105，41 卷 1 期，63-90 頁 DOI: 10.6172/BSE.201603.4101003
教師創意教學發展之縱貫性研究
蕭佳純
臺南大學教育系教授 創意教學是維繫國家發展競爭力的重要關鍵，但相當可惜的是，少有研究以 縱貫性角度觀察教師創意教學的發展情形。本研究以551 位國小自然與生活科技 教師為對象，透過兩年四波的調查，利用階層線性模式了解教師創意教學的動態 發展及教學玩興、學校創新氣氛對初始創意教學的影響以及成長速率的影響。結 果顯示：創意教學中的互動討論及多元教學構面呈現線性的成長趨勢；而問題解 決與自主學習則是呈現先上後下的曲線發展趨勢。在玩興動機部分，樂於嘗試會 正向影響互動討論、自主學習的初始狀態，還會正向調節互動成長的線性斜率與 自主學習的成長曲率；輕鬆愉悅會正向影響問題解決、多元教學、自主學習的初 始狀態；主動分享會正向影響問題解決、多元教學、自主學習的初始狀態，還會 正向調節互動成長的線性斜率與多元教學的成長曲率。而在學校創新氣氛方面， 領導效能對於互動討論、多元教學的初始狀態具有正向影響；學習成長對於互動 討論、問題解決、多元教學的初始狀態具有正向影響，且對多元教學的線性斜率 以及自主學習的成長曲率具有正向調節效果；資源提供對於問題解決的初始狀態 具有正向影響；團隊運作對於多元教學的初始狀態具有正向影響；而組織理念對 於自主學習的成長曲率則具有正向調節效果。據上結果，本研究建議，一、教師 應多加展現創意教學；二、培養教師對於教學的玩興，尤其是樂於嘗試、主動分 享兩構面；三、塑造有利於創意教學的學校創新氣氛，尤其是學習成長、組織理 念更為重要。 關鍵詞：教學玩興、創意教學、學校創新氣氛、縱貫性研究 ＊本文作者通訊方式（chiachun@mail.nutn.edu.tw）前言
近年來，臺灣教育改革的浪潮與教育鬆 綁的呼籲，使教師的角色逐漸從傳統教育活 動中凸顯出來（陳玉樹、莊閔喬，2010）。 尤其九年一貫課程正式實施之後，長期依賴 官方教材進行教學的教師，被迫必須重新拾 回課程重整與教材設計的能力，這除了彰顯 出教師專業發展的重要性，同時也象徵著目 前正是培育創意教師的良好時機。在2002 至 2006 年創造力教育中期計畫裡，「創意教 師行動研究」方案的開展，即是一個引發現 場教師創意展現的契機（教育部，2006）。 由此可見，從教師環境與教師自身的觀點來 了解影響教師創意教學表現的關鍵因素有其 重要性。然而，目前關於創意教學之國內研 究雖多（林碧芳、邱皓政，2008；許玫琇、 張富鈞、鄭秀貴，2008；陳玉樹、胡夢鯨， 2008； 黃 惠 君、 葉 玉 珠，2008； 蕭 佳 純， 2007），但是以縱貫性研究設計來了解教師 創意教學的長期發展為題者則相對較少，這 也是本研究之所以採用縱貫性研究來了解教 師創意教學行為發展趨勢的原因，此為本研 究之動機一。 而除了了解教師創意教學行為隨著時間 的發展外，本研究欲探討的另一個研究問題 為：有哪些因素會影響教師的創意教學及其 發展軌跡？目前創造力研究觀點已從單一取 向朝「匯合取向」（confluence approach）發 展，也就是說，創造力研究不再單以個體的 人格特質或思考型態去探討創造力產生與否， 而是以更宏觀的角度，綜合整個社會環境、 專業領域、文化、個體工作動機等，來說明 創造力產生歷程的完整面貌。例如：Amabile （1997） 的 創 造 力 成 分 理 論（componential theory of creativity） 指 出， 脈 絡 層 次 因 素 是影響組織成員創意表現的重要因素。而 Simonton（2000）亦強調，環境會影響個人的 行為，創造力會受個體與情境交互作用的影 響。所以，當探討教師創意教學相關影響因 素時，本研究一方面考慮教師個體的內在因 素，另一方面也納入教師工作的情境因素， 來思考教師的創意教學行為。換言之，以跨 層次研究設計為實徵策略的研究仍為少數， 形成理論呼籲與實徵研究間的知識缺口。而 本研究在相關因素的討論上兼論不同層次的 影響以及採取縱貫性設計的這兩大作法，可 謂本研究之最大特色，更可稍微彌補國內現 有的研究缺口。 在教師個人層次的影響因素方面，有關 動機與創造力之間關係的研究已相當多，且 多數研究亦支持動機對創造力的正向影響（蕭 佳純，2012）。近來，有關動機的研究已見「玩 興」的崛起，從1980 年代開始，一些創造力 的相關研究已開始探討其與正向心理學中的 主題（如快樂、樂觀、幽默等）的關係（林 偉文，2006）。因為從事創意教學的過程難 免遭遇挫折，如何找出促發教師創意教學的 機制已成為重要課題，例如：Dunn（2004） 發現玩興與教師的創新層級有關。近期如 Henry（2009）也提出，有創意的人幾乎是喜 歡他所做事情的人，因此，教師必須要發現 他們感興趣的事，以釋放他們最佳的創造性 成就表現。換言之，教師若能在教學上具有 玩興，可能有助於其在教學上展現創意。然 而，玩興對於創造力的影響雖已獲得多數研 究的證實，但這其中相當缺乏以縱貫性研究 了解教師的教學玩興對於創意教學發展的成 長軌跡的影響，也就是說，愈具教學玩興的 教師其創意教學的成長趨勢是否愈加明顯， 這是本研究的主要動機之二。 本研究在學校層次方面的因素則討論了 學校創新氣氛，針對創造力發生的情境脈絡 進行研究是由創新管理領域所帶動，在心理與教育領域則較晚重視這個主題（Plucker & Renzulli, 1999）。有許多研究指出，企業主管 或工作團隊對組織中成員的創意具有重要的 影響，若企業主管、工作團隊或整體組織氛圍 愈支持創意或新觀念，則成員將有愈高的創意 表 現（蔡 啟 通、高泉 豐，2004；Amabile, 1997; Isaksen, Lauer, Ekvall, & Britz, 2001）。學校創 新氣氛對於教師的創意教學具有正向影響應 可理解，而這樣的研究結果也獲得國內研究者 的支持，例如：林偉文（2006）、陳玉樹與胡夢 鯨（2008）、蕭佳純（2007）等。只不過，國內極 缺乏以縱貫性角度來了解學校創新氣氛對於 教師創意教學成長軌跡的影響，也就是說，若 學校愈支持教師的創意教學，則教師創意教學 的成長趨勢是否愈加明顯，這是本研究探討的 主要動機之三。
文獻探討
一、教師創意教學發展趨勢
國外以教師為對象的縱貫性研究，相 對較少，多數是以教師的知識、教學成效、 態度、學習情況等作為研究主題。而在類似 的研究中亦提到，教師效能感並非擔任教師 後才形成的，是有先上後下的發展趨勢（吳 璧 如，2005）。 甚 至 在 Khourey-Bowers 與 Simonis（2004）的研究中就提到，透過結合 具體的設計元素，將之融入在教師的專業發 展中，將可使教師的自我效能信念、教學內 容及知識都獲得具體的提升。重要的是，此 研究發現，在每波研究中，教師及學生的自 我效能感皆有顯著的提升；而且提升教師個 人自我效能感與專業發展，不僅對教師有所 幫助，亦能提升學生學習的品質。Forbes 與 Davis（2012）使用質性研究的方式，以四位 剛進小學的初任教師為對象，針對他們開始 教書前三年之專業教學生涯做縱向研究；結 果顯示，他們會採取不同的想法去調和他們 自己的看法。在眾多的縱貫性研究中，最特 別的可以說是Arzi 與 White（2008）的研究， 他們從受測教師們的職前培訓開始，進行17 年的專業經驗縱向探索變化的研究，在研究 中，他們討論了職業生涯中應該要有支持教 師成長的需要，除了教師的專業技術知識之 外、也應該要有更多資源來支持教師專業成 長。由以上的討論來看，目前以教師為對象 的縱貫性研究仍屬少數，國內更是付之闕如。 創意教學是否會發展？若從創造力理論 來看，Gruber 與 Wallace（2001）的「演化系 統取向」（evolving systems approach）模式認 同創造力會隨著時間持續發展，而非瞬間乍 現的，必須透過經年累月的學習與思考才能 產出，同時還會受歷史脈絡、人際關係和專 業團隊等交互作用所影響，由此可知，創造 力表現是一動態的行為。據此推論，創意表 現也應屬於動態的行為表現，將之運用在教 師的創意教學表現上，亦可說明創意教學表 現會受到內、外在的因素與時間因素的影響 產生變化，為動態表現。綜上所述，教師的 創意教學表現是會產生變化的動態行為表現。 由以上的這些研究可獲得兩大啟示： （一）目前與教師有關的縱貫性研究多是討 論教師對學生的長期影響，如學習態度、學 業成就等，卻鮮少是直接觀察或研究教師長 期教學的變化，更遑論是創意教學。（二） 這些研究多是強調教師職前教育的重要以及 有關於「信念」的重要，但甚為可惜的是， 過去都無研究以長期調查方式了解教師的創 意教學行為變化情形究竟為何？而這正是本 研究最重要的價值所在。根據前言及過去研 究的論述，本研究認為，教師基於對教學的 熱忱，再加上教學經驗的累積與教師間的教學分享等，教師會逐漸轉化自己的教學方式 與內涵，增加更多元的教材教法，以注入更 多創意。因此，本研究推導假設一：教師的 創意教學行為成長為一個向上的成長發展趨 勢。
二、教師個人層次因素：教學玩興與
創意教學關聯
教學本來就是一個充滿挑戰的工作， 教師是否能面對這些挑戰，並且發揮潛能 與創意解決困境，進而產生樂在其中的經 驗，就成為教師是否能持續不斷從事創意教 學的重要動力。若教師在其教學工作中，經 驗到較高的福樂經驗，則教師較可能在各 種挑戰中，更積極地從事創意教學（林偉 文，2006）。Barnett（2007） 將 玩 興 定 義 為 是在一個情境中，可使個體建構表現出有樂 趣（amusement）、 幽 默（humor）、 娛 樂 （entertainment）等的一種方式。本研究認為， 玩興動機是指教師在教學情境中，能主動以 比較不嚴肅、幽默、輕鬆自在的態度來看待 或從事教學活動，並可運用想像或各種有趣 的方式，來活絡教學氣氛、增加童趣及愉悅 滿足的一種個人特質或傾向。也正因為多數 研究將「玩興」視為個人的特質或傾向，因 此短時間內較難變動，故可視為穩定特質， 適合以層次二的變項來處理。 而有關國內針對此項議題進行的相關研 究方面，例如：余嬪、吳靜吉、楊潔欣、程 蕙瑤與蔡淑敏（2004）則以教師、藝文與媒 體工作者、高科技產業與傳統產業為研究對 象，其研究結果發現，玩興能正向預測這四 種行業工作者的創新行為、工作表現與工作 滿足。游文杉、林勁宏與陳文進（2013）亦 有類似的研究結果，其發現當教師對於工作 的玩興愈高，將能產生認同感、主動參與感， 且用心程度會提升，而且教師會期望從工作 表現中得到肯定與讚美；換言之，當教師的 玩興動機愈高，其創意教學行為表現可能也 會跟著提高。此外，大部分研究發現，玩興 具有壓力調節的特性，可使人忘記時間且不 感到厭倦或焦慮，改變職員對工作麻木、失 去熱情和主動性的現象（Berg, 2001; Staempfli, 2005）。玩興與創造力之間確實存在相關 性，且玩興對創意與工作表現與態度皆有正 面影響（余嬪等人，2004； Glynn & Webster, 1993）。Fix（2003）指出，個體的玩興程度 對其心理幸福感、人格、認知能力、社會技 巧和創造力皆有顯著影響，而黃惠君（2006） 則引用Dunn（2004）的論點，認為工作場所 的玩興會影響個體的看法、態度、主觀感受 和工作表現，故對個人及團體的學習和創造 力有某種作用。 總體而言，內在動機對於教師的創意教 學表現具有正面預測力已獲得多數研究的支 持，但近年來，隨著正向心理學的興起，有 關動機與創意間的研究出現了「玩興」此一 議題，因為創意的歷程會有許多挫折、需要 經歷長時間的努力、投注精力與資源，在教 學上如果沒有強烈的教學玩興，個體將很難 持續從事創造的活動。換言之，若從教師創 意教學的角度來看，如果教師在教學上有較 高的玩興，其是否會更願意投入創意教學的 行動，這是本研究所感興趣的。除此之外， 本研究更感興趣的是，教師的教學玩興應會 影響教師個人的創意教學，但上述研究多為 橫斷研究，因為國內極缺乏以長期觀察的縱 貫性研究來了解教師教學玩興對於教師創意 教學的直接影響及其對成長軌跡的影響為何； 也就是說，愈具教學玩興的教師，是否創意 教學的成長速率也會愈快。據此，本研究發 展假設二為，教學玩興愈高的教師，則他初 始的創意教學行為程度也會愈高；假設三為 教學玩興愈高的教師，則他創意教學行為的成長速度也會愈高。
三、學校層次因素：學校創新氣氛與
創意教學之關聯
在 環 境 因 素 中，「 組 織 氣 氛 」 可 以 說 是涵蓋層面最廣、最適宜作為多層次研究的 組織構念之一（溫福星、邱皓政，2009）。 尤其在重視創新的環境中，組織創新氣氛的 塑造，成為激勵員工的重要環境因素，更 重要的是，組織氣氛不僅是個人對於組織環 境的社會知覺反應，同時也會因為不同部門 或不同組織的不同文化特質與工作條件，產 生部門間或組織間的明顯差異，對於個別員 工的氣氛知覺產生影響，進而影響員工行為 （Montes, Moreno, & Fernandez, 2004）。由於 本研究係以「促進創意教學表現」的特定組 織氣氛層面來探討其對於教師創意教學表現 的預測力，因此採用「學校創新氣氛」作為 預測變項。若是依據特質活化理論（Tett & Burnett, 2003），則個體是否展現某種行為須視所處 環境是否提供了適當的機會而定（陳玉樹、 莊閔喬，2010）。回顧以往的文獻，已有許 多研究探究以組織創新氣氛來預測員工的創 新行為，例如：McEvoy 與 Welker（2000）在 其研究結果中發現，組織氣氛會影響教職員、 師生間的互動關係，同時也會影響其對學校 的支持度，以及學校目標的使命感與承諾。 另 外， Amabile、Schatzel、Moneta 與 Kramer （2004）則是在針對公司主管的領導行為所 進行的研究中發現，主管適時回饋的領導行 為對員工的創意表現有正向影響。Schneider、 Ehrhart、Mayer、Saltz 與 Niles-Jolly（2005） 支持上述論點，認為員工會依據組織之策略 與相關訊息，知覺到組織重視創新，一旦員 工認同創新至上此一價值觀，員工較容易表 現出創新的行為。Hunter、Bedell 與 Mumford （2007）甚至也針對氛圍與創造力和創新的 關係，進行後設分析研究，證實創新氣氛可 促進員工的創新行為。由上顯見氛圍與創造 力或創新的關係已累積了相當的研究。無可 否認地，學校創新氣氛對於教師創意教學表 現應有影響，上述研究也都證實它的影響力， 蕭佳純（2011）的研究更是證實了學校創新 氣氛對於教師的創意教學行為具有正向影響。 但如同「教學玩興」的情形一樣，上述研究 多為橫斷性研究，而國內極缺乏以長期觀察 的縱貫性研究來了解學校創新氣氛對於教師 創意教學的直接影響及成長軌跡的調節影響 為何；也就是說，學校創新氣氛若是愈好， 是否教師創意教學的成長速率也會愈快，這 正是本研究欲回答的問題三。據此，本研究 發展假設四為，學校創新氣氛愈高的教師， 則他初始的創意教學行為程度也會愈高；假 設五為學校創新氣氛愈高的教師，則他創意 教學行為的成長速度也會愈高。
研究方法與設計
一、研究對象
本研究對象乃選取國內國小「自然與 生活科技」教師，至於選取此科教師的原因 在於，創造力為九年一貫課程「自然與生 活科技領域」之重要能力指標（教育部， 2006），所以，本研究以國小「自然與生活 科技」教師為對象。在研究樣本大小方面， Snijders 與 Bosker（1999）認為在一般的多層 級研究中，最高層級的樣本數應不小於30， 尤其本研究採縱貫性研究，在四波的調查中 極需要教師的配合，所以在抽樣上採取立意 抽樣，以mail 方式詢問全臺南市國小校長， 透過校長詢問該校自然與生活科技科教師的配合意願，最後共有70 所學校參與本研究， 符合最低樣本數的要求。本研究最高層級的 學校發出70 份，若以小規模學校為例，因小 學中的導師必安排有「自然與生活科技」課， 因此「自然與生活科技」老師亦為導師。若 以最小規模的學校六班來計算，也將會有六 位「自然與生活科技」教師。所以，本研究 以中、高年級（三至六年級）的「自然與生 活科技」教師為對象，小規模學校抽取四位 （一個年級一位教師），並且按照全國法規 資料庫（2006）之各縣市國民小學組織規程 學校規模分類標準，大、中、小學校的班級 數比例約為3：2：1，故中規模學校抽取八位， 大規模學校抽取12 位，一共有 600 位教師參 與本研究，符合最低樣本數的要求。本研究 共選取70 所國小，每所學校平均抽取八到九 位教師，直接由研究者將問卷交給各校教師， 一星期左右回收，剔除廢卷及不合理之填答 問卷後，回收之有效樣本共551 份，分布於 70 所國小。第一波調查時間：2012 年 11 月 至2012 年 12 月；第二波調查時間：2013 年 4 月至 2013 年 5 月；第三波調查時間：2013 年9 月至 2013 年 10 月；第四波調查時間： 2014 年 2 月至 2014 年 3 月。
二、研究架構
本研究採縱貫性調查，了解教師的創意 教學的變動情形，在兩年的研究期程中，運 用跨層次分析了解教師創意教學的變動及教 學玩興、學校創新氣氛對初始創意教學的影 響以及成長速率的影響。本研究架構圖如圖 一。三、研究工具
1. 創意教學量表 本研究採用的「創意教學量表」是由黃 惠君與葉玉珠（2008）共同編製而成，量表 主要目的在測量教師自評在教學中所展現之 創意行為的程度，量表題目共20 題，為六點 量表，包含五個因素：互動討論三題、心胸 開放三題、問題解決五題、多元教學三題， 以及自主學習六題。其中，互動討論指的是 透過主題討論與互動、促進學生分析思考能 力；心胸開放指的是保持開放心胸、彈性調 整教學內容，並強調與生活連結以培養學生 適應能力；問題解決指的是透過提問與比喻 等方式，提升學生問題解決知能及想像力； 多元教學指的是運用多樣化教材或活動，增 進學生專注、好奇與動機；自主學習指的是 透過自我引導學習活動及挑戰性作業，鼓 勵並增進自主學習。此外。創意教學量表 的因素負荷量介於.31 ～ .86。本研究經蒐 集的551 名教師資料進行二階驗證性因素分 析後，各項適配度指數AGFI、RFI、NFI、 IFI、CFI 依 序 為 .90、.91、.91、.90、.91， 皆 大 於 .90 的 標 準，RMSEA = .041 及 SRMR = .038， 顯 示 此 構 念 之 效 度 達 適 配 水準。此外，各潛在變項的組成信度分別 為.79、.81、.77、.75 以及 .80，而 Cronbach’s α 值分別為 .75、.79、.79、.72 以及 .83，總量 表為.94，結果顯示本量表的信度良好。以上 資料顯示，本量表的理論模式與觀察資料的 整體適配度達到理想標準。 2. 教學玩興量表 本研究認為，教學玩興是指教師在教 學情境中，能主動以比較不嚴肅、幽默、輕 鬆自在的態度來看待或從事教學活動，並可 運用想像或各種有趣的方式，來活絡教學氣 氛、增加童趣及愉悅滿足的一種個人特質 或傾向。過去關於玩興的研究多採用余嬪等 人（2004）的量表，但是，本研究所聚焦的是教師在教學上的玩興，而非一般成人的玩 興，所以沒有採用該量表而改以自編，所參 考的文獻依據則為余嬪等人（2004）、游文 杉等人（2013）以及 Fix （2003）的相關研 究。因為是自編量表，所以必須先進行200 位教師的預試及探索性因素分析，為了與正 式樣本有所區隔，研究者尋找鄰近正式樣本 地區的教師為預試樣本，而在樣本數方面， 採邱皓政（2011）的建議，為題目數的三至 五倍，因為教師玩興動機有20 題，學校創新 氣氛有35 題，所以採多數的題型且考量回 收率，共發出200 份問卷。經項目分析後， 各 題 項 決 斷 值 介 於10.52 到 17.63；因素分 析抽取四個共同因素，分別命名為「樂於嘗 新、獲取滿足」六題、「輕鬆愉悅、自我肯 定」六題、「幽默自在、童心未泯」三題、 「主動分享、帶動氣氛」五題，所以總量表 共有20 題，為六點量表。此外，教學玩興量 表的因素負荷量介於.711 ～ .915 之間。本研 究經蒐集的551 名教師資料進行二階驗證性 因素分析後，各項適配度指數AGFI、RFI、 NFI、IFI、CFI 依序為 .97、.97、.98、.97，皆 大 於.90 的 標 準，RMSEA = .041， 及 SRMR = .040，顯示此構念之效度達適配水準。測量 指標的個別指標信度均高於.45 的標準，介 於.548 ～ .791 之間，結果相當理想。再者， 理論模式的四個潛在變項的組成信度依序 為.90、.91、.83、.93，全部都達「.60 以上」 的評鑑標準。此外，本量表Cronbach’s α 值在 分別為.903、.908、.827、.923，總量表為.968， 結果顯示本量表的信度良好。 3. 學校創新氣氛量表 本研究根據Amabile、Conti、Lazenby 與 Herron（1996） 所 發 展 KEYS 量 表（KEYS: Assessing the climate for creativity） 中， 有 關 促進組織創新氣氛的因素構面，再參酌國內 相關研究量表（邱皓政，2002）來自編學校 創新氣氛量表。因為是自編量表，經200 位 教師預試及探索性因素分析後，共抽取七個 因素35 題，分別命名為組織理念（共六題）、 工作方式（共四題）、資源提供（共四題）、 團隊運作（共五題）、領導效能（共五題）、 學習成長（共六題）、環境氣氛（共五題）， 累積解釋變異量為66.94%。信度 Cronbach’s α 值部份則分別為 .91、.91、.93、.89、.90 以 及.89，總量表為 .96。而正式樣本經驗證性 學校層次變項：學校創新氣氛 教師個人層次變項：教學玩興 時間 教師創意教學行為 H1 H2-3 H4-5 註：圖中的H1 等符號為對應文獻中所發展的假設，例如 H2-3 則表示為假設二、假設三 圖一 研究架構圖
因素分析後，卡方值為1692.16，p ＜ .05 達 顯 著 水 準，RMSEA、GFI、AGFI、CFI、IFI 及SRMR 分別為 .08、.90、.91、.93、.93、.07， 而組成信度分別為.91、.88、.85、.54、.82 以 及.81，結果顯示本量表的整體適配度尚佳。
研究結果與分析
一、敘述統計
表1 呈現本研究三層次的變項以及依變 項（教師的創意教學行為）的平均數以及標 準差。若單從平均數來看，兩年四波的調查 中，互動討論、多元教學大抵上呈現逐漸上 升的發展趨勢，而問題解決、自主學習有所 起伏，倒是心胸開放則沒有什麼太大的變化。二、階層線性模式分析
本研究以階層線性模式進行資料分析， 探討國小自然與生活科技教師的創意教學行 為隨時間成長之變化及相關影響因素對創意 教學行為成長速率的可能影響：層次一之解 釋變項為時間；層次二解釋變項則為教師的 玩興動機；層次三因素則為學校創新氣氛。 （一）虛無模式 虛無模式主要在檢驗測量資料中是否 具有組內一致性（consistency within-group） 與 組 間 變 異（variances between-group）， 確 認 使 用 階 層 線 性 模 式（hierarchical linear modeling, HLM）分析的適當性。其方程式如 下：Level 1 : Ytij=π0ij + etij
Level 2 : π0ij=β00j +r0ij
Level 3 : β00j=γ000 +u00j
其中，i=1, 2, ..., n 為個體，Ytij為對國小 自然與生活科技教師於時間點t 所測量到的創 潛在變項 變項名稱 個數 平均數 標準差 潛在變項 變項名稱 個數 平均數 標準差 創 意 教 學 互動討論（1） 536 4.46 0.75 創 意 教 學 自主學習（1） 536 4.36 0.68 互動討論（2） 510 4.51 0.69 自主學習（2） 506 4.40 0.66 互動討論（3） 474 4.57 0.71 自主學習（3） 471 4.50 0.67 互動討論（4） 425 4.54 0.73 自主學習（4） 424 4.44 0.70 心胸開放（1） 536 4.99 0.67 玩 興 動 機 樂於嘗試 542 4.52 0.70 心胸開放（2） 512 5.05 0.67 輕鬆愉悅 542 4.55 0.69 心胸開放（3） 476 5.03 0.67 幽默自在 542 4.65 0.74 心胸開放（4） 426 4.98 0.65 主動分享 542 4.55 0.76 問題解決（1） 537 4.74 0.62 學 校 創 新 氣 氛 組織理念 69 3.97 0.29 問題解決（2） 511 4.79 0.61 工作方式 69 4.27 0.30 問題解決（3） 476 4.81 0.64 資源提供 69 4.11 0.31 問題解決（4） 425 4.78 0.64 團隊運作 69 4.35 0.28 多元教學（1） 536 4.58 0.68 領導效能 69 4.32 0.52 多元教學（2） 511 4.62 0.67 學習成長 69 4.37 0.38 多元教學（3） 475 4.70 0.70 環境氣氛 69 4.39 0.32 多元教學（4） 426 4.65 0.71 表1 變項的敘述統計分析表
意教學行為（因為創意教學行為一共有五個 構面：互動討論、心胸開放、問題解決、多 元教學以及自主學習，所以將分為五個部分 分別說明分析結果）；π0i為截距項，代表教 師i 的平均創意教學（各構面）得分；etij為 層次一的隨機誤差，假定每一個etij均為常態 分配，其平均數為0 且有共同的變異數 σ2。 β00為所有教師樣本的平均創意教學（各構面） 得分，r0ij為層次二之隨機效果，u00j為層次三 的隨機效果。進行HLM 分析之前，吾人需 先檢測資料具備群內一致性（James & Jones, 1974）與群間變異差異（Hofmann, 1997; Klein & Kozlowski, 2000）的存在，方可將個體層次 的資料彙總成群特質。經由計算，學校創新 氣氛平均rwgj 為 .79（.71 到 .83 之間），說 明此彙總程序的合理性。 首 先， 就 互 動 討 論、 心 胸 開 放、 問 題解決、多元教學以及自主學習各構面來 看， 層 次 二 之 個 體 間 變 異 成 分（between group component, τ00） 都 顯 著 異 於0（χ2 = 2910.26，df = 540，p ＜ .001；χ2 =2676.44， df =540，p ＜ .001；χ2 = 2676.44，df = 540， p ＜ .001；χ2= 3047.32，df = 540，p ＜ .001； χ2 =2987.07，df=540，p ＜ .001），滿足階層 線性成長模式中，依變項的個體內與個體間 必須存在顯著變異之要求。而各構面的層次 一個體內變異成分（within group component, σ2）之值分別為.234、.213、.213、.172、.212； 計 算 出 組 內 相 關 係 數ICC 之 值 分 別 為.549、.524、.524、.565、.555，遠高於 .059 的標準，且高於.138 時可稱為高度關聯（溫 福星，2006），即個體內相關係數高。由上 可知，在創意教學（互動討論、心胸開放、 問題解決、多元教學以及自主學習）行為的 總變異量中，來自個體間的變異量占45.1%、 47.6%、47.6%、43.5%、44.5%，而個體內重 複 測 量 的 變 異 量 占54.9%、52.4%、52.4%、 56.5%、55.5%；換言之，互動討論、心胸開放、 問題解決、多元教學以及自主學習存在著教 師間與教師內變異，不同教師間的互動討論、 心胸開放、問題解決、多元教學以及自主學 習得分有顯著的差異，因此適合進行後續之 HLM 分析。 （二）非條件化成長模式 當虛無模式得到驗證後，接著進行非條 件化線性成長模式與成長曲線模型之檢定， 以驗證層次一中的斜率與截距是否存在；也 就是說，須透過兩個變數來表示：時間（time） 與 時 間 平 方（time2）（Fitzmaurice, Laird, & Ware, 2004），其成長可能是緩慢、減少或加 速，因此更複雜的成長曲線則需解釋其成長 速率（謝俊義，2010）。以下為教師創意教 學五大構面的成長線性模型及成長曲線模型 之方程式（創意教學行為共有五個構面：互 動討論、心胸開放、問題解決、多元教學以 及自主學習，所以Y 分別代表五個構面）。 成長線性模型方程式：
Level 1 : Ytij=π0ij +π1ij時間tij + etij
Level 2 : π0ij=β00j +r0ij
π1ij=β10j +r1ij
Level 3 : β00j=γ000 +u00j
β10j=γ100 +u10j
成長曲線模型方程式：
Level 1 : Ytij=π0ij +π1ij時間tij +π2ij時間
2tij + etij
Level 2 : π0ij=β00j +r0ij
π1ij=β10j +r1ij π2ij=β20j +r2ij Level 3 : β00j=γ000 +u00j β10j=γ100 +u10j β20j=γ200+u20j 其中，π0ij為截距，是學校j 教師個體 i 的初始狀態的創意教學行為分數；而π1ij為 創意教學行為的平均成長率，π2ij為創意教
學行為的成長曲率，時間tij為學校j 教師個 體i 在第 t 波調查的時間，以減去第一波作 為置中。r0ij、r1ij及r2ij為層次二的隨機效果； u00j、u10j及u20j則為層次三的隨機效果。謝
俊義（2010）表示，若要評估成長曲線模型 是否比線性成長模型適配度來得好，可使用 概似比考驗（a likelihood ratio test）來評估。 所以，關於時間的變化率，本研究先進行非 條件化線性成長與成長曲線等兩個模式的概 似比考驗，將此二模型的離異數統計量進行 比較。首先，以互動討論及多元教學來看， 數據指出，第一個線性模型的離異數別為 3574.214、3026.77，自由度為 6，第二個成 長曲線的離異數分別為3569.276、3023.903， 自由度為10，兩者之差為 4.938、2.857，此 差服從自由度為4 的卡方分配，考驗結果未 達到顯著（p = .29, 58），表示兩模式之間並 無差異，使用簡化之線性模式即可。據此， 本研究採用線性成長模式，以檢驗教師的互 動討論、多元教學是否存在不同的截距與斜 率。非條件化成長模式中，教師創意教學中 的互動討論、多元教學初階段之固定效果 γ000= 4.481（SE = .032）；γ000= 4.766（SE = .032），達到顯著水準（p < .001），成長率 γ100 = 0.008（SE = .002）；γ100= 0.005 （SE = .002），達到顯著水準（p = .001、.036）。 因為成長率β10為正值，且達顯著水準，故可 知教師創意教學中的互動討論、多元教學變 化為一線性向上的成長趨勢圖形。隨機效果 部分，測量個人成長線性參數變異情形之估 計值，截距項r00i的變異分別為.317、.221， 達到顯著水準（p < .001），成長率 r10i的變 異分別為.00047、.00008，也達顯著水準（p = .004, .007）。結果指出，截距項與一次項 之變異皆達到顯著，表示在教師的互動討論、 多元教學間之截距及斜率存在顯著差異。再 者，比較此模式與虛無模式可知，創意教學 中的互動討論、多元教學行為層次一時間變 項所解釋的變異數比例為7.15%、1.63%，即 引進時間變數可以減少第一層誤差項的變異 數達7.15%、1.63% 的程度。 第 二， 以 心 胸 開 放 來 看， 第 一 個 線 性 模型的離異數為3372.889，自由度為 6，第 二個成長曲線的離異數為3367.864，自由度 為10，兩者之差為 5.025，此差服從自由度 為4 的卡方分配，考驗結果未達到顯著（p = .28），表示兩模式之間並無差異，使用簡化 之線性模式即可。據此，本研究採用線性成 長模式，以檢驗教師的心胸開放是否存在不 同的截距與斜率。非條件化成長模式中，教 師創意教學中的互動討論初階段之固定效果 γ000= 5.024（SE = .030），達到顯著水準（p < .001），成長率 γ100 = 0.001（SE = .002）， 未達到顯著水準（p = .748）。可知教師創 意教學中的心胸開放在兩年的觀察期間並無 任何變化。隨機效果部分，測量個人成長線 性參數變異情形之估計值，截距項r00i的變 異為.251，達到顯著水準（p < .001），成長 率r10i的變異為.00019，未達顯著水準（p = .137）。結果指出，截距項之變異達到顯著， 表示在教師的心胸開放間僅有截距存在顯著 差異。所以，在後續的分析中，心胸開放此 一依變項將不列入分析中。 第 三， 以 問 題 解 決、 自 主 學 習 來 看， 數 據 指 出， 第 一 個 線 性 模 型 的 離 異 數 為 3395.123、3416.311，自由度為 6，第二個成 長曲線的離異數為3367.821、3395.067，自由 度為10，兩者之差為 27.302、21.244，此差 服從自由度為4 的卡方分配，考驗結果達到 顯著（p < .001），表示兩模式之間有差異， 須使用完整之曲線模式。據此，本研究採用 曲線成長模式，以檢驗教師的問題解決、自 主學習是否存在不同的截距與斜率。非條件 化成長模式中，教師創意教學中的問題解決、
自主學習初階段之固定效果γ000= 5.017（SE = .038）；γ000= 4.575（SE = .037）， 達 到 顯 著水準（p < .001），成長率 γ100= 0.024（SE = .011）；γ100 = 0.021（SE= .001）， 達 到 顯 著 水 準（p = .027、.007），曲率 γ200= -.0011 （SE = .0006）；γ200= -.001（SE = .006），亦 達到顯著水準（p = .049, .041）。成長率 γ100 為正值，而曲率γ200為負值，可知教師的問 題解決變化為一開口向下之圖形，表示教師 創意教學中的問題解決、自主學習成長呈現 先上後下之趨勢。隨機效果部分，測量個人 成長曲線參數變異情形之估計值，截距項r00i 的變異分別=.248、.281，達到顯著水準（p <.001）， 成 長 率 r10i的 變 異 為.001、.004， 未達顯著水準（p = .348, .054），曲率變異 r20i為.0002、.00002，亦達到顯著水準（p = .002, .005）。結果指出，截距項與二次項之 變異皆達到顯著，但一次項的變異未達顯 著，表示在教師創意教學的問題解決、自主 學習間之截距及曲率存在顯著差異。對於二 次成長模型而言，某一特定時間（t）的平均 成長率為模型的一階導數（也就是瞬間成長 率），其公式為：γ100 + 2γ200（Time）。據此， 教師問題解決創意教學從第一學期至第二學 期時的平均成長率為.0149（即 0.0237+2×-0.0011×4）， 第 二 學 期 至 第 三 學 期 時 為.0061，第三學期至第四學期時為 -.0027。 亦即，教師的問題解決行為從第一學期到第 二學期間是屬於正成長，平均上升.0149 個單 位，第二學期到第三學期也呈現正成長，但 幅度稍緩，平均上升.0061 個單位，到第三 至第四學期時，開始呈現負成長的現象，下 降幅度為.0027 個單位。再者，比較此模式 與虛無模式可知，創意教學行為層次一時間 變項所解釋的變異數比例為4.57%，即引進 時間變數可以減少第一層誤差項的變異數達 4.57% 的程度。而教師自主學習創意教學從 第一學期至第二學期時的平均成長率為.0117 （即0.0213 + 2 × -0.0012 × 4），第二學期 至第三學期時為.0021，第三學期至第四學期 時為-.0075。亦即，教師的問題解決行為從 第一學期到第二學期間是屬於正成長，平均 上升.0117 個單位，第二學期到第三學期也 呈現正成長，但幅度稍緩，平均上升.0021 個單位，到第三至第四學期時，開始呈現負 成長的現象，下降幅度為.0075 個單位。復 次，比較此模式與虛無模式可知，創意教學 行為層次一時間變項所解釋的變異數比例為 12.32%，即引進時間變數可以減少第一層誤 差項的變異數達12.32% 的程度。綜合這部 分的分析可知，創意教學中的互動討論及多 元教學構面呈現線性的成長趨勢，問題解決 與自主學習則是呈現先上後下的曲線發展趨 勢，而心胸開放則是無任何的成長情形。互 動討論與多元教學呈現線性成長趨勢較不令 人意外，倒是問題解決、自主學習為先上後 下的曲線發展較令人好奇。研究者試圖探究 其原因，可能是在學期剛開始之際，教師有 比較多的動力、時間、心力在自己的教學上 多加著墨，甚至主動學習、發現問題進而解 決，然而，隨著學期的進行，教師所要處理 的事務日加繁重，故可能減弱了這方面的成 長而呈現下降的趨勢，但究竟是否為此因素， 恐怕需要有更多的質性研究加以探究。 （三）條件化成長模式：教師層次變項對於 成長速率的影響 由於非條件化成長模式的截距項、一次 項與二次成長曲線的斜率、曲率變異成分， 在不同的創意教學構面中達到顯著，所以需 要繼續進行條件化成長模式的分析，以檢驗 層次二變項（玩興動機）對教師創意教學的 影響及其是否會對教師創意教學發展趨勢中 產生不同的成長曲率。分析之完整模型如下
所示，且會因應不同的創意教學構面而有不 同的模型發展：
Ytij=π0i+π1i（Time）ti +π2i（Time）2ti+etij
π0i=β000 +β010（樂於嘗試）+β020（輕鬆愉悅） +β030（ 幽 默 自 在 ）+β040（ 主 動 分 享 ） +r0ijπ1ij=β100 +β110（ 樂 於 嘗 試 ）+β120 （ 輕 鬆 愉 悅 ）+β130（ 幽 默 自 在 ）+β140 （ 主 動 分 享 ）+r1ijπ2ij=β200+β210（ 樂 於 嘗 試 ）+β220（ 輕 鬆 愉 悅 ）+β230（ 幽 默 自在）+β240（主動分享）+r2ij β000= r000 + U00j β010 = r 010 β020 = r 020 β030 = r 030 β040 = r 040 β100 = r 100 + U10j β110 = r 110 β120 = r 120 β130 = r 130 β140 = r 140 β200 = r 200 + U20j β210 = r 210 β220 = r 220 β230 = r 230 β240 = r 240 首先，以互動討論的條件化成長模式來 看，如表二所示，教師初階段之互動討論行 為（π0i）部分，截距項（γ000）為.497；未達 顯著水準，解釋變項玩興動機中的樂於嘗試 （γ010）為.211（SE =.071，p < .001）；主動 分享（γ040）為.263（SE = .065，p < .001）， 二者均達顯著，表示教師在剛開始階段的互 動討論會受到樂於嘗試以及主動分享的影 響，且為正向影響，表示樂於嘗試以及主動 分享程度愈高的教師，其創意教學中的互動 討論行為愈高。須特別提及的是，本研究分 析層次二（玩興動機）對於層次一變項（互 動討論）之直接效果，並非如同過去文獻以 橫斷式研究進行討論，而是以初始的玩興動 機預測教師初階段（剛任教時）之互動討論 行為，此分析結果支持本研究假設二：玩興 動機對教師剛任教時之創意教學（互動討論 行為）有正向影響。此外，截距誤差項隨機 效果部分，其變異數成分（r00i）之值為.081， χ2值（698.181）達到顯著（p < .001），表示 仍存在可能影響互動討論截距差異的個體層 次變數尚未被本研究所討論；也就是說，可 能還有其他因素會影響教師初階段的互動討 論行為。在成長線性模式的調節效果部分， 玩興動機中的樂於嘗試與主動分享之係數達 到顯著（γ110 = .019，SE = .007，p = .008；γ140 =.014，SE = .007，p = .025）， 表 示 樂 於 嘗 試與主動分享會影響教師創意教學行為的線 性成長趨勢，且由表中數據可知，係數為正 值，表示樂於嘗試與主動分享對於教師創意 教學中的互動討論線性成長為正向影響，且 因為互動討論是一個向上的線性發展趨勢， 故為正向調節，也就是會加劇互動討論行為 的斜率，使得發展趨勢更加明顯；換言之， 若初始的樂於嘗試與主動分享愈好時，則教 師創意教學中互動討論的成長趨勢將會上升 得更高。本模式之斜率變異數成分達到顯著 （τ11 = .00007，p < .001），表示仍有其他屬 於個體層次但尚未被探討到的變項，會影響 到互動討論線性成長趨勢。再者，比較此模 式與非條件成長模式可知，創意教學行為層 次二的玩興動機變項所解釋的變異數比例為 0.22%，即引進玩興動機變數可以減少的變異 數僅有0.22% 的程度。而在創意教學的心胸 開放部分則是因未呈現成長情形，因此後續 分析都未列入。 在問題解決部分，條件化成長模式如表 二所示，教師初階段之問題解決行為（π00i） 部分，截距項（γ000）為.942，達顯著水準，
玩 興 動 機 中 的 輕 鬆 愉 悅（γ020） 為.165（SE =.075，p = .029）；主動分享（γ040） 為.192 （SE = .062，p = .002），二者均達顯著，表 示教師在剛開始階段的問題解決會受到輕鬆 愉悅以及主動分享的影響，且皆為正向影響， 即輕鬆愉悅以及主動分享程度愈高的教師， 其問題解決行為愈高，此分析結果支持本研 究假設二：玩興動機對教師剛任教時之創意 教學（問題解決行為）有正向影響。此外， 截距誤差項隨機效果部分，變異數成分（r00i） 之 值 為.035，χ2值（489.419） 達 到 顯 著（p = .004），表示仍存在可能影響教師問題解 決截距差異的個體層次變數尚未被本研究所 討論；也就是說，可能還有其他因素會影響 教師的問題解決行為。在成長曲線模式的調 節效果部分，初始的主動分享之係數達到顯 著（γ240 = .005，SE = .002，p = .013），表示 玩興動機中的主動分享會影響教師創意教學 （問題解決）行為的二次成長曲線趨勢。且 由表中數據可知，γ240為正值，表示成長曲線 為正向影響，但是因為創意教學行為是一個 先上後下的發展趨勢，故為正向調節，也就 是會加劇問題解決行為的曲率，使得開口變 小。換言之，教師問題解決行為之二次成長 曲線趨勢呈現先上後下之開口向下圖形，且 初始的主動分享愈好時，若教師創意教學行 為的成長趨勢為上升，便會上升得更高；但 若創意教學行為後來呈下降趨勢，則在主動 分享愈高的情況下，下降幅度（斜率）也將 會較緩。也就是說，若問題解決在上升的情 況下，主動分享可以使它的上升速度愈快； 反之，若問題解決在下降的情形下，主動分 享則可以減緩它下降的速度。此外，本模式 之曲率變異數成分未達到顯著（τ22 = .00001, p = .297），表示已無其他屬於個體層次的變項 會影響到教師問題解決行為的二次成長曲線 趨勢。再者，比較此模式與非條件成長模式 可知，創意教學行為層次二的變項所解釋的 變異數比例為3.28%，即引進層次二變數可 以減少的變異數達3.28% 的程度。 第三，以多元教學的條件化成長模式來 看，如表二所示，教師初階段之多元教學行 為（π00i）部分，截距項（γ000）為1.111，達 顯著水準，玩興動機中的輕鬆愉悅（γ020） 為.149（SE = .065，p = .011）；主動分享（γ040） 為0.268（SE = 0.05， p < .001），二者均達 顯著，表示教師在剛開始階段的多元教學行 為會受到輕鬆愉悅以及主動分享的正向影 響，表示輕鬆愉悅以及主動分享程度愈高的 教師，其創意教學中的多元教學行為愈高， 此分析結果支持本研究假設二：玩興動機對 教師剛任教時之多元教學行為有正向影響。 此外，截距誤差項隨機效果部分，其變異數 成分（r00i）之值為.0414，χ2值（534.338） 達到顯著（p < .001），表示仍存在可能影 響教師多元教學行為截距差異的個體層次變 數尚未被本研究所討論；也就是說，可能還 有其他因素會影響教師初階段的多元教學行 為。在成長線性模式的調節效果部分，玩興 動機中的主動分享之係數達到顯著（γ140 = .013，SE = .006，p = .041），表示主動分享 會影響教師多元教學行為的線性成長趨勢， 且因為係數為正值，表示為正向影響，再加 上多元教學行為是一個向上的發展趨勢，故 為正向調節，也就是會加劇多元教學行為的 斜率，使得發展趨勢更加明顯。換言之，若 初始的主動分享愈好時，則教師創意教學中 多元教學行為的成長趨勢將會上升得更高。 本 模 式 之 斜 率 變 異 數 成 分 達 到 顯 著（τ110 = .00011，p = .049），表示已無其他屬於個體 層次的變項會影響到教師創意教學中的多元 教學行為的線性成長趨勢。再者，比較此模 式與非條件成長模式可知，創意教學行為層 次二的玩興動機變項所解釋的變異數比例為
0.61%，即引進玩興動機變數可以減少的變異 數僅有0.61% 的程度。 最後，在自主學習部分，條件化成長模 式如表二所示，教師初階段之自主學習行為 （π00i）部分，截距項（γ000）為.941，達顯著 水準，玩興動機中的樂於嘗試（γ010）為.276 （SE = .078，p=.001）；輕鬆愉悅（γ020）為.176 （SE = .07， p = .014）；主動分享（γ040）為.181 （SE = .067，p = .007），三者均達顯著，表 示教師在剛開始階段的自主學習行為會受到 樂於嘗試、輕鬆愉悅以及主動分享的正向影 響，即樂於嘗試、輕鬆愉悅以及主動分享程 度愈高的教師，其創意教學中的自主學習行 為愈高，此分析結果支持本研究假設二：玩 興動機對教師剛任教時之創意教學（自主學 習行為）有影響。此外，截距誤差項隨機效 果部分，其變異數成分（r00i）之值為.038， χ2值（540.097） 達 到 顯 著（p < .001）， 表 示仍存在可能影響教師自主學習行為截距差 異的個體層次變數尚未被本研究所討論；也 就是說，可能還有其他因素會影響教師的自 主學習行為。在成長曲線模式的調節效果部 分，初始的樂於嘗試之係數達到顯著（γ210 = .003，SE = .002，p = .046），表示樂於嘗試 會影響教師自主學習行為的二次成長曲線趨 勢，且因為γ210為正值，表示玩興動機中的 樂於嘗試對於教師創意教學中的自主學習行 為的成長曲線為正向影響，但是因為創意教 學行為是一個先上後下的發展趨勢，故為正 向調節，也就是會加劇創意教學（自主學習） 行為的曲率，使得開口變小。換言之，教師 創意教學行為之二次成長曲線趨勢呈現先上 後下之開口向下圖形，且當初始的開放性與 樂於嘗試愈好時，若教師自主學習行為的成 長趨勢為上升，便會上升得更高；但是，若 自主學習行為後來呈下降趨勢，則在開放性 與樂於嘗試愈高的情況下，下降幅度（斜率） 也將會較緩。此外，本模式之曲率變異數成 分 達 到 顯 著（τ220 = .00001，p = .005）， 表 示尚有其他屬於個體層次的變項會影響到教 師的自主學習行為的二次成長曲線趨勢未被 本研究考量到。再者，比較此模式與非條件 成長模式可知，創意教學行為層次二的變項 所解釋的變異數比例為0.22%，即引進層次 二變數可以減少的變異數達0.22% 的程度。 綜合上述的分析可知，就教學玩興對於創意 教學行為初始狀態的影響來說，與過去的橫 斷性研究如余嬪等人（2004）、游文杉等人 （2013）以及 Fix（2003）的相關研究結果雷 同；但不同的是，過去這些研究較少細分創 意教學的面向，且更大不同之處在於，本研 究所討論的是玩興動機對於創意教學成長速 率的影響，這是過去研究未觸及的，也是本 研究的最大貢獻。 （四）條件化成長模式：學校層次變項對於 成長速率的影響 由於非條件化成長模式的截距項、一次 項與二次成長曲線的曲率變異成分在不同的 創意教學構面中達到顯著，所以需要繼續進 行條件化成長模式的分析，接續檢驗層次三 變項（學校創新氣氛）對教師創意教學的影 響，及其是否會對教師創意教學發展趨勢中 產生不同的成長曲率。分析之完整模型如下 所示，且會因應不同的創意教學構面而有不 同的模型發展：
Ytij =π0ij+π1ij（Time）tij +π2ij （Time）2 tij+etij
π0ij=β000 +β010（ 樂 於 嘗 試 ）+β020（ 輕 鬆 愉 悅）+β030（幽默自在）+β040（主動分享） +r0ij π1ij=β100+β110（樂於嘗試）+β120（輕鬆愉悅） +β130（ 幽 默 自 在 ）+β140（ 主 動 分 享 ） +r1ijπ2ij=β200 +β210（ 樂 於 嘗 試 ）+β220 （ 輕 鬆 愉 悅 ）+β230（ 幽 默 自 在 ）+β240 （主動分享）+r2ji
β000= r000 + r001（組織理念）+ r002（工作方 式）+ r003（資源提供）+ r004（團隊運作） + r005（領導效能）+ r006（學習成長）+ r007（環境氣氛）+ U00jβ010 = r 010 β020 = r 020 β030 = r 030 β040 = r 040 β100 = r 100 + r 101（組織理念） + r 102（工作 方式） + r 103（資源提供） + r 104（團 隊運作） + r 105（領導效能） + r 106（學 習成長） + r 107（環境氣氛） + U10j β110 = r 110 β120 = r 120 β130 = r 130 β140 = r 140 β200 = r 200 + r 201（組織理念） + r 202（工作 方 式 ） + r 203（ 資 源 提 供 ） + r 204（ 團 隊運作） + r 205（領導效能） + r 206（學 習成長） + r 207（環境氣氛） + U20j β210 = r 210 β220 = r 220 β230 = r 230 β240 = r 240 首先，以互動討論的條件化成長模式來 看，如表2 所示，教師初階段之互動討論行 為（π0i）部分，截距項（r000）為.557，未達 顯著水準，學校創新氣氛中的領導效能（r005） 為.265（SE = .085， p = .002）；學習成長（r006） 為.304（SE = .127，p = .005）；二者均達顯 著，表示教師在剛開始階段的互動討論行為 會受到領導效能以及學習成長的正向影響， 即領導效能以及學習成長程度愈高的學校， 該校教師創意教學中的互動討論行為愈高。 須特別提及的是，本研究分析層次三（學校 創新氣氛）對於層次一變項（互動討論行為） 之直接效果，並非如同過去文獻以橫斷式研 究進行討論，而是以初始的學校創新氣氛預 測教師初階段之互動討論行為，此分析結果 支持假設四：學校創新氣氛對教師創意教學 （互動討論行為）有正向影響。此外，截距 誤差項隨機效果部分，其變異數成分（U00） 之 值 為.00068，χ2值（54.25）未達到顯著 （p > .50），表示未存在可能影響教師創意 教學中的互動討論行為截距差異的個體層次 變數尚未被本研究所討論；也就是說，已經 無其他因素會影響教師初階段的互動討論行 為，而之後分析的問題解決、多元教學、自 主學習的情形亦同，亦即已無其他因素會影 響教師初階段的問題解決、多元教學以及自 主學習行為。在成長線性模式的調節效果部 分，組織理念之係數達到顯著（r101 = .035， SE = .014，p = .012），表示組織理念會影響 教師創意教學行為的線性成長趨勢，因為係 數為正值，即組織理念對於教師創意教學中 的互動討論行為的線性成長為正向影響，再 加上互動討論行為是一個向上的發展趨勢， 故為正向調節，也就是會加劇互動討論行為 的斜率，使得發展趨勢更加明顯。換言之， 若初始的組織理念愈高時，則教師創意教學 中的互動討論行為的成長趨勢將會上升得更 高。本模式之斜率變異數成分達到顯著（τ11 = .00007，p = .064），表示已無其他屬於學校 層次的變項會影響到教師創意教學中的互動 討論行為的線性成長趨勢。再者，比較此模 式與非條件成長模式可知，創意教學行為層 次三的學校創新氣氛變項所解釋的變異數比 例為4.5%，即引進學校創新氣氛變數可以減 少的變異數僅有4.5% 的程度。相較於教師個 人層次因素的影響，在教師創意教學成長趨 勢的影響上，學校層次的影響將大於教師個 人層次因素的影響力。而在創意教學的心胸 開放部分，則是因未呈現成長情形，因此後 續分析都未列入。 而在問題解決部分，條件化成長模式如
表二所示，教師初階段之問題解決行為（π0i） 部分，截距項（r000）為.438，未達顯著水準， 學校創新氣氛中的資源提供（r003）為.253（SE = .078，p = .002），學習成長（r006）為.254（SE = .118， p = .043），二者均達顯著，表示教 師在剛開始階段的問題解決行為會受到資源 提供以及學習成長的正向影響，即資源提供 以及學習成長程度愈高的學校，該校教師創 意教學中的問題解決行為愈高。此分析結果 支持假設四：學校創新氣氛對教師創意教學 （問題解決行為）有正向影響。在成長曲線 模式的調節效果部分，學習成長之係數達到 顯著（r206 = .008，SE = .003，p = .017），表 示學習成長會影響教師創意教學（問題解決） 行為的二次成長曲線趨勢，且由表中數據可 知，r206為正值，表示學習成長對於教師創 意教學行為的成長曲線為正向影響，但是， 因為創意教學行為是一個先上後下的發展趨 勢，故為正向調節，也就是會加劇創意教學 （問題解決）行為的曲率，使得開口變小。 換言之，教師創意教學行為之二次成長曲線 趨勢呈現先上後下之開口向下圖形，若初始 的學習成長愈好時，若教師創意教學行為的 成長趨勢為上升時，則會上升得更高；但是， 若創意教學行為後來呈下降趨勢，則在學習 成長愈高的情況下，下降幅度（斜率）也將 會較緩。此外，本模式之曲率變異數成分未 達到顯著（τ22 = .00147，p = .368），表示已 無其他屬於個體層次的變項會影響到教師的 創意教學（問題解決）行為的二次成長曲線 趨勢。再者，引進層次三變數可以減少的變 異數達3.43% 的程度，相較於層次二因素的 3.28%，對於教師問題解決行為的影響來說， 學校層次因素的影響是與教師個人層次因素 的影響力是差不多的。 第三，以多元教學的條件化成長模式來 看，如表二所示，教師初階段之多元教學行 為（π0i）部分，截距項（r000）為.198，未達 顯著水準，學校創新氣氛中的團隊運作（r004） 為.337（SE = .124，p = .009）；領導效能（r005） 為0.182（SE = .058， p = .003），學習成長 （r006） 為.237（SE = .074，p=.003）， 三 者 均達顯著，表示教師在剛開始階段的多元教 學行為會受到團隊運作、領導效能以及學習 成長的正向影響，即團隊運作、領導效能以 及學習成長程度愈高的學校，該校教師創意 教學中的問題解決行為愈高。此分析結果支 持假設四：學校創新氣氛對教師創意教學（多 元教學行為）有正向影響。在成長線性模式 的調節效果部分，學習成長之係數達到顯著 （r106 = .024，SE = .009，p = .017），表示學 校支持與學習成長會影響教師創意教學行為 的線性成長趨勢，因為係數為正值，表示學 習成長對於教師創意教學中多元教學行為的 線性成長為正向影響，再加上多元教學行為 是一個向上的發展趨勢，故為正向調節，也 就是會加劇多元教學行為的斜率，使得發展 趨勢更加明顯。再者，創意教學行為層次三 的學校創新氣氛變項所解釋的變異數比例為 4.14%，即引進學校創新氣氛變數可以減少的 變異數僅有4.14% 的程度。相較於教師個人 層次因素的影響，在教師創意教學成長趨勢 的影響上說，學校層次的影響將大於教師個 人層次因素的影響力。 最後，在自主學習部分，條件化成長模 式分析結果如表二所示，教師之自主學習行 為（π0i）部分，截距項（r000）為.10，未達顯 著水準，解釋變項的學校創新氣氛直接影響 效果都未達顯著，此分析結果不支持假設四： 學校創新氣氛對教師創意教學（自主學習行 為）有正向影響。此外，截距誤差項隨機效 果部分，其變異數成分（U00）之值為.005， χ2值（70.735）未達到顯著（p = .104），表 示已無存在可能影響教師創意教學行為截距
互動討論層二完整模式 互動討論層三完整模式 問題解決層二完整模式 問題解決層三完整模式 固定效果 係數 標準誤 t 值 P 值 係數 標準誤 t 值 P 值 係數 標準誤 t 值 P 值 係數 標準誤 t 值 P 值 γ000 0.497 0.322 1.541 .071 0.557 0.481 1.158 .098 0.942 0.284 3.315 <.001 0.438 0.487 0.899 .111 γ001 0.184 0.135 1.359 .121 0.037 0.128 0.290 .369 γ002 0.052 0.125 0.411 .529 0.164 0.182 0.902 .089 γ003 0.062 0.103 0.603 .461 0.253 0.078 3.224 .002 γ004 0.275 0.149 1.846 .056 0.111 0.148 0.749 .681 γ005 0.265 0.085 3.316* .002 0.074 0.108 0.695 .711 γ006 0.304 0.127 2.395* .005 0.254 0.118 2.152 .043 γ007 0.111 0.148 0.749 .701 0.192 0.137 1.393 .063 γ010 0.211 0.071 2.965 <.001 0.199 0.072 2.765 <.001 0.035 0.080 0.436 .577 0.009 0.073 0.116 .670 γ020 0.062 0.076 0.807 .211 0.072 0.072 1.007 .213 0.165 0.075 2.188 .029 0.158 0.066 2.394 .034 γ030 0.071 0.052 1.364 .092 0.055 0.050 1.083 .011 0.093 0.052 1.803 .052 0.113 0.050 2.254 .041 γ040 0.263 0.065 4.022 <.001 0.244 0.063 4.003 <.001 0.192 0.062 3.097 .002 0.164 0.057 2.899 .022 γ100 0.010 0.036 1.711 .086 0.093 0.058 1.606 .072 0.265 0.117 2.271 .013 0.076 0.133 0.572 .671 γ101 0.035 0.014 2.528 .012 0.031 0.043 0.722 .728 γ102 0.023 0.024 0.934 .197 0.003 0.052 0.049 .879 γ103 0.002 0.015 0.142 .721 0.070 0.051 1.361 .089 γ104 0.019 0.012 1.519 .084 0.034 0.029 1.173 .018 γ105 0.024 0.018 1.310 .095 0.015 0.059 0.253 .711 γ106 0.002 0.010 0.195 .352 0.012 0.027 0.459 .691 γ107 0.014 0.016 0.875 .118 0.011 0.046 0.231 .709 γ110 0.019 0.007 2.721* .008 0.008 0.009 0.921 .211 0.021 0.028 0.732 .371 0.008 0.008 0.959 .683 γ120 0.004 0.008 0.486 .361 0.004 0.008 0.501 .748 0.004 0.026 0.159 .273 0.002 0.007 0.297 .720 γ130 0.004 0.006 0.787 .265 0.004 0.006 0.728 .309 0.010 0.019 0.532 .359 0.007 0.005 1.254 .083 γ140 0.014 0.007 1.981* 0.25 0.005 0.007 0.787 .301 0.032 0.023 1.384 .063 0.002 0.005 0.420 .738 γ200 0.015 0.008 1.843 .052 0.010 0.010 1.071 .078 γ201 0.002 0.004 0.375 .671 γ202 0.006 0.004 1.656 .062 γ203 0.000 0.002 0.195 .791 γ204 0.000 0.004 0.097 .903 γ205 0.004 0.003 1.077 .089 γ206 0.008 0.003 2.394 .017 γ207 0.003 0.004 0.634 .810 γ210 0.001 0.002 0.471 .463 0.000 0.002 0.340 .899 γ220 0.001 0.002 0.278 .857 0.001 0.002 0.518 .688 γ230 0.001 0.001 0.904 .365 0.001 0.001 1.071 .089 γ240 0.005 0.002 2.640 .017 0.002 0.002 1.434 .081 隨機效果 變異數 χ2 P 值 變異數 χ2 P 值 變異數 χ2 P 值 變異數 χ2 P 值 層1 ejtij 0.21732 0.20781 0.19728 0.19696 層2 r0ij 0.08111 698.181 <.001 0.07677 696.192 <.001 0.03523 489.421 .004 0.03454 493.512 .003 r1ij 0.00007 329.152 .001 0.00020 494.423 .052 0.00149 427.918 .261 0.00171 438.847 .149 r2ij 0.00001 424.766 .297 0.00001 435.988 .262 層3 u00j 0.00724 72.961 .233 0.00068 54.255 >.500 0.00514 72.673 .189 0.00147 58.943 .368 u10j 0.00624 80.052 .099 0.00007 75.157 .064 0.00032 66.953 .343 0.00006 57.356 .425 u20j 0.00000 72.099 .202 0.00000 61.404 .288 表二 教師創意教學成長模式的層次二與層次三條件化成長模式分析摘要
表二 教師創意教學成長模式的層次二與層次三條件化成長模式分析摘要（續） 多元教學層二完整模式 多元教學層三完整模式 自主學習層二完整模式 自主學習層三完整模式 固定效果 係數 標準誤 t 值 P 值 係數 標準誤 t 值 P 值 係數 標準誤 t 值 P 值 係數 標準誤 t 值 P 值 γ000 1.111 0.256 4.341 <.001 0.198 0.376 0.529 .357 0.941 0.320 2.940 .008 0.100 0.494 0.203 .781 γ001 0.109 0.134 0.812 .287 0.000 0.203 0.002 .904 γ002 0.012 0.089 0.135 .487 0.064 0.129 0.495 .633 γ003 0.128 0.074 1.725 .062 0.089 0.105 0.842 .490 γ004 0.337 0.124 2.727 .009 0.216 0.152 1.423 .101 γ005 0.182 0.058 3.159 .003 0.095 0.083 1.152 .188 γ006 0.237 0.074 3.181 .003 0.079 0.115 0.688 .387 γ007 0.009 0.099 0.088 .821 0.192 0.137 1.393 .095 γ010 0.020 0.072 0.280 .658 0.017 0.070 0.244 .304 0.276 0.078 3.547 .001 0.240 0.072 3.314 .001 γ020 0.149 0.065 2.302 .011 0.150 0.064 2.336 .017 0.176 0.071 2.474 .014 0.156 0.067 2.334 .091 γ030 0.015 0.045 0.335 .562 0.000 0.041 0.008 .921 0.083 0.053 1.553 .068 0.033 0.046 0.725 .390 γ040 0.268 0.050 5.320 <.001 0.250 0.046 5.394 <.001 0.181 0.067 2.718 .007 0.152 0.057 2.635 .008 γ100 0.078 0.028 2.714 .006 0.083 0.049 1.707 .067 0.236 0.124 1.904 .056 0.225 0.156 1.439 .093 γ101 0.013 0.019 0.660 .374 0.120 0.052 2.284 .012 γ102 0.000 0.012 0.040 .840 0.001 0.058 0.017 .912 γ103 0.014 0.012 1.158 .082 0.001 0.031 0.036 .819 γ104 0.024 0.015 1.535 .072 0.031 0.044 0.698 .311 γ105 0.001 0.006 0.121 .384 0.031 0.030 1.046 .084 γ106 0.024 0.009 2.453 .017 0.094 0.039 2.417 .012 γ107 0.013 0.012 1.089 .089 0.040 0.053 0.758 .290 γ110 0.001 0.008 0.108 .822 0.000 0.008 0.001 .918 0.057 0.025 2.247 .038 0.014 0.008 1.749 .066 γ120 0.002 0.006 0.287 .792 0.001 0.006 0.230 .495 0.017 0.025 0.681 .192 0.003 0.007 0.404 .381 γ130 0.000 0.005 0.086 .872 0.000 0.005 0.032 .912 0.022 0.022 0.982 .173 0.008 0.006 1.409 .073 γ140 0.013 0.006 2.041 .041 0.012 0.006 1.842 .051 0.003 0.024 0.119 .333 0.006 0.006 0.994 .190 γ200 0.010 0.009 1.126 .089 0.012 0.010 1.138 .078 γ201 0.008 0.004 2.018 .048 γ202 0.000 0.004 0.008 .904 γ203 0.001 0.002 0.646 .674 γ204 0.005 0.003 1.448 .082 γ205 0.002 0.002 1.000 .078 γ206 0.008 0.003 2.500 .015 γ207 0.005 0.004 1.226 .067 γ210 0.003 0.002 2.001 .046 0.003 0.002 1.914 .057 γ220 0.002 0.002 0.863 .478 0.001 0.002 0.746 .592 γ230 0.002 0.002 1.476 .078 0.003 0.002 1.848 .061 γ240 0.000 0.002 0.078 .681 0.001 0.002 0.377 .395 隨機效果 變異數 χ2 P 值 變異數 χ2 P 值 變異數 χ2 P 值 變異數 χ2 P 值 層1 ejtij 0.16446 0.16283 0.18609 0.18419 層2 r0ij 0.04143 534.34 <.001 0.04005 592.47 <.001 0.03832 540.10 <.001 0.03861 543.81 <.001 r1ij 0.00011 446.10 .490 0.00012 450.32 .434 0.00292 487.03 .005 0.00326 500.16 .001 r2ij 0.00001 487.10 .005 0.00002 500.22 .003 層3 u00j 0.04357 65.72 >.50 0.00049 53.52 >.50 0.00695 74.91 .145 0.00544 70.74 .104 u10j 0.00006 84.38 .063 0.0004 70.74 .122 0.00006 59.18 >.50 0.00005 52.07 >.50 u20j 0.00001 63.15 .471 0.00000 53.83 >.50
差異的個體層次變數尚未被本研究所討論。 在成長曲線模式的調節效果部分，組織理 念與學習成長之係數達到顯著（r201 = .008， SE = .004，p = .048；r206 = .008，SE = .003， p = .015），表示組織理念與學習成長會影響 教師創意教學（自主學習）行為的二次成長 曲線趨勢，且由表中數據可知，r201、r206為 正值，表示組織理念與學習成長對於教師創 意教學行為的成長曲線為正向影響，但是， 因為創意教學行為是一個先上後下的發展趨 勢，故為正向調節，也就是會加劇創意教學 （問題解決）行為的曲率，使得開口變小。 換言之，教師創意教學行為之二次成長曲線 趨勢呈現先上後下之開口向下圖形，且當初 始的組織理念與學習成長愈好時，若教師創 意教學行為的成長趨勢為上升，則會上升得 更高；但是，若創意教學行為後來呈下降趨 勢，則在組織理念與學習成長愈高的情況下， 下降幅度（斜率）也將會較緩。此外，創意 教學行為層次三的變項所解釋的變異數比例 為0.85%，即引進層次三變數可以減少的變 異數達0.85% 的程度，相較於層次二因素的 0.22%，可說對於教師自主學習行為的影響來 說，學校層次因素的影響是略大於教師個人 層次因素的影響力。綜合上述的分析可知， 就學校創新氣氛對於創意教學行為初始狀態 的影響來說，與過去的橫斷性研究，如蕭佳 純（2011）的相關研究結果雷同，但不同的 是，本研究所討論的是學校創新氣氛對於創 意教學成長速率的影響，這是過去研究未觸 及的，而本研究正可彌補此一研究缺口。
結論與建議
一、結論
依據本研究進行兩年後的分析所得結 果，對應研究目的與假設後，可得以下結論。 （一）創意教學的不同構面呈現不同的成長趨 勢 在四次的調查與統計分析後，本研究發 現，創意教學中的互動討論及多元教學構面 是呈現線性的成長趨勢；而問題解決與自主 學習則是呈現先上後下的曲線發展趨勢；需 注意的是，創意教學中的心胸開放則無任何 的成長情形。易言之，除了心胸開放之外， 本研究的假設一獲得支持。 （二）教師個人層次（玩興動機）對於創意 教學的初始狀態及成長情形具有不同層面的 影響 在教師玩興動機部分，教師的樂於嘗試 會影響互動討論的初始狀態，且樂於分享、 主動分享還會影響互動討論的成長速率；輕 鬆愉悅、主動分享會影響問題解決的初始狀 態，且主動分享還會影響問題解決的成長曲 率；輕鬆愉悅、主動分享會影響多元教學的 初始狀態，且主動分享還會正向調節多元教 學的線性成長速率；樂於嘗試、輕鬆愉悅、 主動分享會影響自主學習的初始狀態，且樂 於嘗試會正向調節自主學習的成長曲率。由 此可以發現，教師教學玩興中以輕鬆愉悅、 主動分享的影響較明顯，除了對初始狀態的 影響外，還會對成長速率或曲率造成影響： 在玩興動機部分，樂於嘗試會正向影響互動 討論、自主學習的初始狀態，還會正向調節 互動成長的線性斜率與自主學習的成長曲 率；輕鬆愉悅會正向影響問題解決、多元教 學、自主學習的初始狀態；主動分享會正向 影響問題解決、多元教學、自主學習的初始 狀態，還會正向調節互動成長的線性斜率與 多元教學的成長曲率。易言之，除了幽默自 在 之 外， 本 研 究 的 假 設 二、 三 獲 得 支 持。（三）學校層次（學校創新氣氛）對於創意 教學的初始狀態及成長情形具有不同層面的 影響 由學校層次的學校創新氣氛分析可以發 現，領導效能、學習成長對於互動討論初始 狀態具有正向影響；資源提供、學習成長對 於問題解決初始狀態具有正向影響；團隊運 作、領導效能、學習成長對於多元教學初始 狀態具有正向影響，而且學習成長對多元教 學的線性成長速率具有正向的調節效果；再 者，組織理念、學習成長對自主學習的成長 曲率具有正向的調節效果。由此可知，學校 創新氣氛中以學習成長的影響力較為明顯， 而工作方式及環境氣氛則是完全無影響：領 導效能對於互動討論、多元教學的初始狀態 具有正向影響；學習成長對於互動討論、問 題解決、多元教學的初始狀態具有正向影響， 且對多元教學的線性斜率以及自主學習的成 長曲率還具有正向調節效果；資源提供對於 問題解決的初始狀態具有正向影響；團隊運 作對於多元教學的初始狀態具有正向影響； 組織理念對於自主學習的成長曲率還具有正 向調節效果；而工作方式及環境氣氛則是對 教師創意教學行為完全無任何影響。易言之， 除了工作方式及環境氣氛之外，本研究的假 設四、五獲得支持。
