胡央志 弘光科技大學資訊管理系兼任助理教授/國立沙鹿高工教師
高職工業類科教師集體效能 對學生學習成效影響之研究：
以學習自我效能為中介變項
摘 要
本研究旨在探討高職工業類科教師集體效能對學習成效之影響及探討學生 學習成效其中介效果，並驗證高職工業類科教師集體教學效能與學生學習成效模 式。本研究採用調查研究法以二階驗證性因素分析驗證量表之信效度，再以結構 方程模式分析之有效問卷（教師181位，學生共543位），進行資料分析與模式驗 證後，四個研究假設均獲得支持，其結論為教師集體效能對學生學習自我效能、
學生學習成效均具直接正向影響；學生學習自我效能對學習成效具正向影響；學 生學習自我效能對學習成效具有中介效果。本結論可供高職工業類科教師提升教 學效能及增進學習成效之參考。研究建議如下：一、高職教師集體效能：加強高 職教師的替代性經驗、提升教師集體教學規劃的能力、資訊科技能力及教師集體 教學實施。二、學習自我效能：讓學生經常體驗成功、樹立學習榜樣、溫馨和諧 的班級氣氛及讓學生自我強化以提升學習自我效能。
關鍵詞：教師集體效能、學習自我效能、學習成效
胡央志電子郵件：huyangchih@gmail.com
Abstract
This article proposes that context influences collective teacher efficacy, student learning self-efficacy and student learning outcomes. Through a literature review, a model of effective teaching and learning is constructed. Using this model, we verify four hypotheses: (1) collective teacher efficacy has a positive effect on student learning self-efficacy; (2) collective teacher efficacy has a positive effect on student learning outcomes; and (3) student learning self-efficacy has a positive influence on student learning outcomes. (4) student learning self-efficacy has a mediator variable effect on student learning outcomes. We distributed 181 questionnaires to vocational high school teachers and 543 students in Taiwan. Based on the results, suggestions are as follows: First, in order to strengthen teachers' collective efficacy: 1.Strengthen the industrial teachers’ vicarious experience. 2. Enhance teachers' collective teaching planning capabilities.
3. Use information technology to enhance teaching collective efficacy. 4. Enhance teachers' collective teaching implementation. Second, enhance learning self-efficacy: 1.Students often experience success. 2. To establish role models, enhance learning self-efficacy. 3. Harmonious classroom climate promotes learning self-efficacy. 4. Self-reinforcing in order to enhance learning self-efficacy.
Keywords: collective teacher efficacy, learning self-efficacy, learning outcome
Yang-Chih Hu
Adjunct Assistant Professor, Department of Computer Science and Information Management, Hungkung University / Teacher, National Sha-Lu Industrial Vocational High School, Taichung, Taiwan
The Study on the Influence of Professional Teachers Collective Efficacy and Student Learning Outcome in
Industrial Vocational Senior High School-Learning Self-Efficacy as a Mediator Variable
Yang-Chih Hu's E-mail: huyangchih@gmail.com
壹、前言
教學是科學與藝術的統合運作，教師在教學時未必能像科學家一樣遵循 客觀、理性、系統、定程的法則，即可得到預期的效果（Schoen &Teddlie, 2008）。教師的教學活動尚須針對學生的能力、性別、經驗、人格特質、年齡、
興趣，因人、時、地、事、物而靈活變通，並且做出相當主觀的決定，才能達成 教學的目標，因此如何有效提昇學生學習成效，為學校教育當務之急。
「社會認知理論」強調個人因素（認知）、行為以及環境狀況的交互作用 關係，認為人們會在此交互作用關係中產生行為。因此個人是藉由認知歷程（目 標設定）、動機歷程（成功與失敗的歸因）、情緒歷程（負面情緒的控制）、
選擇歷程等來探討其對人類行為的影響（Bandura, 1997），學生對自己能達成 預定結果的能力概念是較能預測學生學業成就的動機性信念（Pintrich & Schunk, 2002）。近來許多研究發現，學生學業成就與三種效能信念，包括學生自我效 能、教師自我效能，以及教師集體效能有密切關係（Goddard, Hoy, & Hoy,2000;
Pajares, 1996; Tschannen-Moran, Hoy, & Hoy, 1998）。
Klassen、Usher 與 Bong（2010）則認為教師集體效能在特定任務的測量能預 測學生自我學習任務的表現。Guskey（1987） 研究指出，教師集體效能愈高，學 生成就也愈高，認為影響學生的學習成就，其中最重要的關鍵就是「教師們」。
而且與教師自我效能不同，教師的集體效能不僅在學校水準上對學生的學業成 就差異影響最大，而且更為重要的是，它是可塑的，Goddard et al.（2000）；
Goddard（2001）的研究均指出教師集體效能對學生學習成效有正向效果。由此 可知，學生學業成就較高，可能是由於學校教師們的集體教學效能及學生個人的 學習自我效能較高所造成。
鑒於此，過去的研究著重於探討教師自我效能，但教師集體效能的概念最近 才受到許多教育研究者的重視。過去的研究多在了解教師的行為是如何影響學生 的能力感（Anderson, Green, & Lowen, 1988; Chen & Zimmerman, 2007），而少有 研究探討教師集體效能與學生的自我效能間的關係，因此本研究的主要目的首先 在探討工業類科教師集體效能對於學生學習成效之影響，更進一步以「學習自我 效能」為中介變項來探討其中介效果，以作為高職工業類科教師提升教學效能及
學生學習成效之參考依據。
貳、文獻探討
一、教師集體效能
Bandura（2000）認為集體效能是一個社會體系的全部表現能力，會影響任 務知覺、社會體系的目的、達成任務的承諾及組織成員如何能共同工作及面對挫 折時的恢復力，並認為集體效能和自我效能的不同是其動因的單位不同，分別是 集體的（collective）與個人的（personal）。雖其動因的單位不同，但是其訊息 來源、運作功能與運作過程卻都是相似的（Bandura, 2000; Evelina,2014）。自我 效能是個人對於自己在特定任務上表現能力的信念，其能強烈地預測個人自我 設定的目標、與任務相關的努力程度、在各種領域的任務表現（Smith,Sinclair, &
Chapman,2002）。集體效能是根源於自我效能，根據研究顯示自我效能與集體 效能的個別知覺是一致的，兩者是相關但不同的評估，亦即兩者的特性互相重疊
（Maély, Simone, Fernando, Ana, & Karla, 2014）。
Goddard、Hoy 與 Hoy（2004）認為教師集體效能係指教師們對於全體教師 促進學生成就能力的共享信念。換言之，教師集體效能是教師們的認知動機機 制，透過團隊合作、互動與對話的歷程而共享，強調教師們對其全體教師教學能 力的信念。
教師集體效能具有創發的組織特徵，是由教師們對於集體教學能力，以及 在學校教育工作的環境中內在的困難與支援等知覺的互相影響所形成（Goddard, 2001）。所以教師們在評估時，應該是「本校的教師們將能……」，而不是「某 種教學行為會……」。根據以上所述，教師集體效能強調的是教師不僅有參照自 我效能的知覺，也有學校成員共同分享的能力信念（Goddard et al., 2004）。
Goddard et al.（2000）；Goddard（2001）認為教師集體效能可以分成兩 個層面，一是教學脈絡分析（task analysis; TA）；二是集體教學能力（general competence; GC），Gibson 與 Dembo（1984）發展出21題的教師集體效能量表，
其可分為正向教學脈絡分析（TA+）、負向教學脈絡分析（TA－）、正向集體教 學能力（GC+）、負向集體教學能力（GC－）四個向度。本研究根據以上四個
層面，分析教師的教學脈絡以及其教學能力，分別說明如下。
（一）教學脈絡分析
教學脈絡分析，是指造成教學困難的相關重要因素和促進學生學習的外在 限制影響。在效能的判斷中，教師必須評估教學情境中的期望，必要的教學是什 麼？這個分析將了解工作的困難度以及在這個脈絡中如何才算成功的預期。換言 之，教師們將分析在其學校中什麼才是構成成功教學的要素、哪些阻礙與限制需 要克服以及哪些資源可加以運用（Goddard, 2001；Goddard et al., 2000）。
（二）集體教學能力
教師們在評估其集體教學能力時將會考慮教學工作的困難度，以學校層次而 言，教學能力的評估將會產生關於全體教師們的教學技能、方法、訓練、專業知 能的推論（Goddard, et al., 2000）。
Goddard et al.（2000）根據Bandura（1997）的自我效能理論及Tschannen- Moran et al.（1998）所發展的教師自我效能統整模式，並參考Gibson 與 Dembo
（1984）的教師教學效能量表的向度，此量表是以聚集個別教師對全校教師能力 的判斷知覺方式測量教師集體效能。其研究結果顯示即使在對照學生的先前成 就、種族、社經背景和性別等變項後，教師集體效能在學生成就上的影響比學生 的種族、社經背景強烈，而學者Goddard（2001）；Goddard et al.（2004）之研究 均採用此量表進行研究。
二、學生學習自我效能
Wilhite（1990）認為，若從學生在學習方面的角度來看，學習自我效能便是 指學生相信自己能夠掌控學習表現結果的能力判斷。Pintrich 與 Schunk（2002）
研究指出，將自我效能運用在學習方面是指學生對其學業能力的自我知覺，而此 知覺就是學生認為他們可以充分了解並順利完成學習活動的一種信念。
Bandura（1997）認為學習自我效能會影響個體學習新事物與面對挫折時，
所產生的信心或疑慮，以及其是否堅持努力的程度。Bandura（2006） 更指出高 學習自我效能的學生具有更快地參與學習活動、較積極的學習習慣、較努力用 功、面對困難時較能堅持、表現較少的焦慮、較能接受具挑戰性的任務、對目標 的追求花更多的時間、較深的認知處理歷程、認知操作、能使用自我調節策略、
採用較多的精熟目標等特徵，可見學生的學習應該在努力、堅持度、學習方法、
能力等面向具有高度的效能，「努力」是指學生對於自己可以努力學習的信心判 斷；「堅持度」是指學生對於自己遭遇困境、阻礙時堅持學習的信心判斷；「學 習方法」是指學生對於自己可以運用各種學習方法協助自己學習的信心判斷；
「能力」是指學生對於自己學習能力、學業表現的信心判斷。
綜合學者們對學習自我效能的涵意可知：學習自我效能專指學生在學習上，
對自我的學習效能之看法，進而影響其學習動機、學習行為或學習表現結果，包 括知識與技能的習得、以及學習成效等。故學習自我效能可歸納為幾個特性：
（一）學習自我效能是對學習表現結果的效能評估；（二）學習自我效能會影 響學習動機；（三）學習自我效能的高低是決定其學習行為表現結果的因素；
（四）學習自我效能會裁決個人面對困難的心態與反應。
Hoy、Tarter 與 Woolfolk（2006）認為學生之學習自我效能與學習成效 有直接且正向之關係（Pajares,1996）、且與教師集體效能亦有直接且正向
（Tschannen-Moran et al., 1998, Goddard, 2001）。多數研究結果顯示學習自我效 能與學業成就相關，並且比自我概念、學生先前成績更有預測力，提高學習自我 效能將可促進學生的耐性及提升表現技巧，學習自我效能是態度與學業成就的重 要變項（Multon , Brown, & Lent 1991; Hackett & Betz, 1989）。
依Goddard et al.（2004）的觀點，自我效能的判斷不論精確或錯誤，都是基 於精熟經驗、替代的經驗、語言的說服、情感狀態與資訊整合等五個主要的資訊 而產生對自己能力的知覺，以下將分別說明這五個學習自我效能來源：
（一）精熟經驗（
Mastery Experience）
學生在學習上的精熟經驗，也就是其成就表現上的結果，是產生自我效能最 可靠的來源。因為個體成功的經驗可以提高對自我能力的預期，而重複的失敗經 驗則會形成自我懷疑，進而降低自我效能。
（二）替代經驗（
Vicarious Experience）
觀看別人的類似表現也能有效預期個人的效能。因為藉由旁觀他人的表現，
將產生「既然別人能，自己應該也能」的信念，進而評估自己參與相同活動的能 力。換言之，替代經驗所衍生的資訊，是可以經由社會比較而改變自我效能的知 覺的。
（三）語言說服（
Verbal Persuasion）
語言的說服經常被使用來暗示個體相信自己具有達成目標的能力。此種方式
對於某種限度內自我效能的增長亦有很大的助益。尤其在日常情境中，經由重要 他人所提供的言詞說服，如：父母的期望、教師的鼓勵，可以影響學生面對挑戰 的信心，以及追求成功的動機，Bandura（1997）也認為個人的自我效能乃是融 合了個人與環境交互作用的結果。
（四）情感狀況（
Affective States）
人們通常會因為情感狀態不佳或情緒激動而降低表現的水準，因而影響其自 我效能預期，所以人們也常會根據生理狀態和情緒穩定程度來判斷自己的能力。
（五）資訊整合（
Integration of Efficacy Information）
Bandura（1997）認為，用以判斷個人能力的相關資訊，不論是透過上述哪 一種來源，都不完全具備絕對的影響作用。相對地，這些影響來源必須經過個體 認知的評量或整合，才能具有作用。
Moores 與 Chang（2006）認為提升學生的自我效能，能激發學習興趣，維持 處理困難時的耐力，且有助於引發學生學習的內在動機，使被動的學習轉變成主 動求知的過程，而此轉變與結果卻又能反過來促進學生自我效能的發展。學習自 我效能對學生而言極其重要，不僅影響其是否主動求知的心態，同時也影響其學 習行為的表現，因此有必要加以探討增強學生學習自我效能的方法。
由上可知，個體是主動的訊息處理者，能夠蒐集、整合外在訊息，再加上反 省、判斷的思慮過程，進而影響其後續的行為選擇，因此訊息在自我效能理論中 扮演著關鍵的角色。
二、學習成效
Danielson 與 McGreal（2000）亦認為教師評鑑的規準除了教師表現的過程
（inputs）外，宜加入教師表現的結果（outputs），亦即學生的學習成效，惟在 評鑑學生學習成效時，宜考慮學生學習表現的「基準線」以及教師表現所造成的
「附加價值」（value-added）。學習成效是衡量學習者學習成果的指標，也是教 學品質評估中最主要的項目之一，學習成效會受到學習模式、課程設計、教學等 因素影響（Kearsley, 1999），故許多學者紛紛探討個人特徵或學習行為對學習績 效的影響，Bandura（1997）也在其研究中探討能力、自我效能、個人目標對成 效的影響，結果發現，學習成效的確會受到學習者特質的影響。
學習成效乃是衡量一個學習者學習成果的指標，要有好的學習效果必須先
建立良好的學習行為，學習成效的衡量，可從Kraiger、Ford 與Salas（1993）
提出的認知（Cognitive）、技能基礎（Skill-based）、情感（Affective）、結果
（Result）四個方面來加以探討依據，Hutchins（2004）研究顯示：技能是否能透 過學習而獲得並維續，學習者的自我效能是最重要的決定因素之一。教授技能課 程的教師，如果有意於提升學生的技能學習成效，應該了解的是惟有搭配「激發 學習者積極提升自我效能」的策略，方得以使學習者在技能的學習上成功且能獲 得技能，甚至維持技能的恆久性。
本研究基於上述之學習成效之內涵構面之陳述，在技能領域方面，包括專業 實習（施測時前一學期專業實習成績）來評定學生之專業實習學習成效；在認知 領域方面施測時前一學期專業科目的成績視為學生之專業科目學習成效，本研究 以專業學科與專業實習成績為學生學習成效評量構面。
綜合上述之相關研究，本研究提出之研究假設為：
H1：教師集體效能對學生學習自我效能具直接正向影響作用。
H2：教師集體效能對學生學習成效具正向影響作用。
H3：學生學習自我效能對學生學習成效具正向影響作用。
H4：學生學習自我效能對學生學習成效具有中介效果。
參、研究設計與實施
一、研究架構
採用Goddard et al.（2004）認為學生之學習成效與學生的自我效能（Pajares, 1996）、教師的集體效能（Tschannen et al., 1998）有關，本研究基於上述之內涵 之陳述，發展出初始之研究架構如圖1所示。
二、抽樣方式
根據 Krejcie 與 Morgan（1970）論述，在母體數N已知的情況下，分層隨機 抽樣法所需樣本數。因此本研究共抽取之樣本數為210位高職工業類科教師，其 中北區學校共60位（公立45、私立15），中區學校共60位（公立45、私立15），
南區學校共60位（公立45、私立15），東區學校共30位（公立20、私立10），
共計收回有效配對樣本181份問卷（教師181份，學生543份），有效回收率為 86.19%，樣本的背景變項包括有：教師性別、教育程度、教學年資與技術士證照 等，背景變項分配次數摘要表如表1 所示。
三、資料分析方法
本研究資料分析方法採用結構方程式模式（Structural Equation Modeling, SEM）進行理論模式與實際觀察資料適配度分析，首先針對本研究所建構之測量 模型（Measurement Model），進行各項效度檢定，然後再針對本研究欲檢定之各 假說所構成之結構模型（Structural Model），進行各變數間之因徑分析，本研究 所使用的軟體為LISREL 8.70及SPSS 20.0。
背景變項 項目 次數 百分比（%）
性別 男 113 62.43
女 68 37.57
圖1 研究架構圖
表1 研究樣本背景變項次數分配摘要表 （n=181）
續下頁
背景變項 項目 次數 百分比（%）
教育程度
大學 55 30.39
碩士 121 66.85
博士 5 2.76
教學年資
1-5 年 30 16.57
6-10 年 28 15.47
11-15 年 39 21.55
16-20 年 73 40.33
20年以上 11 6.08
技術士證照
甲級 8 4.41
乙級 94 51.93
丙級 43 23.76
未取得 36 19.89
四、研究工具
（一）研究量表信效度
預 試 的 對 象 與 來 自 研 究 母 群 ， 而 預 試 的 人 數 將 依 據Tinsley 與 Tinsley
（1987）之建議，在進行因素分析時，預試的樣本數應為題項數之5倍為宜，因 此本研究之預試樣本為高職工業類科教師與工業類科學生均為150位（北區、中 區、南區各為50） 其中老師回收之有效樣本為128位，學生之有效樣本數則為132 位，本研究以SPSS 20.0統計分析軟體為信效度分析工具，並應用項目分析與信效 度分析之統計方法分析預試的資料，以建構研究量表的信效度。
1.項目分析
將有效受試者填答資料輸入電腦後，即進行項目分析，其訂定題項刪除的原 則為（Ground & Linn, 1990）:各題項高低分組（取最高的27%與最低的27%）以 獨立樣本t-test考驗二組在每個題項的差異，並將未達顯著差異之題項者，予以刪 除。
2.效度分析
本預試量表經項目分析刪題後，將KMO抽樣適合度測定係數（Kaiser-Meyer- Olkin measure of sampling adequacy）大於.5（Kaiser,1974）。Bartlett球形檢定
（Bartlett test of sphericity）達到顯著，即進行因素分析，採取斜交轉軸，擷取特
表1 研究樣本背景變項次數分配摘要表 (n=181) (續)
徵值大於1的因素（Bartlett,1951）。
3.信度分析
信度乃指量表量測結果的一致性或穩定性（Cooper & Emory, 1995）。信度 係數的評定標準係依據DeVellis（1991）；Nunnally 與 Berstein（1994）建議研究 進入成熟階段時Cronbach's α至少須大於.7才合適，本研究以此做為接受基準。
（二）教師集體效能量表 1.項目分析
如表2所示，教師集體效能量表，皆未符合上述刪題原則，故予以保留。
2.效度分析
（1）本量表之KMO為.848，大於.5，表示適合進行因素分析。
（2）本量表Bartlett球形檢定 χ2 值為2257.757（p< .001）達到顯著，表示適 合進行因素分析。
此外在因素分析後共有四個因素，符合原建構量表的構面，但為顧及因素解 釋的合理性，同時將因素負荷量低於 .4以及構面不明的題目加以刪除，量表經刪 題後其可解釋變異量為57.78%。
3.信度分析
本研究量表採用Cronbach α係數衡量「高職專業類科教師集體效能量表」之 內部一致性。本量表經由上述項目分析後共有23題，其各分量表的Cronbach α值 介於.739~.858之間，而總量表的Cronbach α值為.873，高職專業類科教師集體效 能量表之信度分析摘要表如表3所示。
（三）高職學生學習自我效能量表
預試進行完成後，隨即將回收的量表，剔除資料不全與不誠實作答之無效問 卷，以便進行項目分析、因素分析及信度分析，其刪題標準如下所述：
1.項目分析
如表4之項目分析摘要表所示，第26題符合上述刪題原則，故予以刪除。
向度 題目內容 決斷值
（CR）
與量表總 分之相關
刪除該題 項後α值 正向
教學 脈絡 分析
1. 教師們認為學生來學校就是要進行學習的。 6.752 .454 .857
2. 教師們認為教學設備充足，會使教學更為順利。 7.518 .449 .858
3. 教師們認為學校有充足之行政支援，會使教學更為順利。 8.350 .508 .856
4. 教師們認為社區裡的資源，可以幫助學生學習。 5.783 .394 .858
5. 教師們認為學校可讓社經地位低的學生，專心努力學習。 6.081 .326 .860
負向 教學 脈絡 分析
6. 教師們認為有些學生無法激勵他們的學習動機。 15.243 .515 .856
7. 教師們認為學生素質低落是教學上的最大障礙。 4.289 .276 .863
8. 教師們認為學校的環境無法讓學生專心學習。 9.658 .478 .856
9. 教師們認為社會不良風氣的影響，使得學生學習意願低落。 4.549 .230 .864
10. 教師們認為教學設備不足是影響教學成效的主因。 6.425 .318 .862
正向 集體 教學 能力
11. 教師們具有讓學生想學習的專業知能。 4.982 .395 .859
12. 教師們能夠讓低成就的學生們通過學校考試，並且能畢業。 4.836 .318 .860 13. 教師們會使用不同的教學方法幫助學習困難或障礙的學生。 5.684 .398 .859
14. 教師們有信心去激勵每位學生。 6.240 .390 .859
15. 教師們相信每位學生都具備學習的能力。 7.431 .458 .857
16. 教師們對於任教的課程，都能做好教學準備。 5.454 .422 .858
17. 教師們具有使用不同教學方法的能力。 6.526 .416 .858
負向 集體 教學 能力
18. 教師們會放棄學習意願低落的學生。 14.207 .653 .848
19. 教師們無法管理行為脫序學生。 17.708 .703 .847
20. 教師們無法讓所有學生都能達成學習目標。 8.477 .480 .855
21. 教師們的教學能力無法讓學生的學習更為精進。 13.060 .652 .848
22. 教師們的教學能力不足，將使學生的學業成就低落。 4.997 .273 .865
23. 教師們沒有足夠的能力處理學生生活上的問題。 14.601 .650 .848
向度名稱 Cronbach α
正向教學脈絡分析 .837
負向教學脈絡分析 .858
正向集體教學能力 .839
負向集體教學能力 .739
總量表 .873
表2 高職專業類科教師集體效能量表之項目分析摘要表
表3 高職專業類科教師集體效能量表之項目分析摘要表
向度 題目內容 決斷值
（CR）
與量表總 分之相關
刪除該題 項後α值 備註
精 熟 經 驗
1. 我會樂意面對具有挑戰性的學習。 11.951 .566 .873
2. 學習上挫敗會使我更加努力。 11.766 .571 .873
3. 在學習上我是個能自立的學生。 8.128 .477 .875
4. 當遇到不會操作的技能時，我會練習到會為止。 10.687 .533 .874
5. 我訂出一個學習計畫後，就能將它付諸實行。 6.393 .350 .878
6. 我認為我可以把學到的知識，應用到日常生活中。 8.596 .443 .876
替 代 經 驗
7. 大部份的家庭作業我都能如期完成。 9.916 .560 .873
8. 老師指定的家庭作業我都能自行完成。 10.421 .527 .874
9. 額外的作業可以幫助我學習。 9.777 .515 .875
10. 對於不喜歡的功課，我仍會堅持把它做完。 8.326 .434 .876
語 言 說 服
11. 我認為學校裏與同學一起學習是有趣的。 12.454 .544 .874
12. 我喜歡參與課堂裏的學習活動。 11.158 .551 .874
13. 我看到同學在學習上的成功，會使我更努力去學習。 16.014 .657 .871
14. 老師在學習上對我讚美，使我更盡力學習。 11.232 .505 .875
15. 我相信老師說只要我努力，功課一定能進步。 10.127 .484 .875
16. 我覺得老師給我的讚美和我的學習結果相符。 7.638 .405 .877
情 感 狀 況
17. 我覺得功課不好的主要原因是老師一直忽略我。 5.704 .275 .881
18. 當新的學習看來太困難時，我會避免去學習它。 7.254 .344 .879
19. 在學校的學習活動中，我經常感覺頭痛。 8.141 .384 .878
20. 我會莫名奇妙的排斥學習。 12.388 .547 .873
21. 在學校上課時，我常會精神不濟。 8.571 .405 .877
22. 我常會藉由身體不適的理由，來逃避上學。 10.311 .358 .879
23. 我通常在功課沒做完時就放棄。 8.258 .396 .877
資 訊 整 合
24. 學校裏的大部份學習我都沒有辦法控制得很好。 8.953 .431 .876
25. 我無法妥善地處理事先沒有預料到的學習問題。 6.271 .300 .880
26. 我覺得老師的言行舉止，會影響我上這門課的意願。 -0.628 -.065 .891 刪題
27. 我很少能達成自己設定的學習目標。 8.492 .442 .876
2.效度分析
（1）本量表之KMO為 .882，大於 .5，表示適合進行因素分析。
（2）本量表Bartlett球形檢定 χ2 值為3926.522 （p< .001）達到顯著，表示適 合進行因素分析。
此外在因素分析後共有五個因素，符合原建構量表的構面，但為顧及因素解
表4 高職學生學習自我量表之項目分析摘要表
釋的合理性，同時將因素負荷量低於.4以及構面不明的題目加以刪除，量表經刪 題後其可解釋變異量達63.34%。
3.信度分析
本研究量表採用Cronbach α係數衡量「學生學習自我效能量表」之內部一致 性，本量表經由上述項目分析後共有26題，總量表的Cronbach α值為 .893，各分 量表的Cronbach α值介於 .821~.882之間，高職學生學習自我量表信度分析摘要表 如表5所示。
向度名稱 Cronbach α
精熟經驗 .863
替代經驗 .812
語言說服 .882
情感狀況 .843
資訊整合 .821
總量表 .893
肆、結果與討論
一、資料分析方法
本研究以SEM來進行資料分析，以探討研究模式變數間的因果關係。參數的 估計採最大概率估計法（Maximum Likelihood Estimation，MLE），利用MLE時 樣本數應在100到400之間才適合使用MLE（Ding et al., 1995），本研究之有效樣 本為181符合該項要求。
以SEM來分析研究模式時，測量模式是利用驗證性因素分析來驗證研 究模式中，各測量變項是否正確的測量到其潛在構念，以及檢驗是否有負荷
（Loading）在不同潛在構念的複雜測量變項（Complexes Measure Item）。結構 模式分析則是檢驗整體研究模式與觀察資料之間的適配度，以及模式中各潛在變 項間的因果關係（Chin & Todd, 1995）。
表5 高職學生學習自我量表信度分析摘要表
二、測量模式分析
測量模式分析必須確定兩件事：（1）在整體模式考量下，驗證模式中各測 量變項是否正確的測量其潛在構念；（2）檢驗是否有負荷在不同潛在構念的複 雜測量變項，亦即檢驗模式中的收斂效度（Convergent Validity）。本研究根據 Bagozzi 與 Yi（1988）的建議，挑選三項最常用的指標來評鑑測量模式，各指標 分述如下。
1.個別項目信度（Individual Item Reliability）：該指標是評估測量變項對該 潛在變項的因素負荷量，表6顯示所有的個別項目的因素負荷量都在0.5以上，符 合Hair、Anderson、Tatham 與 Black（1998）的建議值。
研究 變項
個別項目的信度
組成 信度
變異
題號 測量題項 因素負荷量 抽取量
（t 值）
標準
差 SMC
正向 教學 脈絡 分析
TCE01 教師們認為學生來學校就是要進行學
習的。
.74
（14.30***） .45 .55
.880 .650
TCE02 教師們認為教學設備充足，會使教學
更為順利。
.87
（16.81***） .24 .76
TCE03 教師們認為學校有充足之行政支援，
會使教學更為順利。
.92
（17.50***） .15 .85
TCE04 教師們認為社區裡的資源，可以幫助
學生學習。
.67
（12.85***） .55 .45
負向 教學 脈絡 分析
TCE05 教師們認為有些學生無法激勵他們的
學習動機。
.72
（12.73***） .48 .52
.841 .639
TCE06 教師們認為學生素質低落是教學上的
最大障礙。
.79
（13.97***） .38 .62
TCE07 教師們認為學校的環境無法讓學生專
心學習。
.88
（14.80***） .23 .77
正向 集體 教學 能力
TCE08 教師們會使用不同的教學方法幫助學
習困難或障礙的學生。
.72
（12.77***） .48 .52
.904 .525
TCE09 教師們有信心去激勵每位學生。 .77
（13.66***） .41 .59
TCE10 教師們相信每位學生都具備學習的能
力。
.70
（12.49***） .51 .49
TCE11教師們對於任教的課程，都能做好準
備歷程。
.73
（12.96***） .47 .53
TCE12 教師們具有使用不同教學方法的能
力。
.70
（12.40***） .51 .49
表6 教師集體效能二階模式變項之信效度摘要表
*** p< .001 續下頁
研究 變項
個別項目的信度
組成 信度
變異
題號 測量題項 因素負荷量 抽取量
（t 值）
標準
差 SMC
負向 集體 教學 能力
TCE13 教師們會放棄學習意願低落的學生。 .77
（13.70***） .41 .59
.846 .579
TCE14 教師們無法管理行為脫序學生。 .80
（14.57***） .36 .64
TCE15 教師們的教學能力無法讓學生的學習
更為精進。
.78
（13.88***） .39 .61
TCE16 教師們沒有足夠的能力處理學生生活
上的問題。
.69
（12.68***） .52 .48
2.潛在構念的組成信度（Composite Reliability，CR）：潛在構念的CR值是其 所有測量變項之信度所組成，Fornell 與 Larcker（1981）的建議值為0.6以上，若 潛在構念的CR值越高，表示他們都在衡量相同的潛在構念，愈能測出該潛在構 念。
3.潛在構念的變異抽取量（Variance Extracted，VE）：VE是計算潛在構念之 各測量變項對該潛在構念的變異解釋能力。若VE愈高，則表示潛在構念有愈高 的信度與收斂效度，Fornell 與 Larcker（1981）的建議值為0.5以上。
由表6中可以得知教師集體效能二階模式之變項CR數值介於.841~.904，VE 值則介於.525~.650，均符合上述之標準，顯示16題測量變數在教師集體效能的測 量模式具有良好之信度與收斂效度。
研究 變項
個別項目的信度
組成 信度
變異
題號 測量題項 因素負荷量 抽取量
（t 值）
標準
差 SMC
精 熟 經 驗
SSE01 我會樂意面對具有挑戰性的學習。 .70
（1.67***） .51 .49
.790 .560
SSE02 學習上挫敗會使我更加努力。 .86
（13.11***） .26 .74
SSE03 在學習上我是個能自立的學生。 .67
（11.34***） .55 .45
表7 學生學習自我效能二階模式變項之信效度摘要表
*** p< .001
續下頁
表6 教師集體效能二階模式變項之信效度摘要表(續)
*** p< .001
研究 變項
個別項目的信度
組成 信度
變異
題號 測量題項 因素負荷量 抽取量
（t 值）
標準
差 SMC
替 代 經 驗
SSE04 大部份的家庭作業我都能如期完成。 .80
（13.45***） .36 .64
.789 .561
SSE05 老師指定的家庭作業我都能自行完
成。
.84
（14.30***） .29 .71
SSE06 對於不喜歡的功課，我仍會堅持把它
做完。
.58
（1.53***） .66 .34
語 言 說 服
SSE07 我喜歡參與課堂裏的學習活動。 .81
（13.45***） .34 .66
.831 .554
SSE08 我看到同學在學習上的成功，會使我
更努力去學習。
68
（11.02***） .54 .46
SSE09 老師在學習上對我讚美，使我更盡力
學習。
.83
（13.63***） .31 .69
SSE10 我相信老師說只要我努力，功課一定
能進步。
.64
（1.91***） .59 .41
情 感 狀 態
SSE11 在學校的學習活動中，我經常感覺頭
痛。
.61
（6.83***） .63 .37
.735 .486
SSE12 我會莫名奇妙的排斥學習。 .83
（9.30***） .31 .69
SSE13 在學校上課時，我常會精神不濟。 .63
（9.02***） .60 .40 資
訊 整 合
SSE14 學校裏的大部份學習我都沒有辦法控
制得很好。
.82
（12.78***） .33 .67
.769 .529
SSE15 我無法妥善地處理事先沒有預料到的
學習問題。
.72
（11.22***） .48 .52
SSE16 我很少能達成自己設定的學習目標。 .63
（1.45***） .60 .40
由表7中可以得知學生學習自我效能二階模式之變項CR數值介於.735~.831均 大於0.6，VE 值則介於.486~.561亦均大於0.5，表示16題測量變數在學生學習自我 效能的測量模式具有良好之信度與收斂效度。
三、結構模式分析
結構模式分析包括：（1）研究模式配適度分析（Model Fitness）；（2）整 體研究模式的解釋力。本研究參照依據研究架構將資料進行線性結構模式，並以 LISREL8.70套裝軟體執行。
表7 學生學習自我效能二階模式變項之信效度摘要表(續)
*** p< .001
本研究之結構模式分析，其在個別項目的信度、潛在變項組成信度與潛在變 項的平均變異抽取量，除了教師集體效能平均變異抽取量為 .487略低於 .50 外，
其餘均符合理想結果，亦即本研究中之測量項目均收斂於各對應的構面且具收斂 效度，其結果整理成表8。
Dress（2004）主張利用模式估計（model estimation）與配適度檢定
（assessment of fit），評估結構方程模式的適合度。模式估計係使用蒐集的資料 數據，估算模式中的參數關係；本研究使用最大概似法（Maximum Likelihood, ML）來進行參數之估計，模式配適度檢定則用以決定理論預測模式與所蒐集的 資料間配適的程度。
常用以作為檢定的指標包括卡方值檢定（χ2 test）、漸進誤差均方根（Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA）、GFI值（Goodness of Fit Index, GFI）、 AGFI值（Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI）等。另外黃芳銘、張簡 元崇（2003）針對1991到2002年台灣教育研究期刊論文中應用結構方程模式適配 指標進行評析與回顧，將整體適配指標依據發展理論分成三大類型，絕對適配指 標（absolute fit indexes）、簡效適配指標（parsimonious fit indexes）及相對適配 指標（relative fit indexes），其結果整理成表9。
研究變項 個別項目之信度 組成
信度
平均變異
測量變數 因素負荷量 標準差 SMC 抽取量
教師集體效能
正向教學脈絡分析 .66 .56 .44
.790 .487
負向教學脈絡分析 .61 .63 .37
正向集體教學能力 .75 .44 .56
負向集體教學能力 .76 .42 .58
學生學習自我效能
精熟經驗 .73 .47 .53
.837 .508
替代經驗 .74 .45 .55
語言說服 .66 .56 .44
情感狀態 .71 .50 .50
資訊整合 .72 .48 .52
學習成效 專業科目 .92 .15 .85
.911 .837
專業實習 .91 .17 .83
表8 研究模式各變數之信效度分析表
適配指標 指標數值 本研究配適值 評鑑結果
絕對適配 指標
χ2 越小越好 168.926
NCP 越小越好 57.926
GFI ＞.8 .901 符合
AGFI ＞.8 .863 符合
RMR 越小越好 .073 符合
RMSEA RMSEA≦.1 .054 符合
ECVI 越小越好 1.405 符合
相對適配 指標
NFI NFI>.9 .953 符合
NNFI NNFI>.9 .978 符合
CFI CFI>.9 .982 符合
IFI IFI>.9 .982 符合
RFI RFI>.9 .943 符合
簡效適配 指標
PNFI PNFI>.5 .778 符合
PGFI PGFI>.5 .653 符合
AIC 越小越好 252.926 符合
CAIC 越小越好 429.263 符合
Normedχ2 Normedχ2＜5 1.522 符合
根據表9顯示，卡方檢定（P-Value）小於 .05，顯示研究模式與觀察資料之間 尚未有良好的配適度，但因為卡方檢定是一個與樣本大小相關的統計量，因此，
Bagozzi 與 Yi（1988）建議須將樣本大小的問題加以考慮，以卡方檢定值與其自 由度比值來檢定模式適配度，這個比值應該越小越好，較嚴謹的建議以不大於3 為標準（Chin & Todd, 1995）。本研究之 χ2 值與其自由度比值為 1.522，顯示若 考量樣本大小的影響，本研究是一個可以接受的模式。
四、中介效果考驗
高職工業類科教師教學效能結構模式徑路係數，分別為：
教師集體效能 → 學生學習自我效能（γ11＝.57***）；
教師集體效能 → 學生學習成效（γ21＝.34**）；
學生學習自我效能 → 學生學習成效（β21＝.63***）。
學生學習自我效能同時具備外生變項與內生變項的雙重身分，教師集體效能 不受其他變項的影響，是為外生變項，其變異量由不屬於徑路模型的其他變項所
表9 研究模式配適度分析摘要表
決定。外生變項之間可能具有相關，也可能相互獨立，但是彼此之間的關係並不 影響徑路模型內的因果關係（邱皓政，2004）。
在模型中，學生學習成效其變異量完全由徑路模型中的其他變項的線性組合 所決定，是為內生變項，但值得注意的是，學生學習自我效能變項同時具備外生 變項與內生變項的雙重身分，其自身的變異量，由徑路模式中的教師集體效能變 項所決定，因此也屬於內生變項。外生變項對於內生變項的解釋力可以由
R
2來表 示，徑路係數若達顯著，代表該因果變項間具有直接效果（direct effect），未顯 著的箭頭迴歸係數，則代表無直接效果存在。兩個變項之間，除了可能具有直接 效果，亦可能存在間接效果（indirect effect），也就是說，兩個變項間，具有一 個或多個中介變項（mediated variable），變項與變項之間的直接效果均為顯著，若有任何一個直接效果不顯著，間接效果無法成立。
Baron 與 Kenny（1986）研究指出，三條迴歸方程式必須估計以建立一中介
（mediator）模式時，應該滿足下列條件：（一）在迴歸模式中，自變數對中介 變數有顯著影響。（二）在迴歸模式中，自變數與中介變數，分別對因變數有顯 著影響。（三）當中介變數與自變數同時對因變數進行迴歸時，原先自變數與因 變數間的顯著關係，如因中介變數的存在而變得較不顯著，而中介變數與自變數 仍有顯著關係，中介效果受到支持。
由圖2可以得知教師集體效能對於學生學習自我效能與學生學習成效均有直 接效果，其徑路係數分別為 .57（p< .001）與 .34（p< .01），同時由於學生學習 自我效能對學生學習成效具有直接效果，因此教師集體效能對於學生學習成效除 具有直接效果，尚具有一個由學生學習自我效能所中介之間接效果。
教師集體效能透過學生學習自我效能中介變項對學生學習成效產生的間接 影響的效果值為 .57× .63＝ .36。教師集體效能對於學生學習成效的總效果值 為直接效果值與間接效果值之和，亦即為 .70，由於間接效果值大於直接效果值
（ .36＞ .34），可見教師集體效能在影響學生學習成效的過程中，學生學習自我 效能是具有中介效果。
研究模式驗證圖如圖2所示，同時研究模式中各外生潛在變項對整體模式變 異解釋力分別為學生學習自我效能（ .32）、學生學習成效（ .75），如圖2所示，
本研究主要在了解教師集體效能對學生學習成效以及學生學習自我效能之中介效 果的影響，因此從實際資料的分析驗證的解釋力來看，研究模式是可以接受的。
伍、研究結論與建議
一、研究結論
本研究主要根據調查研究法蒐集資料，透過LISREL 8.70 統計軟體進行CFA 及模式驗證，得到下列研究結果：
（一）教師集體效能對學生學習自我效能具直接正向影響作用
本研究結構模式中發現教師集體效能對學生學習自我效能的徑路係數為.57
（
t=6.22, p< .001），且達 .001 之顯著水準。
本研究與下述研究之結果一致，Schaubroeck、Lam 與 Xie（2000）；Zhao 與 Cziko（2001）研究指出提升學生學習自我效能的關鍵因素，讓教育工作者理出 一個真正有助學生學習的脈胳，培養學生共通能力、共享學校的教學資源，教師 集體效能則能有助改善教學質素，亦認為教師集體效能在特定任務的測量較能預 測學生自我學習任務的表現。Viel-Ruma、Houchins、Jolivette 與 Benson（2010）
則認為而教師之間藉由教師集體效能的規範、約束力、共識與友誼關係，即是一 種學校文化氣氛，進而影響學生的個別行為，在強調高期望、學業成就重要性的
圖2 高職工業類科教師集體教學效能與學習成效模式圖
學校環境中學習，學生會努力、堅持學業的完成，其學習自我效能亦隨之提昇。
因此經由理論的基礎及實證資料之驗證，高職工業類科教師之教師集體效能 對學生學習自我效能具正向之影響，此一研究假設在理論上及本研究之實證上均 獲得支持。
（二）教師集體效能對學生學習成效具正向影響作用
在本研究結構模式中發現教師集體效能對學生學習成效的徑路係數為.34
（
t=5.07, p<.01），且達 .01 之顯著水準。
Moolenaar、Sleegers 與 Daly（2012）認為當教師對於全體教師能增進學生 學業成效有較高的集體效能時，也會認為自己和其他教師一樣能增進學生學習成 效，因此在面對困難或挫折時其表現會更加堅持，此時教師集體效能會形成一種 學校環境的規範，這種環境規範就是一種群體的社會說服，將促使教師們在教學 上更加堅持或努力，進而影響教師的集體效能，使學生的學習成效達到更高的水 準。
而Goddard、Hoy 與 Hoy（2004）亦認為教師集體效能可以有效的培養及提 升的學習成效，Evelina（2014）以及 Lee、Zhang 與 Yin（2011）的研究也指出教 師集體效能在學生學習成效上的影響力也大過於其社經地位，上述之研究與本研 究之結果相符。
（三）學生學習自我效能對學生學習成效具正向影響作用
在本研究結構模式中發現學生學習自我效能對學生學習成效的徑路係數為 .63（t=7.84, p< .001）。
Multon、Brown 與 Lent（1991）研究結果顯示學習自我效能與學業成就相 關，並且比自我概念、學生先前成績更有預測力，而提高學習自我效能將可促 進學生的耐性及提升表現技巧，學習自我效能是態度與學業成就的重要變項。
Pajares（1996）的研究指出學生的自我效能信念對於學業成效具有2% ~ 16%的預 測能力。
Ryan 與 Pintrich（1997）的研究亦發現，學生的學習自我效能或自我認知 能力的知覺愈高，學習成效也愈高。Viel-Ruma、Houchins、Jolivette 與 Benson
（2010）的研究顯示，學生的學習自我效能、動機和學業表現之間具有關聯性，
且認為自我效能與學業表現之間的顯著相關是可以跨越不同學科與不同種類的學 生的。Lee、Zhang 與 Yin（2011）的研究認為在了解自我效能與學業成就時採用
同一個指標，會使得自我效能對學業成就的影響效果產生正向效果，以上研究與 本研究之結果一致。
（四）學生學習自我效能對學生學習成效具中介影響作用
在本研究結構模式中發現教師集體效能透過學生學習自我效能中介效果對學 生學習成效的總效果值為 .70（p< .001）。
學習自我效能對學生而言極其重要，不僅影響其是否主動求知的心態，同時 也影響其學習行為的表現，因此有必要加以探討增強學生學習自我效能的方法。
Margolis 與 McCabe（2003）的研究「自我效能：增進努力學習的動機之關鍵」
中，認為學校教師應該有系統地加強學生的學習自我效能與學習動機，讓學習自 我效能較低的學生，有足夠的堅持努力、克服困難，繼續面臨更多的學習挑戰，
並且具有正向的學術發展興趣。亦即提升學生的自我效能，能激發學習興趣，並 能維持處理困難時的耐久力，且有助於引發學生學習的內在動機，使被動的學習 轉變成主動求知的過程，而此轉變與結果能促進學生自我效能的發展，進而促成 其學習成效之提升，本研究假設在理論上及實證上均獲得支持。
二、研究建議
（一）教師集體效能
根據社會認知理論，教師集體效能是教師們動因機制，是以教學為特定情 境，強調教師們對其教學脈絡分析與集體教學能力的評估，由於教學能力的評估 與教學脈絡分析同時發生，而其交互影響的過程中形塑出教師集體效能，在效能 的判斷中，教師必須評估教學情境中的期望，必要的教學是什麼？這個分析將了 解工作的困難度以及在這個脈絡中如何才算成功的預期。換言之，教師們將分析 在其學校中什麼才是構成成功教學的要素、哪些阻礙與限制需要克服以及哪些資 源可加以運用（Goddard, 2001；Goddard, Hoy, & Hoy, 2004）。
因此要建構學校教師之集體效能，可從以下列四點進行，茲分述於下。
1.加強高職工業類科教師的替代性經驗
Prussia 與 Kinicki（1996）認為藉由替代性經驗的提供，將可有效地提升教 師的集體效能，當提供替代性經驗的團體組織在能力、組成、資源等面向如與所 屬之相似，且該能順利達成目標時，將可以激發成員相信自己的所屬團體亦能圓 滿達成目標，因此高職工業類科教師可透過觀摩教學（協同教學、同儕教學）、
群科中心研習、參加教師專業學習社群等方式來獲得替代性經驗，以利於教師集 體效能之培養。
2.提升教師集體教學規劃的能力
高職工業類科教師們對於任教學科之各教學科目領域之內涵與目標的理解，
與了解不同版本教科書內容的差異性、學校課程縱向銜接與橫向連結的情形、課 程評鑑的基本概念，具備依分段能力指標研擬教學計畫、編選統整課程、規劃主 題教學和課程研發的能力。
3.運用資訊科技提升集體教學效能
教師們能判斷學生對學習內容的理解程度，針對不同程度的學生提供適當 的學習挑戰並且激發學習動機低落的學生，透過教學活動讓學生在上課時專心學 習，依實際需要實施適當的學習評量方式，對學生的學習表現提供適時的回饋建 議，根據評量結果教導學生調整學習方法與實施補救教學，教師們亦能透過資訊 科技教學降低學習的限制，指導學生參加各種競賽活動並促進學生的批判思考能 力。
4.教師集體教學實施
Kurt、Duyar 與 Calik（2012）指出教師們若能維持成熟穩定的情緒，尊重學 生感受與想法，針對學生特性採用不同的班級經營方式，有效地輔導學生的偏差 行為，營造有助於學生學習的情境，建立良好的集體效能，並透過團隊合作、輪 流領導、激勵同伴和互相扶持的方式來建立慣例使教學活動順暢。
（二）學習自我效能
學生是主動的訊息處理者，能夠蒐集、整合外在訊息，再加上反省、判斷的 思慮過程，進而影響其後續的行為選擇。Bandura（1997）認為學習自我效能影 響個體在執行學習活動過程中的功能發揮情形，進而構成個體對自己完成學習活 動的信念或判斷，自我效能主要透過選擇過程、思維過程、身心反應過程及動機 過程等四個主要歷程來影響個體的行為表現（Goddard et al. ,2004），因此提升學 生之學習成效除了教師要提升學生自我效能之外，亦須著重於其學習自我效能的 培養。
培養學生的自我效能感是班級建設工作中一項不容忽視的方面，它直接關係 到學生的可持續發展，是培養高素質人才的重要工作，現在也越來越受到學校教 育的關注。班級建設中培養和提高學生自我效能感可從以下幾方面著手。
