 討論 一、六向度目標導向模式的適配度與她度
133
本研究建構六向皮目標導向模式，並以競爭模式研究取向，與四向度 H 標導向、工作/自我/ 他人參照二階模式、趨向/逃避焦點二階模式進行比較，日的在於驗證凹 iot 等人 (2011 )所提出 的 3x2 成就目標模式是否比其他曰標導向模式更能解釋國中生的觀察資料。此外，本研究更進 步以多樣本分析探討王理論模式對不同群體觀察資料的解釋力及考驗六向度日標導向模式的幅合效 度與區別效度。 競爭模式研究結果顯示，六向!宣目標導向模式在絕對適配)笠、相對適配度與競爭模式適配度 上，皆比四向皮 H 標導向模式、工作/問我/他人參照二階模式與趨向/逃避焦點二階模式更能解釋觀 察資料。研究結果支持本研究的推論，即 El1iot 等人 (2011 )所提出的 3x2 成就目標模式適合解釋 台灣國中生之觀察資料。其次，六向度 H 標導向模式的驗讀件-因素分析結果顯示該模式具有十分 王軍-想的內在 IIII質。另外，幅合效度與區別效度的分析結果亦顯示，六向度 H 標導向模式具有理想 的幅合效度與區別效皮 O 最後，在多樣本分析方而，性別在六向度 H 標導向模式上，僅 86
矩陣具 有是異;年級在 φ矩陣與風矩陣上具有芹:異。奇主要的是，不論性別或年級，在八x
矩陣上背不具 差異。此項結果支持本研究之推論 ， Il P 六向度 H 標導向模式具有理想的模式效度，能解釋國中生 不同群體的觀察資料。 3x2 成就 H 標模式主要是以評鐘時所使用的參照標準來定義目標導向，分成以工作為參照、以 白我為參照及以他人為參照-三彈，加上原有的趨向/逃避焦點，叮發展出六種 H 標導向 (El1 iotet
泣，2011
)。其中， I 以工作為參照」及「以鬥我為參照」兩日標即從原來日標導向中的「精熟目標」 分化而來;以「他人為參照」即原來月標導向中的「表現日標」。本研究競爭模式的分析結果顯示， 六向度比其他口標模式更適宜用以說明 H 標導向的梨構，支持了 El1iot 等人 L述之觀點，意即六研 曰標導向 ff!f，府不同構念，得→種 H 標皆包含不同參照點及焦點。換丘之，精熟目標能以參照點之 不間，進 步區分為工作參照與門我參照兩種。本研究區別效度分析結果同樣支持工作 H 標與鬥 我日標為兩種不同之構念。 此外， El1iot 等人 (2011 )在驗譚 3x2 成就目標模式時，是以大學生為研究對象，本研究則 以國中生作為受試者。研究結果說明國中生已能像大學生般，將精熟日標進-步區分為工作日標 與自我日標兩種。本研究的多樣本分析結果發現，不分男、立生或國-、國二、國三，六向度日 標導向模式同樣適合解釋其實際觀察資料。值得注意的是， El1 iot 等人在編製 3x2 成就目標量表時， 是將題目特定於心理學課程的考試情境，換言之，其所測量之題口為特定於考試工作的目標;本 研究則以數學科為特定領域，題 H 編製特定於數學學習上。本研究結果支持六向度目標導向量表 適合用於測量國中生數學科領域特定之口標導向。然而，們前國內尚未有研究探討工作特定的六 向度曰標導向，此 e議題怕得後續研究加以採究。 二、課室目標結構與六向度目標導向之關係 過去的實徵研究已經顯示四向皮課窯日標結構能夠預測四向)主目標導向(林宴瑛、程炳林，2007
;彭淑玲、程炳林，2005)
，本研究進而以四向度課宅H 標結構預測六向皮H 標導向。研究結 果顯示，趨向精熟曰標結構能正向預測_L.作趨向、問我趨向、工作逃避與間我逃避日標，尤其對工 作趨向與門我趨向目標的預測效果最大:逃避精熟H 標結構能正向預測六種個人目標導向，尤其 對工作逃避與自我逃避H 標的預測效果最大;趨向表現H 標結構能夠正向預測他人趨向目標，負 向預測工作趨向 H 標，且對他人趨向 H 標的預測)J 大於仁作趨向日標;逃避表現口標結構則能正 向預測他人逃避 H 標。上述研究結果支持「學生決定追求何種目標導向部分受其知覺的課室H 標結構所影響」之觀點 (Church，
