在網路學習環境中協助學生自我覺察科技創造力---子計畫四：以自我調制學習之覺察歷程檢驗網路學習環境中之動機信念、行為層面與環境層面之交互作用及其對創造力之影響(I)

行政院國家科學委員會專題研究計畫 期中進度報告

子計畫四：以自我調制學習之覺察歷程檢驗網路學習環境中 之動機信念、行為層面與環境層面之交互作用及其對創造力

之影響(1/3)

計畫類別： 整合型計畫

計畫編號： NSC93-2520-S-011-001-

執行期間： 93 年 08 月 01 日至 94 年 07 月 31 日 執行單位： 國立臺灣科技大學教育學程中心

計畫主持人： 王淑玲

報告類型： 精簡報告

報告附件： 出席國際會議研究心得報告及發表論文 處理方式： 本計畫可公開查詢

中 華 民 國 94 年 6 月 14 日

國科會專題研究計畫期中報告 (NSC 93-2520-S-011-001)

以自我調制學習之覺察歷程檢驗網路學習環境中 之動機信念、行為層面與環境層面之交互作用及其對

創造力之影響(I)

計畫主持人：王淑玲 國立台灣科技大學

以自我調制學習之覺察歷程檢驗網路學習環境中之動機信念、行為層面與 環境層面之交互作用及其對創造力之影響(I)

自我調制學習之覺察歷程對學生成就表現的影響

摘要

配合整合計劃之執行，本研究第一年的主要任務即在發展自我調制學習之覺 察歷程的問卷編製，亦即自我觀察、自我判斷與自我反應等量表，並進一步探測 學習動機、自我調整學習之覺察歷程以及學業表現之關係。第一年之研究摘要如 下：

本研究的目的主要乃探討國中生的學習動機對自我調整學習之影 響、自我調整學習歷程間之相互關係，並檢視自我調整學習歷程對國中生 學業成就之影響，並藉此檢測自我調整學習歷程模式之適切性。共有 678 名國中生參與本研究。

本研究結果顯示：(1) 學習動機對自我調整學習之影響：自我效能與 學科價值對於自我觀察、自我判斷及自我反應具有正向的影響，此外，考 試焦慮對於自我觀察與自我判斷有直接且正向的影響，但對於自我反應則 有負向的影響；(2)自我調整學習歷程間之關係；自我觀察對於自我判斷具 有正向的影響，且自我判斷對於自我反應亦具有正向的影響；(3)自我調整 歷程對學業成就之影響：自我反應對學習者的學業成就有顯著的正向影 響，且自我觀察將透過自我判斷與自我反應對國中生的成就表現產生正向 影響；(4) 由模型適配度指標可知，本研究所建構之自我調整學習歷程模 式可與國內國中學生的觀察資料相適配，由此可知，本研究所建構的「自

我調整學習歷程模式」可以用來解釋國內國中學生的觀察資料。最後，本 研究根據研究結果進行討論，並提出教師學習輔導與後續研究之相關建 議。

關鍵字：自我調整學習、自我效能、學科價值、考試焦慮、自我觀察、自 我判斷、自我反應、結構方程模式

自我調制學習之覺察歷程對學生成就表現的影響 研究背景與動機

Weinstein 與 Mayer(1986)認為在終身學習的時代裡，優良的教學必須要包含 教導學生如何學習、如何思考，以及如何激勵自己成為一個自我調整與自我反省 的學習者。當代教育心理學認為在學習的過程中，學習者不應再扮演著被動地接 受刺激與反應的角色，而應是一個能自我引導、自我反思，以及能自我調整的個 體。換言之，學習者在學習活動中乃扮演著主動的角色，不僅能主動地選擇、創 造、及改變他們所處的學習環境，並能主動地建構知識（巫博瀚，2005a，2005c；

林清山、程炳林，1995；Bandura, 2000；Pintrich, 2000；Pintrich & Schrauben, 1992；

Winne, 1995, 1997；Schunk, 1998；Schutz & Davis, 2000）。而此種新的學習觀點 近來受到教育心理學界的廣大重視，並以自我調整學習(self-regulated learning)理 論最具代表性（巫博瀚、王淑玲，2004；Paris & Paris, 2001；Zimmerman, Bonner,

& Kovach, 1996）。

自我調整學習理論強調學生在學習的歷程中，乃扮演主動積極的角色，而非 被動地接受訊息，並且能努力控制與調整自身的行為以達成學習目標(Pintrich &

Schrauben, 1992; Schunk, 1998)。近來研究發現，自我調整學習能力、成就行為和 表現之間有密切的關連(程炳林、林清山，2002；劉佩雲，2000；Lan, 1998；McWhaw

& Abrami, 2001；Pintrich & Schrauben, 1992；Riveiro, Cabanach & Arias, 2001；

Schunk, 1998；Smith, 2001。此外，研究並指出企圖教導學生成為自我調整的學 習者是可以成功的(林清山、程炳林 1995；吳青蓉、張景媛，2004；陳品華，2004；

Cleary & Zimmerman, 2004；Hofer, Yu & Pintrich, 1998)，換言之，教師可以透過 自我調整學習訓練方案的提供，藉以提高學生的自我調整能力與學業成就。由此 可知，自我調整學習理論極具教育實務上的意義與價值。

根據社會認知理論的觀點，個體的自我調整學習是個人、行為及環境三者彼 此交互作用而產生的(Bandura, 1986；Zimmerman, 2001, 2002)。個體的自我調整 行為並非單純地起於個人的內在歷程（如自我動機的調整），同時也會受到個體 行為（如學習策略的使用）與其所處外在環境的影響（如教師回饋）。Schunk(2001)

境的三元歷程(triadic processes)，易言之，個人、行為及環境之間是具有相互關 連的。而在此一三元回饋迴圈(triadic feedback loops)中，個體將透過內隱的自我 調整(covert self-regulation)、行為的自我調整(behavioral self-regulation)及環境的 自我調整(environmental self-regulation)進行調節與適應。而內隱的自我調整是指 學習者對於其認知與情感狀態所做的監控與調節（如自我效能的覺察）；行為的 自我調整則包含了學習者在學習過程中所進行的自我觀察與學習策略的使用；環 境的自我調整則是指個體針對環境與表現所做的觀察與調整。此外，Bandura (1986)指出個體可以透過自我觀察(self-observation)、自我判斷(self-judgment)和自 我反應(self-reaction)等三個自我調整學習歷程來調節其學習行為與表現。Bandura 更指出個人的動機信念（如自我效能）乃為自我調整學習歷程中的關鍵因素。因 此，本研究將從自我調整學習理論出發，探究並驗證動機信念、自我調整學習歷 程及成就表現間彼此的關連。

Zimmerman(2001)指出，個人學習策略的使用與調整行為並無法全盤解釋學 生的成就表現，主要是由於自我調整學習歷程乃是植基於個人的學習動機，易言 之，學習者能否順利地啟動其自我調整機制，將視學習者的學習動機有密切的關 聯而定(Pintrich & DeGroot, 1990；Zimmerman, 2001)。Pintrich 與 DeGroot(1990) 的研究指出，學習策略的使用對於學生的學習固然重要，但仍需要學習動機來激 發學習策略的運用。此外，相關研究亦指出，學習者的學習動機對於成就表現有 密切的關連，且擁有高度學習動機的學習者將運用不同的自我調整學習策略，並 進而影響到學生未來的成就表現(Hofer, Yu, & Pintrich, 1998；Pintrich & Schunk.

2002；Schunk & Zimmerman, 1998)。相關研究指出，自我效能與學科價值是個體 進行自我調整學習重要的動機指標，並且對於學習者的自我調整與成就表現有重 要的影響力（巫博瀚，2005a，2005b；Pintrich & DeGroot, 1990；Zimmerman, 2000, 2001）。此外，目前甚少研究針對考試焦慮對自我調整學習的影響進行探討，基 於此，本研究將自我效能、學科價值及考試焦慮等因素視為個體自我調整機制的 啟動因子，探究學習動機如何影響個體的學習行為與學業表現。

自我調整學習理論除了強調個體會透過內在的自我調整（如學習動機）而策 略性地改變其學習行為與表現，亦認為自我調整學習行為對學習者的成就表現有 重大的影響。Schunk(2001)與 Zimmerman(2001)強調自我觀察、自我判斷及自我

反應在自我調整歷程中的重要性，並認為個體若能針對其行為表現進行自我觀察 時，將促使個體對其行為與表現進行判斷與評估，進而對其學習能有所反應與調 適。例如當學生在學習的過程中，若能有效地進行自我觀察或自我監控，以瞭解 其自身的學習狀況與表現時，將有利於個體去評估其學習表現與學習策略的有效 性。此外，當個體對於當下的行為表現感到滿意時，則有助於個體進行行為的反 應與調整，不僅有助於提升學習動機，亦能激發學習者產生較高的自我滿意度，

並對學習活動投入較多的努力等適應性的學習行為，進而追求更高的學習表現。

由此可知，自我觀察、自我判斷及自我反應對於增進學習品質與學習成就具有相 當正面的影響（巫博瀚，2005a；巫博瀚、王淑玲，2004；Bandura, 1986；Belfiore

& Homyak, 1998；Schunk, 2001；Zimmerman, 2001；Zimmerman & Risemberg, 1997）。因此，本研究將從自我觀察、自我判斷及自我反應等自我調整學習歷程 著眼，探討三個自我調整學習歷程間的關連，並探究其與學業表現之間的關係。

程炳林、林清山（2001）回顧過去自我調整學習方面的研究發現，早期自我 調整學習的研究多著眼於學習策略（如認知策略、後設認知策略）的探討，繼而 強調認知策略外的其他個人變項，諸如，動機、情感和行動控制等層面。研究者 亦發現近年來的自我調整學習的研究主題大抵結合了學習動機與學習策略兩大 層面(毛國楠、程炳林，1993；張景媛，1992；陳嘉成，2001；程炳林，2001；

程炳林 & 林清山，2002；劉佩雲，2000；劉佩雲、簡馨瑩 & 宋曜廷，2003；

Biemiller, Shany, Inglis & Meichenbaum, 1998；Lan, 1998; Hofer, Yu, & Pintrich, 1998；Pintrich & De Groot, 1990；Pintrich & Schrauben, 1992；Schunk, 1998)，但 對於自我調整學習的次歷程(自我觀察、自我判斷和自我反應)與其影響因素之探 討(如動機信念)卻付之闕如，尚有待更多的實證研究予以探索。因此，本研究主 要將探究自我觀察、自我判斷和自我反應彼此間的關連，及其對國中生成就表現 的影響。

本研究的目的欲瞭解學習動機、自我調整學習行為（自我觀察、自我判斷及 自我反應）和學業成就間之相互關係，尤其是自我觀察、自我判斷、自我反應彼 此之相互關連。因此，本研究將採用結構方程模式(SEM)方法考驗理論模型(如圖 一)與估計模型之適配度。具體言之，本研究所要探討的研究問題如下：

1. 國中生的自我效能、學科價值及考試焦慮之關連為何？

2. 自我效能、學科價值及考試焦慮對於學生的自我觀察、自我判斷和自我 反應有何影響？

3. 自我效能、學科價值和考試焦慮對於國中生數學成就有何影響？

4. 國中生的自我觀察、自我判斷、自我反應和學業成就之間有何關連？

研究架構

圖一：自我調整學習歷程之模式

研究方法 研究對象

本研究採配額比例抽樣(quota proportional sampling)的方式進行樣本的選取 與量表的施測（洪永泰，2003，9 月；鄭光甫、韋端，1995；儲全滋，1992）。

本研究雖採非機率的方式進行抽樣，但為求平衡區域上的差異，期使樣本結構能 與母體結構相適配，並提高樣本的代表性與估計的精確性，因此本研究挑選受試 者時，首先依「區域特性」將全國的國中生劃分為北、中、南、東等四個子母體；

繼而依照子母體在母體中所佔的比例分配來決定各層的樣本大小；最後選出學 校，並由挑選出的學校再選取出所需的學生樣本。因此，研究者自七個縣市中選 取 20 個班級的國二學生，共發出 678 份問卷，剔除作答不完全與草率填答（無 論正反向題型均答同一選項者）的受試者後，有效問卷共計 652 份，其中男生 304 人，女生 348 人。此外，本研究的所有參與者均來自常態編班中的學生，詳 細的取樣資料如表 1。

由教育部(2005)所公布的 93 學年度國民中學概況表可知，目前我國北部地 區的國民中學學生數佔全國總學生數的 42%強，而中部地區、南部地區及東部地 區佔全國總學生數的比例則分別為 26%、27%和 5%。而本研究為使樣本結構與 母體結構相適配，並避免因樣本資料扭曲(skewed)而降低估計的精確性，因此採 配額比例抽樣法進行樣本的選取。透過表 1 可知，本研究各地區所抽取的學生數 與全國各子母體的比例有良好的契合。由此可知，本研究的觀察樣本具有一定程 度的代表性。

根據本研究所建構的自我調整學習模式共有 56 個自由估計參數，由於進行 LISREL 分析所需的樣本數宜為估計參數的十倍以上，因此將需要至少 560 名學 生的觀察資料方能維持參數估計的精確性。此外，Hoelter (1983)指出 CN 指標 (Critical N)可以用來說明該研究進行 SEM 分析的樣本數是否足以估計所有的參 數，並能檢驗模式的適配度。由 LISREL 輸出的報表可知，本研究的 CN 指標 (Critical N)為 148.86，而本研究的有效樣本數為 652 人，因此符合 LISREL 參數 估計與最低樣本規模的規範，由此可知，本研究的樣本數為適切的樣本規模。

表 1 研究樣本取樣範圍

地域 縣市 班級數 取樣人數 有效樣本 各層樣 本比例

各子母 體比例 女 94 女 92

台北市 5 173 男 79

167

男 75 女 55 女 54 北

桃園縣 3 108

男 53 104

男 50

42% 42%

女 48 女 47 台中市 3 103

男 55 100

男 53 女 38 女 38 中

彰化縣 2 75 男 37

75

男 37

27% 26%

女 56 女 55 台南市 3 110

男 54 106

男 51 女 35 女 35 南

高雄市 2 71

男 36 65

男 30

26% 27%

女 15 女 15 東 台東縣 2 38

男 23

35

男 20

5% 5%

總計 678 652 兩者適配良好

研究工具

本研究所使用的研究工具計有學習動機量表、自我觀察量表、自我判斷量 表、自我反應量表及數學科成就測驗等五種，其中自我觀察量表、自我判斷量表 和自我反應量表乃究者依據自我調整學習理論編製而成，茲詳述如下：

學習動機量表 問卷來源

本研究之「學習動機量表」係採用林珊如、王淑玲(1997)依據 Pintrich、

Smith、Garcia 及 McKeachie(1991)的學習動機及策略量表(MSLQ)所編譯與 修訂的問卷，該問卷主要包含了動機量表、學習策略量表和資源管理策略 量表等三個部份，由於上述量表可以視研究者的需要而合併或單獨使用，

因此為配合研究的需要，本研究之學習動機量表包含了自我效能、學科價 值及考試焦慮等三個分量表，共計十九題，包含了以下內容：自我效能量 表計有八題，例如：我自信能學好這門課所教的基本觀念；學科價值量表 有六題，例如：我喜歡這門課的內容；考試焦慮量表則有五題，例如：考 試時，我會一直想著我的表現比起其他同學差。

量表形式與計分方式

本研究之「學習動機量表」共有 19 題，而「自我效能」、「學科價值」

及「考試焦慮」等三個分量表分別各有 8 題、6 題及 5 題。計分方式均採用 Likert 七點自陳量表進行測量，受試者得分越高，表示受試者在該題所持信 念越高。

信、效度分析

本研究所採用的自我效能、學科價值和考試焦慮等分量表之信、效度 分析的結果均有優異的表現。上述三個分量表之 Cronbach α係數分別 為.91、.90 和.76，此外，效度分析亦顯示具有良好的效度（吳佩羿，2002；

蔡東敏，2003）。

自我調整學習歷程量表 編製依據

本研究之「自我調整學習歷程量表」乃是以 Bandura(1986)、Schunk(2001) 及 Zimmerman(1998, 2000, 2001, 2002)的自我調整學習理論為基礎，由指導 教授與研究者自行編製而成。全量表係由「自我觀察量表」、「自我判斷量 表」及「自我反應量表」等三個部份所組成，共計 31 題。而「自我觀察量 表」計有六題，例如：當課程的每一單元結束後，我都會加以複習。「自我 判斷量表」則包含「同儕參照」、「教師參照」及「自設目標參照」等三個 分量表，共計十二題，例如：我常會拿自己的學習狀況與同學作比較（同 儕參照）、我常會評量自己的學習狀況是否達到老師的標準（教師參照）、

我會嘗試去了解自己的學習狀況是否達到自己預期的表現（自設目標參 照）。「自我反應量表」則包含了「適應性學習行為」與「防衛性學習行為」

等兩個分量表來測量學生的自我反應，適應性學習行為量表計有八題，例 如：我目前的學習狀況讓我覺得滿意；防衛性學習行為量表則有五題，例 如：我對我目前的學習覺得沮喪，我很想放棄此課程的學習。

量表形式與計分方式 1. 自我觀察量表部份

「自我觀察量表」的正式試題計有 6 題，計分方式採用 Likert 七點尺 度進行測量，受試者的得分越高，代表學生的自我觀察學習行為愈趨頻繁。

2. 自我判斷量表部份

本研究之「自我判斷量表」的正式試題計有 12 題，而「同儕參照」、「教 師參照」及「自設目標參照」等三個分量表分別各有 4 題。計分方式係使 用 Likert 七點量表進行測量，受試者在各分量表的每一題得分之加總即為 其在該分量表上的得分，因此受試者在本量表中共可獲得三個分數，分別 是同儕參照、教師參照和自設目標參照。當受試者在上述三個分量表得分 越高者，表示其進行自我判斷的學習行為越多，反之則越少。

3. 自我反應量表部份

「自我反應量表」的正式試題計有 13 題。而計分方式則採用 Likert 七 點量表進行測量，受試者在各分量表的每一題得分之加總即為其在該分量 表上的得分，因此受試者在本量表中共可獲得兩個分數，分別是適應性學 習行為與防衛性學習行為。當受試者在「適應性學習行為分量表」得分越 高者，表示其有較佳的適應性學習行為，反之則越低；而在「防衛性學習 行為分量表」得分越高者，代表其有較多的防衛性學習行為，反之則越低。

項目分析與信、效度考驗

本研究之「自我調整學習歷程量表」編製完成後，以台北縣市 3 所國 民中學共 202 人為預試樣本，經剔除作答不完全與草率填答（如無論正向 或反向題型均答一選項者）的問卷後，有效問卷共計 193 份，並以此資料 進行項目分析與信、效度考驗。而本研究的信度分析乃採用 Cronbach α的 內部一致性檢定；而在效度分析方面，本研究將以驗證性因素分析檢驗各 量表的因素結構是否適切。而在執行驗證性因素分析時，本研究將每一因 素中的其中一題之因素負荷量限定為 1，而其餘試題之因素負荷量與因素之 變異數則被自由估計，且觀察變項與潛在變項間的關係均為單維假設，亦 即每一個觀察變項僅受到一個潛在變項的影響。茲將三個分量表之分析結 果分述如下：

1. 自我觀察量表部份

在項目分析方面，自我觀察量表各個題目與量表總分之間的相關介 於.658∼.694 之間，由此可知，本量表的每一題目與其他題目的相對關連性 高。在信度考驗方面，本量表採用內部一致性信度，總量表的 Cronbach α 係數為.873。

在驗證性因素分析方面，自我觀察量表在考量試題測量誤差之相關 後，結果顯示χ²_{檢定雖達顯著水準（}χ^2(df=8) = 22.41, P = .00 < .05），然而 卡方自由度比卻小於 3，顯示觀察資料與理論模式有良好的契合。再者，其 他契合度指標均顯示本量表之因素結構與觀察資料具有完美的契合度（參 見附錄二）如（GFI = 1.00 > .90, AGFI = .97 > .90, NFI = 1.00 > .90, NNFI =

1.00 > .90, CFI = 1.00 > .90, SRMR = 0.043 < .05）。此外，各題項的因素負荷 量介於.61 與.80 之間，顯示本量表各題目具有良好的內在品質。

2. 自我判斷量表部份

在項目分析方面，自我判斷量表各個題目與總量表總分之間的相關介 於.537∼.709 之間，各試題與其所屬構念（如同儕參照、教師參照、自設目 標參照）總分之相關分別介於.628∼.766、.607∼.683 和.495∼.698。在信度 考驗方面，本量表採用內部一致性信度，總量表的 Cronbach α係數為.908，

而同儕參照、教師參照和自設目標參照等三個分量表之 Cronbach α係數分 別為.850、.827 及.786。

在量表效度方面，本量表係採用驗證性因素分析進行因素效度的考 驗。自我判斷量表的χ²_{檢定雖達顯著水準（}χ^2(df=51) = 100.14, P = .00

< .05），然而卡方自由度比為 1.96，已小於卡方自由度比應小於 3 的檢定標 準，顯示因素結構與觀察資料可以相適配；就其他適配度指標而論，除了 AGFI 未達.90 的檢定門檻外，其餘契合度指標均顯示本量表的因素結構有 良好的契合（GFI = .92 > .90, NFI = .96 > .90, NNFI = .97 > .90, CFI = .98

> .95, SRMR = .042 < .05）。顯示本量表所建立的二階驗證性因素分析 (second-order CFA)模型與觀察資料有良好的適配。

3. 自我反應量表部份

在項目分析方面，自我反應量表各個題目與總量表總分之間的相關介 於.471∼.738 之間，各試題與其所屬構念（適應性學習行為、防衛性學習行 為）總分之相關分別介於.544∼.802 與.585∼.677。在信度考驗方面，本量 表採用內部一致性信度，總量表的 Cronbach α係數為.902，而適應性學習 行 為 與 防 衛 性 學 習 行 為 等 兩 個 分 量 表 之 Cronbach α 係 數 分 別 為 .915 與.826。

在量表的效度方面，驗證性因素分析的結果顯示，自我反應量表的χ² 考驗雖達顯著水準（χ^2(df=64) = 141.94, P = .00 < .05），但由於卡方自由度比

為 2.22，顯示本量表之因素結構與觀察資料具有良好的契合度。此外，其 他適配度指標亦顯示本量表之因素結構與觀察資料具有完美的契合度（GFI

= .90 > .90,AGFI = .85 < .90, NFI = .95 > .90, NNFI = .97 > .90, CFI = .98

> .95, SRMR = .055 > .05），而各題項的因素負荷量則介於.54 與.86 之間，

顯示各題目均有不錯的內在品質。

學業成就

本研究的學業成就，乃是指學生在 93 學年度第一學期數學科的期中 與期末的考試成績。由於各校的數學成就測驗內容與難度不一，因此，本 研究在計分時，將以班級為單位，進行標準化的調整，繼而將同一班級中 的所有受試者的數學科成績轉化為 T 分數，目的係在避免各校或各班因不 同程度或不同的測驗內容而造成分析結果的偏誤。

本研究之整體模型圖

本研究透過文獻的評閱與歸納後，將影響國中生數學表現的因素歸納 為自我效能、學科價值、考試焦慮、自我觀察、自我判斷、自我反應及學 業成就等七個潛在變項。而自我效能、學科價值和考試焦慮為外衍潛在變 項，其餘四者則為內衍潛在變項。就各潛在變項之測量指標(indicators)而 論，本研究基於多元指標原則，所有的潛在變項至少均透過兩個以上的測 量指標予以估計，如自我效能以 X1、X2、X3 為測量指標；學科價值以 X4、X5、X6 為測量指標；考試焦慮則以 X7、X8、X9 為測量指標；自我 觀察以 Y1、Y2、Y3 為測量指標；自我判斷以同儕參照(Y4)、教師參照(Y5) 及自設目標參照(Y6)為測量指標；自我反應以適應性學習行為(Y7)與防衛 性學習行為(Y8)為測量指標；學業成就則是以數學科期中成績(Y9)與期末 成績(Y10)為測量指標。

為使本研究之模型設定更加嚴謹，因此本研究所採用的所有的測量指 標均為純化指標(pure indicator)，亦即一個測量變項僅受到一個潛在變項的 影響。此外，為使潛在變項的量尺得以確立，是故研究者將潛在自變項的 變異數設定為 1，並將每一個潛在依變項的第一個因素負荷量固定為 1。

而本研究之整體模式圖（初始模型圖；initial model）如圖二所示。

由於過去大多數的 SEM 研究均忽略整體模型的辨識性報告，因此造 成讀者無法判斷研究者的模型設定是否恰當，因此學者們呼籲研究者應主 動提供模型辨識的相關資訊（邱皓政，2003；McDonald & Ho, 2002）。由 於本研究共有 19 個觀察變項（9 個外衍測量變項與 10 個內衍潛在變項），

因此將產生 190 個測量資料數（DP = 1/2 * 19 *20），而由圖 3-5-1 可知本 研究待估計的參數僅有 56 個，因此呈現過度辨識(over identification)，符 合 Bollen 的 t 法則，顯示本研究的模型設定是恰當的。

圖二：自我調整學習歷程之初始模型

研究結果與分析 描述性統計分析

由表 2 可以發現，652 名受試者在各個研究變項中平均得分介於 3.69 與 4.43 之間。而國中學生在「自我判斷量表」的填答上普遍具有正面的傾 向（M = 4.43, SD = 1.29）；而在自我反應量表上的得分則普遍較低，且觀 察資料的離散情形較小（M = 3.69, SD = .68）。

表 2 各量表之平均數與標準差一覽表 量表 題數 平均 標準差 各題

平均

各題 標準差

偏態 峰度

自我效能 8 33.20 11.71 4.15 1.46 -.04 -.705 學科價值 6 25.85 8.32 4.31 1.39 -.15 -.462 考試焦慮 5 20.20 6.95 4.04 1.39 .11 -.686 自我觀察 6 23.48 7.76 3.91 1.29 .03 -.198 自我判斷 12 53.15 15.49 4.43 1.29 -.24 -.322 自我反應 13 48.03 8.88 3.69 .68 -.19 .458

量表的信度分析

本研究所採用的各量表經信度分析後顯示（參見表 3），除了考試焦慮 量表（α = .681）的內部一致性較低外，其餘各量表的 Cronbach’s α均高 於.80，顯示本研究所使用的研究工具均擁有優異的內部一致性。由此可 知，本研究之各量表皆具有良好的信度。

表 3 各量表信度分析一覽表

量表 題數 Cronbach’s α

自我效能 8 .930

學科價值 6 .859

考試焦慮 5 .681

自我觀察 6 .864

自我判斷 12 .920

同儕參照 4 .848 教師參照 4 .844 自設目標參照 4 .858

自我反應 13 .896

適應性學習行為 8 .893 防衛性學習行為 5 .814

測量模型之適配度考驗

為避免整體模型契合度考驗發生辨識錯誤的情形，因此本研究在進行 整體模型契合度考驗前，首先針對測量模型的辨識性予以檢驗，並在測量 模型的驗證性因素分析獲得確認後，方能進一步地評估整體模型的契合 度，以免影響整體模型評估的穩定性。

由圖三可知，所有的因素負荷量的估計結果均大於.50，且皆達.05 的 顯著水準，顯示本研究的 19 個觀察變項足以反映個別的潛在因素。此外，

表 4 顯示，本研究的 19 個觀察指標中，除了 TA1、TA3、SJ1 及 SR2 的個 別信度低於.50，其餘 15 個觀察指標的個別信度均大於.50。再者，本研究 七個潛在變項的成分信度分別介於.60 與.95 之間，均高於.60 的檢定標準 (Bagozzi & Yi, 1988；Hair Jr., Anderson, Tatham, & Black, 1998)，顯示本研 究的六個潛在變項均擁有良好的信度。最後，在潛在變項之平均變異抽取 量方面，七個潛在變項之平均變異抽取量介於.46 與.8 之間，除了考試焦 慮的變異抽取量較低外，其餘六個潛在變項之變異抽取量則大於.50 的評 估標準。依據上述結果可知，本研究的測量模型具有良好的內在品質。

在測量模型的契合度指標方面，雖然卡方檢定達顯著水準（ 2( 131)

=

χ df = 524.23, P = .00 < .05），且卡方自由度比為未能小於 3（χ²

df

均大於.90 之標準；再者，CFI 為.98，亦大於.95 的檢定門檻，此外，RMSEA 為.068，未符合小於.05 之標準。綜上所述，本研究的測量模型與觀察資料 有良好的契合。基於測量模型的理論模式與實證資料可以相適配，因此隨 後研究者將進行整體模式之驗證。

圖三 初始模式之測量模型圖

表 4 測量模型各觀察指標信度、潛在變項之成分信度 及平均變異抽取量分析表

變項 觀察指標信度 潛在變項之平 均變異抽取量

潛在變項之 成分信度

自我效能（ξ₁） .8 .95

SE 1 .79 SE 2 .82 SE 3 .79

學科價值（ξ₂） .60 .79

TV 1 .60 TV 2 .57 TV 3 .64

考試焦慮（ξ₃） .46 .60

TA 1 .27 TA 2 .72 TA 3 .39

自我觀察（ξ₄） .70 .89

SO 1 .63 SO 2 .80 SO 3 .68

自我判斷（ξ₅） .67 .88

SJ 1 .48 SJ 2 .68 SJ 3 .84

自我反應（ξ₆） .59 .73

SR 1 .83 SR 2 .34

學業成就（ξ₇） .58 .94

ACH 1 .75 ACH 2 .81

各量表的效度分析

為了檢驗本研究各測量工具的效度，因此研究者採用驗證性因素分析

（CFA），予以考驗各分量表的構念效度與因素效度。而在因素結構的設定 上，各量表的觀察變項與潛在變項間的關係均採單維假設，亦即每一個觀 察變項只受到一個潛在變項的影響。而由表 5 的契合度指標摘要表可知，

本研究的六個研究工具的卡方自由度比均小於 3；其次，六個量表的 GFI、

AGFI、NFI 及 NNFI 均大於.90 的檢定標準；再者，各量表的 CFI 指數皆 大於.95；最後，所有的潛在變項之 SRMR 均小於.05。由此可知，無論是 卡方自由度比或是其他契合度指標，均一致顯示本研究的六個量表之因素 結構與觀察資料具有完美的契合度。而動機信念與自我調整學習歷程各量 表之因素負荷量請參見表 6 與表 7。

表 5 各量表驗證性因素分析之契合度指標摘要表

自我效能 學科價值 考試焦慮 自我觀察 自我判斷 自我反應 χ2 45.94

(P = .00 < .05)

15.74

(P = .02 < .05)

8.44

(P = .01 < .05)

8.24

(P = .14 > .05)

89.93

(P = .00 < .05)

112.51

(P = .00 < .05) 2

df

χ 2.70 2.62 2.11 1.65 1.76 1.88 GFI .98 .99 .99 .99 .97 .97 AGFI .96 .97 .98 .98 .96 .95 NFI .99 .99 .98 1.00 .99 .98 NNFI .99 .99 .98 1.00 .99 .99 CFI 1.00 1.00 .99 1.00 1.00 .99 SRMR .017 .020 .025 .013 .033 .038

表 6 動機信念量表驗證性因素分析摘要表 量表

題號 自我效能 學科價值 考試焦慮

1 4 8 16 21 27 32 40

.79 .82 .69 .76 .81 .77 .84 .78 5

13 18 37 43 49

.61 .68

.67 .77 .70 .74 10

25 31 36 46

.44

.23 .53 .81 .68

表 7 自我調整學習歷程量表驗證性因素分析摘要表 自我觀察 自我判斷 自我反應 量表

題號 ^同儕

參照

教師 參照

自設 目標

適應性 學習行為

防衛性 學習行為 2

12 17 23 35 50

.67 .82 .63 .75 .78 .59 13

26 30 41 6 22 33 45 20 28 38 48

.71 .69

.85 .82

.73 .77 .76 .78

.79 .83 .68 .80 7

11 14 19 29 39 42 47 9 15 24 34 44

.68

.74 .75 .84 .64 .78 .51 .61

.77 .75 .60 .72 .56

自我調整學習歷程模式之適配度考驗

本節的模型契合度考驗主要可以分為以下兩個部份：初始模式的適配 度考驗及修飾後的模型契合度評估。而結構方程模式的適配度考驗之相關 歸準，本研究乃依據相關文獻(Bagozzi & Yi, 1988；Hair Jr 等人, 1998)之規 範，針對整體模式圖進行整體模型契合度的評鑑。以下將針對整體模式適 配情形逐一說明初始模型與修飾後的模型適配度。

初始模式之適配度考驗

由表 8 可知，初始模型之卡方值達顯著，χ²(134, N = 652) = 537.11，

P = .00 < .05，且卡方自由度比(

^df

χ2 )為 4.01，未能小於 3 的檢定標準，

顯示理論模式與觀察資料相適配的虛無假設應拒絕。但由於卡方考驗易受 樣本人數而產生波動，當樣本人數較大時，將會產生顯著的結果，因此本 研究參酌 Hair Jr 等人(1998)的建議，透過多種模型契合度指標予以判斷理 論模型之契合度。表 4-3-1 顯示，本研究所得的 GFI、AGFI、NFI 及 NNFI 指數分為.92、.89、.98 和.98，除了 AGFI 未能大於.90 外，其餘指標均大 於.90 之檢定標準；其次，SRMR 為.055，符合小於.08 的檢定門檻；再者，

CFI 指數為.98，符合 CFI 應大於.95 之標準；而 RMSEA 指數為.068，未能 符合小於.05 的評鑑標準；最後，ECVI 指數為 0.58，比獨立模式之 36.08 還小，因此符合理論模式之 ECVI 必須大於獨立模式之 ECVI 的檢定標準，

顯示本研究所建立的理論模式在不同組樣本間具有良好的穩定性。綜上所 述，本研究的初始模型與觀察資料具有良好的適配。

表 8 整體適配度指標摘要表

初始模型 經修飾後的最佳模型 χ2 考驗 537.11

(P = .00 < .05)

490.46 (P = .00 < .05)

2

df

χ 4.01 3.66

GFI .92 .93 AGFI .89 .90 SRMR .055 .054

CFI .98 .98 RMSEA .068 .064

NFI .98 .98 NNFI .98 .98 ECVI 0.58 .58

由圖四顯示，學科價值（ξ²）對學業成就（η⁴）的直接效果（γ⁴² = -.63, t = -2.49, P < .05）已達顯著水準，且為負向的影響。如此一來，將與理論 構念不符，因此無法解釋國中生的自我調整學習歷程。此外，考試焦慮（ξ³） 對學業成就（η⁴）的直接效果（γ⁴³ = .08, t = 1.18, P > .05）未達顯著水準，

且由於考試焦慮對學習表現的影響為曲線相關(Yerkes & Dodson, 1908)，因 此使用線性結構模式予以考量考試焦慮與成就表現間的影響關係並不適 切。綜合上述的分析結果，本研究所建構的初始模式雖擁有可接受的結構 模式適配度，然而卻有部份路徑關係與原理論預期不符合，因此，本研究 的初始模型仍有待進一步地釐清與修飾。

基於初始模式適配度考驗的結果仍有改進的空間，並顧及理論模式的 合理性與簡約原則(principle of parsimonious) （邱皓政，2003）下，因此研 究者將逐步地進行模型的修飾。基於此，研究者將學科價值對學業成就的 直接效果（γ⁴²）與考試焦慮對學業成就（γ⁴³）的直接效果設定為固定參 數(fixed parameters)，亦即將上述兩個參數的直接效果設定為 0，而不再進

行估計。

此外，由於模型修飾指標（modification index）顯示 Y1 與 Y2、X1 與 X2 的測量殘差之間具有相關，且為避免方法效應(method effect)對測量分 數造成系統性的影響（邱皓政，2003），因此在模型修飾的過程中，研究 者將考量 Y1 與 Y2、X1 與 X2 的共變關係，並將上述變項間的共變關係納 入模式進行估計。

圖四 初始模式之完全標準化路徑係數（SC 解）圖

修飾後的自我調整學習學習歷程模式之整體適配度考驗

由表 8 可知，經模型修飾後的自我調整學習歷程模式之卡方值達顯著

（^χ2(df=134) = 490.46, P = .00 < .05），且卡方自由度比未能小於 3 的檢定標 準(χ²

^df

未能符合應小於.05 的檢定門檻；再者，CFI 指數為.98，已符合 CFI 指數 須大於.95 之標準；而 RMSEA 指數為.064，未能符合小於.05 的評鑑標準；

最後，ECVI 指數為.58，比獨立模式之 36.08 還小，因此符合理論模式之 ECVI 必須大於獨立模式之 ECVI 的檢定標準，顯示修飾後的「自我調整學 習歷程模式」的穩定性高。綜合上述各指標的結果可知，本研究經修正後 之模式的整體適配度相當理想。

綜合言之，「自我調整學習歷程模式」的卡方考驗雖達顯著，然而就 適配度指標而論，本研究所建構的理論模型具有良好的適配度。由此可 知，本研究所建構的「自我調整學習歷程模式」可以用來解釋國內國中學 生的觀察資料。

各假設之檢驗

本研究在進行基本適配度、整體模式適配度及模式內在品質的評鑑 後，為深入瞭解潛在變項間的關係，因此接著進一步探討本研究各潛在變 項間的路徑關係。由於考量到理論的合理性、修飾指標及簡效原則，因此 本研究將適度地依據理論修飾初始模型，並逐一檢視修飾過後的研究假設 是否成立。此外，潛在變項間的效果通常包含了直接效果(direct effect)、

間接效果(indirect effect)與全體效果(total effect)三個部份（陳正昌等人，

2004）。因此，本研究除了針對各研究假設進行考驗外，更分別針對潛在 變項間的直接效果、間接效果和全體效果予以說明。

假設：「自我效能」、「學科價值」和「考試焦慮」之間具有相關

本研究之外衍潛在變項計有自我效能、學科價值及考試焦慮等三項。

自我效能與學科價值間的相關（φ²¹ = .85, t = 48.79, P < .001）達顯著水準，

顯示自我效能與學科價值間具有顯著的正向關聯。其次，自我效能與考試 焦慮的相關（φ³¹ = -.25, t = -5.57, P < .001）亦達顯著水準，可知學生的自 我效能信念與考試焦慮間具有負向的關連存在。然而，學科價值與考試焦 慮間的相關並未達顯著水準（φ³² = -.06, t = -1.32, P > .05），顯示學科價值 與考試焦慮間的關聯並不存在。

圖五 修正後自我調整學習歷程模式之完全標準化徑路係數（SC 解）圖

假設：「自我效能」對「自我觀察」、「自我判斷」、「自我反應」及「學業 成就」有正向影響

由實證觀察資料顯示（參見圖五），自我效能對自我觀察（γ¹¹ = .10, t

= .92, P > .05）、自我效能對學業成就（γ⁴¹ = -.07，t = -.33，P > .05）的直 接效果未達顯著水準，而自我效能對自我判斷（γ²¹ = .26, t = 3.54, P

< .001）、自我效能對自我反應（γ³¹ = .59, t = 9.79, P < .001）的直接效果均 達顯著。顯示出國中生在數學科學習的過程中，自我效能較高者將能使用 較多的自我判斷，並能產生較正向自我反應的學習行為。

就潛在變項的間接效果而論，雖然由圖五可知自我效能雖對自我判斷 有直接效果（γ²¹ = .26, t = 3.54, P < .001），然而表 9 顯示，自我效能透過 自我觀察對自我判斷的間接效果並未達顯著水準（t = 0.91, P > .05）。其次，

自我效能除了對自我反應有直接效果外（γ³¹ = .45），亦會透過自我觀察與 自我判斷對自我反應產生間接效果（t = 3.14, P < .01），且達.15 的顯著水 準。由此可知，不同自我效能信念的國中生會因自我觀察與自我判斷行為 的使用，而間接地影響其自我反應。再者，儘管本研究的自我效能對學業 成就的影響並未達顯著水準（γ⁴¹ = -.07，t = -.33，P > .05），但自我效能 卻仍可透過自我觀察、自我判斷及自我反應等行為間接地影響到個體的成 就表現，且自我效能對學業成就的間接效果已達顯著水準（t = 2.76, P

< .01）。換言之，學生的自我效能信念將透過自我觀察、自我判斷和自我 反應間接地影響個人的學業成就。

綜合自我效能的直接效果與間接效果，並藉由表 9可知，自我效能對 自我觀察、自我判斷、自我反應及學業成就各變項的標準化全體效果如 下：自我效能對自我觀察的全體效果值為.01；自我效能對自我判斷的全體 效果值為.31；自我效能對自我反應的全體效果值為.69；自我效能對學業 成就的全體效果值為.36。除了自我效能對自我觀察的全體效果值未達顯著 外，其餘均達.001 顯著水準。由此可知，國中生自我效能信念的高低將對 其自我調整行為的使用與成就表現具有正向的預測效果。

假設：「學科價值」對「自我觀察」、「自我判斷」、「自我反應」及「學業 成就」有正向影響。

就學科價值的直接效果而論，實際觀察資料顯示學科價值對自我觀察

（γ₁₂ = .74, t = 6.95, P < .001）、學科價值對自我判斷（γ₂₂ = .19, t = 1.99, P

< .05）、學科價值對自我反應（γ₃₂ = .15，t = 2.18，P < .05）的直接效果均 達顯著。然而就學科價值對學業成就的直接效果而言，由於在初始模式 中，學科價值對學業成就的影響雖達顯著水準，但由於參數估計之結果與 原理論假設不符，因此研究者將該參數刪除而不予以估計。綜上所述，學 科價值除了為自我觀察最有預測力的因子外，亦會對個體的自我判斷與自 我反應產生顯著的正向影響。由此可知，當學生認為數學科有較高的學科 價值時，將促使其使用較多的自我觀察與自我判斷學習行為，並能產生較 正向的自我反應。

就學科價值對內衍潛在變項的間接效果而論，本研究假定學科價值不 僅對自我觀察具有直接效果（γ₁₂ = .74），亦會透過自我觀察間接地影響自 我判斷（t = 5.51, P < .001）。此外，學科價值也將透過自我觀察與自我判斷 而間接地影響到個體的自我反應（t = 4.36, P < .001）。再者，本研究亦主張 學科價值將透過自我觀察、自我判斷及自我反應進而間接地影響國中學生 的成就表現（t = 2.76, P < .01）。綜上所述，當學生知覺到數學科的學科價 值時，將促使其使用較多的自我觀察與自我判斷學習行為，並產生較正向 的自我反應，進而間接地影響學生的學習表現。

綜合學科價值的直接效果與間接效果後可發現，學科價值對自我觀 察、自我判斷、自我反應和學業成就的全體效果均達.01 的顯著水準，而 其標準化全體效果值依序如下：學科價值對自我觀察之全體效果值為 為.74；學科價值對自我判斷之全體效果值為.59；學科價值對自我反應之 全體效果值為.33；學科價值對學業成就之全體效果值為.21（如表 9）。由 此可知，國中生對於數學科學習的價值感受將對其自我調整學習行為與數 學科成就表現產生重大的影響。

假設：「考試焦慮」對「自我觀察」、「自我判斷」、「自我反應」及「學業 成就」具有顯著影響。

由圖五與表 9 可知，考試焦慮對自我觀察（γ₁₃ = .10，t = 2.51，P < .01）、 考試焦慮對自我判斷（γ₂₃ = .15，t = 4.84，P < .001）、考試焦慮對自我反 應（γ₃₃ = -.13，t =.-4.94，P < .001）的直接效果均達顯著水準。由此可知，

知覺到考試焦慮的學習者將會有較多的自我觀察與自我判斷學習行為。然 而，較高的考試焦慮卻會促使個體產生較負向的自我反應。然而就考試焦 慮對學業成就的直接效果而言，由於在初始模式中，考試焦慮對學業成就 的影響未達顯著，復由於考試焦慮對成就表現的影響為曲線相關(Yerkes &

Dodson, 1908)，因此不適合使用線性模式予以檢驗，因此研究者在進行模 型修飾時，將學科價值對學業成就的直接效果予以刪除而不加以估計。

就考試焦慮的間接效果而論，本研究不僅主張考試焦慮對自我判斷有 直接的影響（γ₂₃ = .16），表 9 顯示，考試焦慮亦將透過自我觀察對自我判 斷產生間接的影響（t = 2.45, P < .05）。由此可知，考試焦慮將透過自我觀 察而間接地影響到個體的自我判斷行為的使用。此外，考試焦慮可透過自 我觀察與自我判斷間接地對自我反應產生影響（t = 4.12, P < .001）。最後，

考試焦慮亦會透過自我觀察、自我判斷及自我反應進而影響到個體的成就 表現（t = -.04, P < .05），由此可知考試焦慮對個體的學業成就有負向的影 響。

綜合考試焦慮的直接效果與間接效果，可知考試焦慮對自我觀察、自 我判斷、自我反應和學業成就各變項的全體效果值分別如下：考試焦慮對 自我觀察之全體效果值為.10；考試焦慮對自我判斷之全體效果值為.21；

考試焦慮對自我反應之全體效果值為-.06；考試焦慮對學業成就之全體效 果值為-.04，且其全體效果皆達.05 的顯著水準。由此可知，國中學生對於 數學科學習的焦慮感受將會對其自我調整學習行為與學習表現將產生顯 著的影響。

假設：「自我觀察」對於「自我判斷」、「自我反應」及「學業成就」有正 向影響。

本研究的實證資料顯示（如圖五與表 9），自我觀察對自我判斷（β₂₁

= .55，t =.8.29，P < .001）具有顯著的直接效果。由於自我觀察對於自我 判斷僅有直接效果存在，自我觀察並未透過其他變項的中介而間接影響自 我判斷。因此自我觀察對自我判斷的全體效果值亦為.55（參見表 9）。綜 上所述，國中學生傾向於使用較多的自我觀察學習行為時，也將會使用較 多的自我判斷行為。

儘管自我觀察並未直接影響到個體的自我反應，但卻能透過自我判斷 間接地影響自我反應（t = 4.95, P < .001）。此外，自我觀察亦能透過自我判 斷與自我反應而影響到學生的學習表現（t = 2.72, P < .05）。由此可知，越 能善用自我觀察的學習者，不僅能激發個體使用較多的自我判斷與較正向 自我反應，並能因此獲致較佳的成就表現。

假設：「自我判斷」對於「自我反應」與「學業成就」有正向影響。

由圖五可知，自我判斷對自我反應（β₃₂ = .31, t =.5.83, P < .001）的直 接效果達顯著水準。由於自我判斷並未對自我反應有任何的間接影響存 在，因此自我判斷對自我反應的全體效果將等同於其直接效果（參見表 4-4-3）。此外，自我判斷能藉由自我反應對個體的學習成就產生間接的影 響（t = 2.84, P < .01）。綜合上述的研究結果顯示，較常進行自我判斷的學 習者不僅有較佳的學習自我反應，亦將有較佳的成就表現。

假設：「自我反應」對於「學業成就」有正向影響。

圖 五 與 表 9 顯 示 ， 自 我 反 應 對 學 業 成 就 具 有 正 向 的 預 測 力 存 在

（β₄₃= .63, t =.2.98, P < .05）。綜上所述，當國中學生具有正向的自我反應 學習行為時，則其學業表現則愈佳。

表 9 修飾後模型各潛在變項之直接、間接及全體效果分析一覽表

外衍變項 內衍變項 直接效果 間接效果 總效果

自我效能 自我觀察 .10 …… .10

自我效能 自我判斷 .26* 自我效能*自我觀察*自我判斷

= .10*.55 = .05

.31*

自我效能 自我反應 .59*

自我效能*自我觀察*自我判斷*

自我反應+自我效能*自我判斷*

自我反應

= .10*.55*.31+.26*.31 = .10*

.69*

自我效能 學業成就 -.07 自我效能*自我觀察*自我判斷*

自我反應*學業成就+自我效能*

自我判斷*自我反應*學業成就+

自我效能*自我反應*學業成就

= .10*.55*.31*.63+.26*.31*.63 +.59*.63 = .43*

.36*

學科價值 自我觀察 .74* …… .74*

學科價值 自我判斷 .19* 學科價值*自我觀察*自我判斷 = .74*.55 = .41*

.59*

學科價值 自我反應 .15* 學科價值*自我觀察*自我判斷*

自我反應+學科價值*自我判斷*

自我反應= .74*.55*.31+.19*.31

= .18*

.33*

學科價值 學業成就 …… 學科價值*自我觀察*自我判斷*

自我反應*學業成就+學科價值*

自我判斷*自我反應*學業成就+

學科價值*自我反應*學業成就

= .74*.55*.31*.63+.19*.31*.63+

.15*.63 = .21*

.21*

表 9 各潛在變項之直接、間接及全體效果分析一覽表（續）

外衍變項 內衍變項 直接效果 間接效果 總效果

考試焦慮 自我觀察 .10* …… .10*

考試焦慮 自我判斷 .15* 考試焦慮*自我觀察*自我判斷

=.10*.55= .06*

.21*

考試焦慮 自我反應 -.13* 考試焦慮*自我觀察*自我判斷*

自我反應+考試焦慮*自我判斷*

自我反應 = .10*.55*.31+.15*.31

= .06*

-.06*

考試焦慮 學業成就 …… 考試焦慮*自我觀察*自我判斷*

自我反應*考試焦慮+學科價值*

自我判斷*自我反應*學業成就+

考試焦慮*自我反應*學業成就

=.10*.55*.31*.63+.15*.31*.63 +(-.13)*.63 = -.04*

-.04*

自我觀察 自我判斷 .55* …… .55*

自我觀察 自我反應 …… 自我觀察*自我判斷*自我反應

= .55*.31 = .17*

.17*

自我觀察 學業成就 …… 自我觀察*自我判斷*自我反應

= .55*.31*.63 = .11*

.11*

自我判斷 自我反應 .31* …… .31*

自我判斷 學業成就 …… 自我判斷*自我反應*學業成就

= .31*.63 = .19*

.19*

自我反應 學業成就 .63* …… .63*