國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗

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(1)111. 國立政治大學「教育與心理研究」 2009 年 3 月，32 卷 1 期，頁 111-145. 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗施淑慎*. 摘. 要. 目前國內在青少年使用課業逃避策略相關的個人與情境因素上的探究，仍相當有限。本研究探討461位國中八年級學生所知覺到學習情境中之自主支持、其個人之自主動機、受控制動機與抱持智力實體論傾向，與自我阻礙、逃避求助，以及逃避新學習方式三種課業逃避策略之徑路關係。研究結果顯示，學生所知覺到教師提供之自主支持對其個人自主動機、受控制動機，具有顯著的正向效果，對智力實體論則為負向效應。學生個人的自主動機則對自我阻礙策略、逃避求助及逃避新學習方式皆具有顯著的負向效果；受控制動機及智力實體論對三種逃避策略具顯著正向效應。學生所知覺到教師的自主支持，會藉由自主、受控制動機與智力實體論的中介，間接地影響課業逃避策略的運用，其中以經由自主動機中介之間接效果最強。根據上述結果，本研究針對教學實務工作與未來研究提出建議與討論。. 關鍵詞：逃避策略、自我決定論、自主支持、智力內隱理論. *. 施淑慎：國立政治大學師資培育中心教授誌謝：本研究為國科會專題計畫（NSC 96-2413-H-004-017）之部分研究結果，得助理李澄賢同學協助執行，特致謝忱。電子郵件：shusshen@nccu.edu.tw 收件日期：2008.03.05；修改日期：2008.05.12；接受日期：2008.09.25.

(2) 112. Journal of Education & Psychology March, 2009, Vol. 32 No. 1, pp. 111-145. An Examination of the Path Models for the Factors Related to Junior High School Students’ Reports of Avoidance Strategies Shu-Shen Shih*. Abstract. There is a paucity of empirical evidence regarding the effects of personal and contextual characteristics on the adolescent’s adoption of avoidance strategies in Taiwan. The primary purpose of the current research is to address this paucity. The present study attempted to examine the path models for relations among junior high students’ perceptions of autonomy support provided by their teachers, autonomous vs. controlled motivation, entity theory of intelligence, and avoidance strategies including selfhandicapping, avoiding help seeking, and avoiding novelty. Four hundred and sixty-one eighth-grade students completed a self-report survey assessing the variables of interest described above. Results indicated that students’ perceptions of autonomy support from teachers positively predicted their autonomous and controlled motivation. In contrast, the provision of autonomy support predicted the entity theory negatively. Whereas students’ autonomous motivation had negative effects on self-handicapping, avoiding help seeking, and avoiding novelty, both controlled motivation and the entity theory of intelligence positively predicted students’ use of the three types of avoidance strategies. In addition, perceived autonomy support also exerted indirect effects on students’ *. Shu-Shen Shih: Professor, Institute of Teacher Education, National Chengchi University E-mail: shusshen@nccu.edu.tw. Manuscript received: 2008.03.05; Revised: 2008.05.12; Accepted: 2008.09.25.

(3) 113. employment of avoidance strategies through mediation of autonomous and controlled motivation, as well as the entity theory of intelligence. Students’ autonomous motivation played the strongest role in mediating the relation between perceived autonomy support and the use of avoidance strategies. Implications for education and future research are discussed.. Keywords: avoidance strategies, self-determination, autonomy support, implicit theories of intelligence.

(4) 114 教育與心理研究 32 卷 1 期. 壹、緒論一、研究動機與目的. 準。是以欲探究學生為何會採取逃避策略來保留顏面，必須追索影響個體抱持條件式自尊的相關因素，而現有的理論. 第一線的教育工作者，常會在教. 中，「自我決定論」（Self-Determination. 學現場遇到學生出現故意不努力、明明. Theory, SDT）（Deci & Ryan, 2002）與. 需要課業上的協助卻不肯求助、或是抗. 「智力內隱理論」（implicit theories of. 拒用新的方法解題或寫作業等與「學. intelligence）（Dweck, 1999; Molden &. 習」的本質背道而馳的行為。許多時. Dweck, 2006）乃是觸及到條件式自尊. 候，老師們總以這些學生的「學習動機. 的形塑過程之兩項重要理論。SDT認為. 低落」來解釋這樣的情形，然而，上述. 人的自尊依其本質可分為真實的自尊. 種種行為若僅以此一理由概括，恐有過. vs. 條件式自尊。真實的自尊來自良好. 度簡化之虞。這些表面上看來不一樣的. 的自我統整，而個體所身處的社會情境. 狀況，背後其實都指向一個共同的目. 若能順利地促進自我統整的運作，便有. 的：保護自尊。過去的研究（Turner et. 利於真實自尊的發展；若是社會情境無. al., 2002）發現，上述幾類策略乃是進. 法順利地促進統整的運作，個體便容易. 入青少年之後的學生常用來因應當學習. 將自我價值依附於某些外在條件（如學. 可能遭遇挫敗，導致自我價值受到威脅. 業成就或外貌等）之上。易言之，社會. 時的逃避策略（avoidance strategies）。. 情境因素對條件式自尊的形成，具有關. 由於這類逃避策略的運用，往往使得這. 鍵性的影響。. 些學生原已不理想的學習狀況更加惡. 在社會情境中，負責對個體進行. 化，造成學習上的惡性循環，因此，釐. 社會化工程的主要人物，如父母或師長. 清學生們之所以使用逃避策略來防衛個. 是否尊重孩子的自主性、提供自主支. 人價值的原因，應是教育心理領域的研. 持，會影響其自尊的發展（ Deci &. 究者責無旁貸的任務。. Ryan, 1995）。當孩子因為滿足了成人. 何以這些學生會視學習上的失誤. 的期待而備受讚許時，往往反而可能讓. 為對自我價值的否定？因為對這些學生. 這個孩子為條件式自尊所制約，而在可. 而言，自我價值感的高低取決於學業表. 能遭遇挫敗時出現逃避行為，因為其自. 現的優劣。他們念茲在茲所要保護的，. 我價值感是建立在達成特定的期待或標. 是一種條件式自尊（ contingent self-. 準上的。這類的讚美通常也是智力內隱. esteem），亦即一個人的自我感覺良好. 理論中實體論（entity theory）的發展. 與否，端視其表現是否達到一定之標. 根源（Dweck, 1999）。實體論者由於相.

(5) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 115. 信一個人的智能是受制於先天而難以透. 我價值受到威脅之處境的逃避策略，然. 過後天的努力改變的，因此，學習上的. 而，相對於趨向行為的探究，上述逃避. 失誤等同於與生俱來的能力不足，為了. 行為較少獲得相關研究者之關注。自我. 掩飾無能，便可能傾向採取課業逃避策. 阻礙策略（又稱自我跛足或自我設限）. 略來維護其脆弱的自尊。簡言之，一個. （向天屏，2001a，2001b；陳嘉成，. 人在社會化的歷程中，是否獲得重要他. 2002；程炳林，2003）即個體在面對一. 人的自主支持，很可能會藉由自我決定. 項和能力有關的任務時，為了怕失敗會. 動機，以及智力內隱觀的中介，影響了. 損及自我價值，而故意不努力，或製造. 其對失敗的自我調節。由Deci與Ryan所. 一些障礙，讓自己處於不利的情境，如. 提出的自我決定論與由Dweck主導發展. 此一來，倘若真的失敗了，便可歸咎於. 的內隱理論，雖然各自對於我們在理解. 能力以外的因素。 Urdan 與 Midgely. 個體的自我信念與由此所衍生之成就相. （2001）即指出，自我阻礙行為乃源自. 關歷程與結果上，有十分重要的貢獻，. 個體對於失敗的恐懼；由於擔心旁人會. 然而，這兩個當代相當受矚目的動機相. 將失敗歸因於能力不足，因此，必須運. 關理論彼此間卻少有對話。本研究最主. 用自我阻礙策略來規避這類關於自身能. 要的特色，便是試圖將這兩個理論的相. 力的負面評價。. 關變項統攝在同一研究架構下，期待研. 此外，關心自我能力形象的學生. 究結果能為我們對於青少年在課業逃避. 也傾向在課業需要協助時，做出逃避求. 策略使用方面的了解帶來突破。以下先. 助的決定。學生在學習的過程中，總有. 介紹本研究所關注的三項課業逃避策. 遇到困擾，需要協助或指導以利學習能. 略，以及與條件式自尊之關係。. 夠順利進行的時候。根據行政院主計處. 二、逃避策略與條件式自尊. 與青年輔導委員會（1997）對我國12～ 24歲的青少年進行的調查研究發現，青. 在教育領域中，有關學習動機的. 少年的困擾來源以來自「學校、課業」. 研究多半聚焦於，如努力、持續力及投. 最高，佔68.65%；而若以在學的學生. 入程度等「趨向」行為的探究。但是在. 而言，學校、課業問題的困擾更高達. 一般的課室中，不時可見進入青少年階. 95.28%。崔珮玲（2003）亦發現課業. 段的學生採取故意不努力、逃避尋求課. 壓力為青少年最常面臨的生活壓力事件. 業上的協助或抗拒嘗試新的學習方式等. 之一，可見遭遇課業問題乃絕大多數青. 策略，來轉移旁人對其缺乏能力的注. 少年普遍的日常生活經驗。當個體進入. 意。這些策略可說是學生們用來因應自. 青少年階段，其後設認知能力亦隨之增.

(6) 116 教育與心理研究 32 卷 1 期. 長（Keating, 1990），因此，更加能夠. 學生所欲保護的「自尊」之本質加以剖. 監督反省自己的學習表現及理解情形，. 析，如此才能理解何以這些運用逃避策. 並決定有無必要尋求課業上的支援。換. 略的學生，會將學習上的失誤視為對自. 言之，青少年階段的學生在遇到學業上. 我價值的否定。明乎此，我們始能進一. 的問題時，理應更能表現出求助行為。. 步尋繹形塑這類自尊的可能因素，也才. 然而，一些研究卻發現，自青少年初期. 能正本清源地找出對應學生使用逃避策. 開始，學生逃避求助的情形反而有漸增. 略的有效方法。對採取逃避策略的學生. 的趨勢（杜宜展， 1996 ；趙柏原，. 而言，其自我價值感的高低乃是取決於. 2001；Newman, 1990, 1994; Newman &. 學業表現的優劣，可說是依附於特定條. Goldin, 1990; Turner et al., 2002）。所謂. 件之上的自尊。所謂條件式自尊，指一. 逃避求助指當學生明明需要協助，卻偏. 個人的自我感覺良好與否，必須視其表. 偏不願尋求它的情況。例如，學生遇到. 現是否達到特定高度之標準，或是滿足. 不懂的問題時，寧可跳過或隨意寫些答. 他人或個體內在特定期望而定（Deci &. 案，也不願開口請教別人。此一不欲求. Ryan, 1995）。這樣的自尊乃是將特定. 助的決定，代表了一種中止或逃避對學. 成果表現與個體的自我（ego）連結所. 習的付出與承諾之蓄意的、目標導向的. 形成的自我強化，自我價值必須靠忠誠. 動作。進入青少年階段的學生之所以會. 勤勉地追求高水準的成果表現而得；一. 開始出現逃避求助的情形，應與其日益. 旦表現走樣，就可能引發當事人因為覺. 升高的自我意識有關；在衡量求助的利. 得自己無能而導致的羞恥感。因此，條. 弊得失後，很可能會為了維護自己的形. 件式自尊乃一種相當脆弱的自尊類型，. 象，而在明明需要課業上的協助時，卻. 這類型的自尊往往讓個體在自我價值受. 逃避求助（余文秀，1986）。. 到威脅時，極易因害怕自尊受傷而出現. 另外一種學生會使用的逃避策. 逃避性的行為反應（Kernis & Paradise,. 略，則是不願用新的、未曾使用過的方. 2002）。是故，若欲探究學生使用課業. 法來解題或做作業，亦即對新奇學習方. 逃避策略背後的動機，必須從影響條件. 式的抵拒（resisting novelty）（Turner et. 式自尊形成的相關因素入手，而現有的. al., 2002）。因為使用新方法往往意味著. 理論架構中，由Deci與Ryan（2002）所. 新的挑戰，一旦出錯，會使自己顯得無. 提出的自我決定論應有助於我們了解條. 能。上述幾種逃避策略雖然表面上讓學. 件式自尊的形成過程，以下即就此做較. 生保住了自尊，卻造成低學習動機與低. 深入的討論。. 學業成就間的惡性循環，故而有必要對.

(7) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 三、自我決定論：自主動機 vs. 受控制動機. 117. 為個體所抱持的外在動機仍有自主程度高低之別，自主程度的差異則取決於這些在一開始促發行為的外在規約被個體. 在派別林立的動機相關理論中，. 所內化的程度（Ryan & Deci, 2000a;. 自我決定論因為以多向度的觀點來理解. Vansteenkiste, Zhou, Lens, & Soenens,. 動機此一歷久不衰的研究主題，而在近. 2005）。. 年來廣受矚目（張蕊苓，1999；廖鳳. 所謂「內化」（internalization），指. 池，1992；Deci & Ryan, 2000; Ryan &. 個體將來自外在的信念、態度或行為規. Deci, 2000a）。該理論將重點放在個體. 範逐漸轉變為個人的特質、價值系統或. 從事特定學習活動時，動機的品質而非. 自律方式的歷程（ Ryan & Connell,. 動機的多寡或水準的高低上；動機品質. 1989; Schafer, 1968）。就SDT的觀點而. 指的是支撐著學習行為的動機種類或型. 言，如果內化的歷程能運作得愈完整、. 態（Ryan & Deci, 2000b）。SDT認為一. 愈有效，以致能將原本的外在規範和諧. 般人自然而然都會傾向於想要從事出於. 地融入一個人的自我當中，則個體的外. 自己的選擇或是自由意志的活動，而依. 在動機就具有愈高的自主性或自我決定. 據引發個體行事之緣由的不同來源. 性。SDT的一個特色，便是將外在動機. （perceived locus of causality），可將動. 依個體內化外在某種價值或規範的程度. 機區分為「內在動機」與「外在動機」. 分為「外在調整」（ external regula-. （deCharms, 1968; Deci & Ryan, 2000;. tion）、「內攝調整」（introjected regula-. Vansteenkiste, Lens, & Deci, 2006）。內. tion）及「認同調整」（identified regula-. 在動機所激發的行為可視為自我決定或. tion），同時，並主張這幾種型態連同. 自主性活動的原型，因為此時個體的興. 內在動機依其自主程度不同，依序落在. 趣完全融入一連串由自我所引動並主導. 一連續軸線上（ Vansteenkiste et al.,. 的活動中。當一個人的行為是由內在動. 2006）。. 機所促發時，從事活動的原因是由於該. 「外在調整」為內化程度最淺、. 活動本身所帶來的滿足感，而非如外在. 自主性最低的動機型態，指個體的行為. 動機般，是著眼於活動以外的特定誘因. 乃由外在的力量所控制，行為之所以發. 或報償。不過雖然外在動機的產生，乃. 生是為了滿足外在的要求或得到附帶的. 是為了要達到某種工具性的目的，SDT. 酬賞；如學生願意用功讀書，是希望能. 並未將其視為一全然缺乏自主性，且與. 得到老師的表揚或逃避家長的責罰。內. 內在動機完全相對的動機型態，而是認. 化程度相對較深的第二種外在動機為.

(8) 118 教育與心理研究 32 卷 1 期. 「內攝調整」，被這類動機所促動行為. Connell（1989）檢視國小學童的成就. 的個體，雖已將外顯的規範力量內化到. 行為並發現外在調整、內攝調整、認同. 心中，卻仍未完全接受其為自我的一部. 調整和內在動機這幾類不同的調整形式. 分；例如，學生用功讀書的原因是為了. 果然以類單一方向的型態（ a quasi-. 要保護自尊，擔心如果考試成績不理想. simplex pattern）彼此相關，證實了這. 會丟臉。由於外在規約仍保留其原有的. 條架構起SDT之多向度動機的連續軸線. 形式，並未與自我相互融合，因此，這. 存在之可能。. 類動機型態往往是個體內在衝突或緊張. 前述自我決定程度不同的動機，. 的來源。在SDT的相關研究（Vallerand,. 可說為個體形於外行為之發生，撒下了. Fortier, & Guay, 1997; Vansteenkiste et. 不同的種子，因此，成為極具探討價值. al., 2005; Vansteenkiste et al., 2006）. 的研究變項（Vallerand et al., 1997）。. 中，常將內攝調整與前述外在調整合併. 與受控制動機相較，自主動機較強的學. 為「受控制動機」。第三種在內化程度. 生具有較高的能力知覺（ Fortier,. 上更趨向自我決定一端的外在動機，是. Vallerand, & Guay, 1995）、使用較有效. 經由認同某個目標或某事來調整自己的. 的學習策略（ Yamauchi, Kumagai, &. 行為。在此，認同指個體意識到從事某. Kawasaki, 1999）、對所學的概念有較深. 項活動之價值或該活動對個人之重要性. 刻的掌握（ Grolnick, Ryan, & Deci,. （Otis, Grouzet, & Pelletier, 2005）。當. 1991）、在學校時顯現較多的正面情緒. 認同發生時，個體由於經歷了較完整之. （ Vallerand, Blais, Briere, & Pelletier,. 內化歷程，因而較能感受到個人得以有. 1989）、較佳的學業成績（Vansteenkiste,. 所選擇之自由意志，故此類動機具有較. Simons, Lens, Sheldon, & Deci, 2004），. 高之自主性，較不會造成個體內在的衝. 以及比較不會成為中輟生（Vallearnd et. 突，個體也較願意對經由認同調整所引. al., 1997）並且較少表現防衛性的因應. 發的行為負起責任；例如，學生相信用. 風格（Ryan & Connell, 1989）。至於. 功讀書將有利於日後的工作選擇，故決. Deci與其研究團隊（Deci & Ryan, 1995;. 定好好用功（Black & Deci, 2000）。. Deci, Schwartz, Sheinman, & Ryan,. SDT常將認同調整與內在動機兩種動機. 1981）更發現自主動機與學生的自尊間. 型態結合為「自主動機」。為了檢驗上. 存在正相關，以下即進一步討論自主動. 述各種動機是否果真如SDT所主張，會. 機與條件式自尊及逃避策略間之關係。. 依其所具有之相對自主性，依序落在以自我決定為主軸之連續線上，Ryan與.

(9) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 四、自我決定動機、自尊與逃避策略藉由將動機的型態區分為自主與受控制動機，SDT讓我們得以理解何以. 119. 我價值感，比較不會將不理想的表現視為無能的表徵，遇到挫敗時不會將心力花在自我價值的防衛上，而是積極地尋求改善之道（Kernis & Paradise, 2002; Knee & Zuckerman, 1998）。. 一個人的自尊在本質上會有真實的自尊. 由於自主動機在個體發展適應性. vs. 條件式自尊之分（ Deci & Ryan,. 成就歷程上的正向效益，SDT相關研究. 1995）。真實的自尊讓個體的行為源自. 者因此將觸角延伸到提供自主支持的社. 統整良好的自我，對擁有高度真實自尊. 會情境，對自主動機之形成的影響之探. 的人而言，因為對自我具有相當高的安. 究。所謂自主支持，指具有權威地位的. 全感，所以對於一己之價值的認定不會. 個體（如教師或父母）能夠採納他人. 隨著個人的成就表現而起起伏伏；也因. （如學生或子女）的觀點、認同其感. 此，成功不會讓他們輕易地膨脹自我或. 受、提供適切的資訊及選擇的機會、同. 產生優越感，失敗也不會讓他們因而就. 時並儘可能減少運用壓力和要求（Deci. 感到沮喪或懷疑自己一無是處。當一個. & Ryan, 1985）。SDT主張提供自主支持. 人的行動是出於內在自主意願時，自主. 的情境有利於個體自主性動機的發展；. 動機所促動的行為會提升真實的自我價. 而自主動機進一步又會促進適應性的成. 值感；反之，個體的行為若受制於外在. 就歷程與結果。近來的幾項以結構方程. 強加於其上的規準，卻並不視其為自己. 模式（structural equation model）所進. 的一部分，便會導致這類外在價值的. 行的徑路分析（ path analysis ）研究. 「內攝化」（introjected），也就激發了. （d’Ailly, 2003; Soenens & Vansteenkiste,. 條件式自我價值的內化，這類的內化讓. 2005; Vansteenkiste et al., 2005）即支持. 個體必須一再以滿足這些外來價值（如. 此一論點：個體之自我決定動機乃是存. 獲取人人稱羨的好成績）來證明自我，. 在於人際環境中之自主支持，與個體的. 以維護自尊（ Deci & Ryan, 1995;. 調適狀況或成就表現間之中介變項。在. Grolnick et al., 1991）。為了得到自我或. 以課室情境為主的研究中，亦發現學生. 他人的認可所表現出的行為，其背後的. 若知覺到教師提供自主支持，則對學習. 動機無非想藉此來強化自我價值，但這. 較為投入（ Assor, Kaplan, & Roth,. 樣的動機在個體面臨失敗的可能時，往. 2002 ）、較能適應學校生活（ Patrick,. 往導致逃避策略的運用。相對地，具有. Anderman, & Ryan, 2002; Wentzel,. 高度自主動機的個體因為擁有穩固的自. 2002）也有較理想的學業表現（Soenens.

(10) 120 教育與心理研究 32 卷 1 期. & Vansteenkiste, 2005）。Deci、Nezlek. 別指出SDT關於自主性的概念與跨文化. 與Sheinman（1981）更發現教師的自主. 論者關於獨立概念間的差異。簡言之，. 支持傾向與小學高年級學童的內在動. 「獨立」和「自主」是不同的概念，獨. 機、能力知覺及自尊間均呈現正向相. 立意指不倚賴他人；而自主則是種行使. 關，然而，隨著跨文化心理學研究的興. 意志與選擇的經驗，自主的反面不是依. 起，這些研究結果卻也受到某些跨文化. 賴（倚靠他人的支持或引導），而是. 研究者的質疑（ Brickman & Miller,. 「不自主」（heteronomy），也就是受到. 2001; Iyengar & De Voe, 2003; Iyengar &. 控制和操縱的經驗（ Butzel & Ryan,. Lepper, 1999; Markus & Kitayama,. 1997; Ryan & Lynch, 1989）。易言之，. 2003）。這些學者認為東亞社會中的師. 自主並非如一些跨文化學者（如Iyengar. 生關係有著不同於西方文化的根源，. & De Voe, 2003; Markus & Kitayama,. SDT所主張的自主支持未必是放諸四海. 2003）所以為的，隱含著對依賴他人的. 皆準的普世原則。東方文化強調集體的. 否定，以及與他人切斷連繫的要求，事. 價值（Triandis, 1995）與相互依賴的自. 實上，自主性和聯繫感在SDT中是相容. 我概念（Markus & Kitayama, 1991），. 不悖的（Butzel & Ryan, 1997; Koestner. 因此，東方文化涵養下的學習者並不那. & Losier, 1996 ）。基於此， SDT 主張. 麼地崇尚自主經驗，甚至父母與師長也. 「自主性」對任何文化中的個體而言，. 並不十分鼓勵這樣的經驗。就以華人世. 都是重要且有利的經驗。本研究的主要. 界的文化脈絡而言，由於深受儒家思想. 研究目的，即根據上述論點，建立SDT. 的影響，自主支持並非個體在社會化歷. 相關研究變項（即教師自主支持與學生. 程中習見的經驗；相對地，社會主流價. 之自主動機）與課業逃避策略間之徑路. 值強調的是順從，以及家庭成員的相依. 模式，並檢驗此一模式與觀察資料之適. 互賴（Chao & Tseng, 2002）。這些與. 配性，以驗證SDT關於「自我決定動機. SDT支持者持不同意見的學者們認為，. 在具不同文化背景之個體上均能顯現正. 如果自主性的提升在東亞文化中並不是. 向效益」之堅定主張。. 那樣被提倡，那麼自主支持在西方學生身上所顯現的正向效益，就未必會出現在東亞社會的學生身上（Vansteenkiste et al., 2005）。. 五、內隱理論與對失敗的自我調節除了自我決定動機之外，學生所. 相對於上述的文化相對論觀點，. 懷抱的智力內隱理論也讓我們從另一個. SDT相關學者（Deci & Ryan, 2000）特. 管道理解其採取逃避策略保護自尊的原.

(11) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 121. 因。智力內隱理論即個體對於「智能」. （helpless self-regulation strategies），亦. 之屬性的不同想法，這些想法往往深植. 即本研究所探討的幾種逃避策略。. 人們心中，鮮少被清晰地表達出來，因. 既然智力內隱理論對個體的自我. 此被稱為「內隱理論」（Dweck, 1999;. 調節方式至關重要，一個人所身處的社. Molden & Dweck, 2000, 2006）。在兩種. 會情境與其所抱持的內隱理論間，存在. 內隱理論中，實體論者（ entity theo-. 何種關係呢？Grolnick（2001）的研究. rists）相信智能是固定、無法隨著後天. 發現，母親的操控行為（如不待子女提. 經驗而發展的一種特質；而增加論者. 出要求，就直接指揮其如何完成特定工. （incremental theorists）卻認為智能可. 作）與其子女持實體論的傾向間呈顯著. 以被塑造培養、會隨著時間的改變與個. 正相關。Dweck與Lennon（2001）探討. 人的努力而有所增長變化。不同型態的. 從小學過渡到初中階段的青少年父母教. 智力內隱理論決定了個體如何看待失敗. 養方式對其智力內隱觀發展的影響，亦. 和挫折，以及其自我概念是否會因失敗. 發現若是父母在給子女的回饋中，所傳. 而受到威脅，而這些差異將進一步影響. 達的多半是與其個人特質有關的訊息時. 個體在這些情況下的自我調節。當一個. （即當孩子表現良好時，稱讚他們有多. 人相信其內在的特質或能力是固定不變. 聰明、多棒），則子女傾向抱持智力實. 的，那麼成功或失敗便等於為這個人所. 體論，遭遇失敗時往往歸因於自身能力. 擁有的固定特質提供了鑑別優劣的訊. 不足，對「努力」的看法也較為負面。. 息。對實體論者而言，不理想的表現容. 這種回饋型態就自我決定的觀點而言，. 易引發焦慮的情緒，因為這意謂他們始. 是一種具控制傾向的回饋方式。為了滿. 終欠缺某方面的能力，因此，伴隨失敗. 足成人的期待，贏得父母或師長的讚. 而來的自我調節，也很可能是傾向因應. 美，這些孩子常會放棄其自主性，以換. 負面情緒衝擊的防衛性態度或行為。. 取這種「有條件的愛」。換句話說，個. Robins與Pals（2002）的研究即發現，. 體在社會化的歷程中，是否獲得重要他. 大學生所抱持的智力內隱理論，不僅與. 人的自主支持，很可能也會影響其智力. 他們在失敗時所選擇的反應模式間有顯. 內隱理論的形塑；提供自主支持理應能. 著相關，更能預測其自尊改變的程度。. 降低個體抱持智力實體論的傾向，進而. 他們發現與增加論者相較，實體論者在. 減少其在遭遇失敗威脅時，採取逃避策. 大學就讀的期間，自尊有明顯下降的趨. 略來護衛自尊的可能。Dweck與Molden. 勢，很可能為了要保護自尊，實體論者. （2005）指出，智力內隱理論可以經由. 因而採取無助的自我調節策略. 短期的介入而予以調整、改變，並且僅.

(12) 122 教育與心理研究 32 卷 1 期. 僅改變一個人內隱的智力觀，就能大大. 機，則會中介自主支持對課業逃避策略. 地影響其包括價值、動機和自我調節策. 間之關係，亦即進而會影響學生在自我. 略等成就相關歷程。一般而言，個體對. 阻礙、逃避求助與逃避新的學習方式三. 於智力所抱持的看法乃是一種相對較為. 種策略上之運用。此一模式包含下列六. 穩定的信念（Robins & Pals, 2002），但. 個潛在變項：教師自主支持、自主動. 是一些研究顯示，這樣的信念仍可藉著. 機、受控制動機、自我阻礙、逃避求助. 教導或訓練而被引發。有些研究者是將. 及逃避新學習方式。另一模式則假設國. 增加論或實體論的觀念融入受試者所閱. 中生所知覺到學習情境中的自主支持程. 讀的文章中（ Niiya, Crocker, &. 度，對其個人之自主動機、受控制動機. Bartmess, 2004）；有些則是利用初中生. 與智力實體論，皆有顯著的影響；而自. 上電腦課時，在支持學生自主學習的過. 主動機、受控制動機與智力實體論，則. 程中，傳遞教學者對於智能的觀點. 會中介自主支持與三種課業逃避策略間. （Good, Aronson, & Inzlicht, 2003），這. 之關係。此一模式包含七個潛在變項，. 些研究結果均顯示智力內隱信念是可以. 除了模式一的六個變項外，另外加上智. 透過實驗的介入處理而被改變的。換言. 力實體論。如前所述，相關研究. 之，特定的智力內隱論可以藉著課室情. （ Dweck & Lennon, 2001; Grolnick,. 境中所提供的訊息而加以強化或削弱。. 2001）顯示接受自主支持與否，與個體. 本研究根據上述討論，另外建立一同時. 的實體論傾向較為相關，因此，暫不考. 包含自主支持、自主動機與實體論之逃. 慮增加論的角色，僅將智力實體論納入. 避策略徑路模式，研究重點在於比較僅. 模式中。本研究擬比較兩種模式與觀察. 以自我決定論為依據所建構之模式與加. 資料間的適配情形，以找出適配度較理. 入智力實體論後之模式，何者與觀察資. 想的模式。在潛在自變項的測量指標方. 料較為適配？以下即對本研究所欲檢驗. 面，本研究採小包法（ parceling. 之徑路模式做進一步地說明。. technique）（Bandalos, 2002），將自主. 六、研究假設. 支持分為三個觀察指標：自主支持一、自主支持二及自主支持三；中介變項自. 根據上述之文獻回顧，本研究於. 主動機分為，自主動機一、自主動機二. 所欲檢驗的徑路模式之一，假設國中生. 及自主動機三；受控制動機分為，受控. 所知覺到學習情境中的自主支持程度，. 制動機一、受控制動機二及受控制動機. 對其個人之自主動機與受控制動機，具. 三；實體論則以量表中的各題做為個別. 有顯著的影響；而自主動機與受控制動. 觀察指標。在關於逃避策略潛在依變項.

(13) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 123. 的測量指標方面，將自我阻礙分為，自. 具直接效果（Ryan & Connell, 1989）；. 我阻礙一、自我阻礙二及自我阻礙三；. (三)受控制動機對課業逃避策略具直接. 逃避求助分為，逃避求助一、逃避求助. 效果（Vansteenkiste et al., 2005）。圖2. 二及逃避求助三；逃避新學習分為，逃. 所示則為模式二所假設之變項間關係。. 避新學習一、逃避新學習二及逃避新學. 除了模式一中變項間之關係外，另增加. 習三，做為觀察指標。打包的方式是先. (四)教師自主支持對智力實體論具直接. 以各量表進行探索性因素分析. 效果（Dweck & Lennon, 2001; Grolnick,. （exploratory factor analysis），同時所. 2001）及(五)實體論對課業逃避策略具. 有量表為求統一，分析時均強制抽取三. 直接效果（Robins & Pals, 2002）。. 個因子，亦即每個潛在變項皆根據因素分析結果分為三包。至於自主動機與受控制動機雖然各自由兩個分量表（內在. 貳、研究方法一、研究對象. 動機與認同調整 vs. 內攝調整與外在. 本研究以國民中學八年級學生為. 調整）所結合而成，但在本研究中，分. 研究對象，在臺北縣市的三所國中抽取. 量表結合所得之組合分數反映的是「自. 16班的學生為樣本。刪除少數作答不完. 主動機」與「受控制動機」兩個構念。. 整的受試者之後，有效樣本人數共有. 根據SDT，這兩個構念所包含的四種自. 461人，其中男生237人，女生224人，. 主程度不同的調節型態，乃依序落在以. 受試學生年齡介於12歲10個月至14歲1. 自我決定為主軸的連續軸線上（Ryan. 個月之間，平均年齡為13歲6個月，樣. & Connell, 1989），彼此間並非涇渭分. 本中不包含特殊學生。. 明，研究者因此捨棄以原有的兩個分量表為觀察指標，而將結合後的量表視為. 二、研究工具. 測量「自主動機」與「受控制動機」單. 本研究問卷皆採李克特式的5點量. 一構念的量表，如同其他量表的打包方. 表（five-point Likert scales），受試學生. 式，各以探索性因素分析強制抽取三個. 就各題中所陳述的句子依照自身經驗或. 因子做為觀察變項。. 實際感受選答。選答從「我一點也不是. 圖1顯示模式一所假設之變項間關. 這樣」、「我有一點是這樣」、「我有時候. 係：(一)學生所知覺到之教師自主支持. 是這樣」、「我常常是這樣」到「我一直. 對自主動機、受控制動機具直接效果. 是這樣」計為1、2、3、4、5分，各分. （Deci et al., 1981; Ryan & Grolnick,. 量表分別計算總分以利資料分析之進. 1986）；(二)自主動機對課業逃避策略. 行。.

(14) 自主支持 3. 自主支持 2. 自主支持 1. 自主動機 1. 自主支持. 圖1. 受控制動機 1. 自主動機 3. 受控制動機 3. 自我決定論預測逃避策略之假設模式. 自主動機 2. 自主動機. 受控制動機. 受控制動機 2. 逃避新學習. 逃避求助. 自我阻礙. 逃避新學習 3. 逃避新學習 2. 逃避新學習 1. 逃避求助 3. 逃避求助 2. 逃避求助 1. 自我阻礙 3. 自我阻礙 2. 自我阻礙 1. 124 教育與心理研究 32 卷 1 期.

(15) 自主動機 1. 自主支持 3. 自主支持 2. 自主支持 1. 自主動機 2. 自主支持. 圖2. 自主動機 3. 實體論 1. 實體論. 自主動機. 受控制動機. 受控制動機 2. 實體論 2. 實體論 3. 受控制動機 3. 實體論 4. 自我決定與內隱理論預測逃避策略之假設模式. 受控制動機 1. 逃避新學習. 逃避求助. 自我阻礙. 逃避新學習 3. 逃避新學習 2. 逃避新學習 1. 逃避求助 3. 逃避求助 2. 逃避求助 1. 自我阻礙 3. 自我阻礙 2. 自我阻礙 1. 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗 125.

(16) 126 教育與心理研究 32 卷 1 期. (一)自主支持知覺量表. 為 .96。在信度方面，本量表在本研究. 學生所知覺到學習環境中提供自. 中所測得之 Cronbach α係數為 .80。. 主支持的程度，以研究者改編自. (二)自主動機量表. Williams與Deci（1996）之學習氛圍量. 學生的自主動機以研究者改編自. 表（ Learning Climate Questionnaire,. Ryan與Connell（1989）之課業自我調. LCQ）來測量。本量表共有六題，測量. 整量表（ Academic Self-Regulation. 學生所知覺到教師平日在教學中提供自. Questionnaire, SRQ-A）測量之。本量. 主支持的程度，題目如「我覺得我的老. 表由測量四種自主性程度不同的動機分. 師讓我在學習時能夠有一些選擇」。. 量表（外在調整、內攝調整、認同調. Williams 與 Deci 以主成分因素分析法. 整、內在動機）所組成，受試學生根據. （principal-components factor analysis）. 量表中提供之答案，選擇最接近自己從. 抽取出單一因素，可以解釋63%之變異. 事某種學習活動（例如，「為什麼我要. 量。研究者另外進行驗證性因素分析. 做回家功課呢？」）的原因之選項。其. （ confirmatory factor analysis ），以. 中「內在動機」分量表包括七題（α. LISREL 中的最大概似法（ Maximum. = .86），測量純粹的樂趣這類原因（例. Likelihood）進行參數估計，結果顯示. 如，「因為做回家功課很好玩」）；「認同. 模式與觀察資料適配度之卡方統計量為. 調整」分量表亦包括七題（α. χ2（7, N = 461）= 19.89, p < .05。在此. = .86），測量學生已內化進自己的價值. 必須說明的是，進行模式檢定時，由於. 體系，因而並不感覺到壓力、而是自己. 設定部分的測量誤差間彼此相關（亦即. 所選擇的原因（例如，「因為我想要學. 測量變項間可能存在另一未出現在檢定. 新的東西」）；「內攝調整」分量表則包. 模式中之潛在構念），以致df值降低。. 括八題（α = .84），測量出於內在的. 雖然卡方檢定達顯著水準，但其他重要. 壓力或束縛這類原因（例如，「因為如. 指標則顯示該模式可被接受：平均概似. 果不做回家功課，我會覺得自己很糟. 平方誤根係數（RMSEA）為 .06；適. 糕」）；「外在調整」分量表包括九題. 配指數（GFI）為 .99；調整後適配指. （α = .77），測量由於外在的酬賞或. 數（ AGFI ）為 .96 ；基準適配指數. 懲罰這方面的原因（例如，「因為這樣. （ NFI ）為 .98 ；非基準適配指數. 才不會被老師責罵」）。本量表的效度檢. （ NNFI ）為. .98 ；比較適配指數. 驗方式與一般以因素分析驗證量表效度. （CFI）為 .99；增量適配指數（IFI）. 稍有不同。如前所述，這四種分量表乃. .99 ；相關適配指數（ RFI ）. 沿著自外在調整至內在動機此一不同程. 為.

(17) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 127. 度自主性的連續軸線發展而來，因此，. = .66, p < .001, α = .91），並將內攝與. 各分量表與其緊鄰之分量表間有較高的. 外在調整分量表的得分加以平均而得出. 相關。Ryan與Connell以單一方向順序. 「受控制動機」的分數（ r = .52, p. 相關結構（ a simplexlike or ordered. < .001, α = .86）。. correlation structure）的概念（即屬性. (三)實體論量表. 相近間分量表的相關應高於屬性差異較. 學生所抱持的實體論傾向，以研. 大的分量表間相關）檢視本量表，發現. 究者改編自Dweck（1999）之智力內隱. 外在調整、內攝調整、認同調整和內在. 理論量表（Implicit Theories of Intelli-. 動機這幾類不同的調整形式果然以類單. gence Scale）測量之。本量表包含增加. 一方向的型態（ a quasi-simplex pat-. 論與實體論二分量表，每一分量表各四. tern）彼此相關，證實SDT關於反映不. 題，本研究基於研究目的，僅選擇實體. 同程度的自我決定動機之連續軸線此一. 論予以施測，測量學生相信智能是「固. 主張。除了Ryan與Connell以美國小學. 定、無法隨著後天經驗而發展的一種特. 生為樣本所做的研究外， d’Ailly. 質」之傾向，題目如「我認為智力是固. （2003）以臺灣學生為樣本的相關研究. 定不變的，因此，做再多的努力也無法. 亦證實本量表的效度。. 改變它」。研究者以驗證性因素分析檢. Vansteenkiste 等人（ 2005 ）曾指. 驗實體論此一智力內隱理論構念，同樣. 出，若以自主動機所含的內在動機與認. 以LISREL中的最大概似法進行參數估. 同調整之各別分量表與受控制動機所含. 計，結果顯示模式與觀察資料適配度之. 之內攝及外在調整個別分量表的得分同. 卡方統計量為χ2（2, N = 461）= .77, p. 時預測特定結果變項，由於分量表彼此. > .05。其他重要指標亦顯示觀察資料. 間的高相關，將可能產生抑制效應. 與模式之適配度非常理想：平均概似平. （suppression effects）（Tacq, 1997），. 方誤根係數為 .00；適配指數為1.00；. 導致不精確的研究結果。為此，. 調整後適配指數為1.00；基準適配指數. Vansteenkiste等人建議採用自主與受控. 為1.00；非基準適配指數為1.00；比較. 制動機的組合分數做為研究變項，此一. 適配指數為 1.00 ；增量適配指數為. 建議亦符合 SDT 的觀點（ Soenens &. 1.00；相關適配指數為1.00。在信度方. Vansteenkiste, 2005; Vansteenkiste et al.,. 面，本研究所測得本量表之Cronbach. 2006）。本研究根據該建議，將內在動. α係數為 .83。. 機與認同調整兩個分量表的得分加以平. (四)自我阻礙量表. 均而得出一個「自主動機」的分數（r. 學生使用自我阻礙策略的狀況，.

(18) 128 教育與心理研究 32 卷 1 期. 以改編自Midgley等人（2000）之適應. 況。本量表包括七題，題目如「當我遇. 性學習組型量表（Patterns of Adaptive. 到不會的題目時，我會跳過這一題而不. Learning Survey, PALS）中之自我阻礙. 會找別人幫忙」。研究者以驗證性因素. 分量表測量之。本量表包括五題，測量. 分析檢驗量表的建構效度，以LISREL. 受試者用自我阻礙的行為來影響自我形. 中的最大概似法進行參數估計，結果顯. 象的呈現之情況，受試者須回答如「我. 示模式與觀察資料適配度之卡方統計量. 會拖到最後一分鐘才開始寫功課，這樣. 為χ2（13, N = 461）= 43.85, p < .05。. 一來當我作業寫得不理想時，可以說是. 由於設定模式中部分的測量誤差間彼此. 因為太晚才開始寫作業了」這類問題，. 相關，以致df值在此有所變動。雖然卡. 受試者的得分愈高表示其使用自我阻礙. 方檢定達顯著水準，但其他重要指標則. 策略的情形愈嚴重。本量表在本研究中. 顯示該模式可被接受：平均概似平方誤. 所測得之Cronbach α係數為 .79。本. 根係數為 .07；適配指數為 .97；調整. 研究同樣以驗證性因素分析檢驗此一構. 後適配指數為 .94 ；基準適配指數. 念，以LISREL中的最大概似法進行參. 為 .98；非基準適配指數為 .98；比較. 數估計，結果顯示模式與觀察資料適配. 適配指數為. 2. .99 ；增量適配指數. 度之卡方統計量為χ （4, N = 461）=. 為 .99；相關適配指數為 .97。在信度. 6.96, p < .05。由於設定模式中部分的. 方面，本研究所測得本量表之Cronbach. 測量誤差間彼此相關，以致df值降低。. α係數為 .86。. 雖然卡方檢定達顯著水準，但其他重要. (六)逃避新學習量表. 指標則顯示觀察資料與模式之適配度相. 學生抗拒採用新方式學習的傾. 當理想：平均概似平方誤根係數. 向，以改編自Midgley等人（2000）之. 為 .04。適配指數為 .99；調整後適配. 適應性學習組型量表中之逃避新學習分. 指數為 .98；基準適配指數為 .99；非. 量表測量之。本量表包括五題，測量學. 基準適配指數為 .99；比較適配指數為. 生逃避使用新方式解題或做作業的情. 1.00；增量適配指數為1.00；相關適配. 況，題目如「我喜歡用我已經用過的計. 指數為 .98。. 算方式去做數學題目，而不會試著用新. (五)逃避求助量表. 的方法」。本量表在本研究中所測得之. 本研究以改編自Newman與Goldin. Cronbach α係數為 .80。另外，以驗. （1990）及Turner等人（2002）的逃避. 證性因素分析檢驗此一量表所測量之構. 求助量表測量學生逃避求助的傾向，亦. 念，結果顯示模式與觀察資料適配度之. 即當學生需要協助卻並不尋求它的情. 卡方統計量為χ2（4, N = 461）= 15.94,.

(19) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 129. p < .05。由於設定模式中部分的測量誤. 度）、相關適配指數（RFI > .90表示有. 差間彼此相關，以致df值在此有所變. 良好適配度）、Akaike訊息效標（精簡. 動。雖然卡方檢定達顯著水準，但其他. 適配度，數值愈小愈好）這些常見指標. 重要指標則顯示該模式可被接受：平均. （邱皓政，2003）來評鑑模式之契合. 概似平方誤根係數為 .08；適配指數. 度。. 為 .99；調整後適配指數為 .95；基準適配指數為 .98 ；非基準適配指數為 .97；比較適配指數為 .99；增量適配指數為 .99；相關適配指數為 .96。. 三、施測程序. 參、研究結果表1顯示本研究各主要變項之平均數、標準差及變項間之積差相關（Pearson correlation）係數；表2則為潛在變項之觀察指標彼此間之相關係. 本研究之問卷施測由兩位受過訓. 數。為了解國中生之自主、受控制動機. 練之研究助理至受試者之班級以團體的. 與智力實體論，是否在教師所提供之自. 方式進行。在填答問卷之前，研究助理. 主支持與其運用課業逃避策略間，存在. 先對學生保證其填答結果絕對保密，並. 著中介作用，本研究以LISREL 8.52. 鼓勵學生據實回答。受試者填答完畢、. （Jöreskog & Sörbom, 2002）對研究所. 繳回問卷時，施測程序即結束。. 假設之二種徑路模式，進行模式適配度. 四、資料分析方式. 之檢定，表3顯示二種假設模式之整體適配度檢定指數。根據表3，模式一. 本研究以結構方程模式檢驗所假. （不含實體論）與觀察資料適配度之卡. 設之兩種徑路模式，並以模式與觀察資. 方統計量為χ2（127, N = 461）=. 料適配度之卡方統計量、χ 2/df、模式. 609.41, p < .05；χ2/df = 4.80；模式之. 之平均概似平方誤根係數（ RMSEA. 平均概似平方誤根係數為 .09；適配指. < .08表示合理適配）、適配指數（GFI. 數為 .87；調整後適配指數為 .83；基. > .90表示有良好適配度）、調整後適配. 準適配指數為 .88；非基準適配指數. 指數（ AGFI > .90 表示有良好適配. 為 .88；比較適配指數為 .90；増量適. 度）、基準適配指數（NFI > .90表示有. 配指數為 .90；相關適配指數為 .86；. 良好適配度、非基準適配指數（NNFI. 精簡適配指數為697.41。至於模式二. > .90表示有良好適配度）、比較適配指. （含實體論做為中介變項）與觀察資料. 數（CFI > .90表示有良好適配度）、増. 適配度之卡方統計量為χ 2 （197, N =. 量適配指數（IFI > .90表示有良好適配. 461）= 751.10, p < .05；χ2/df = 3.81；.

(20) 130 教育與心理研究 32 卷 1 期. 表1. 各研究變項之平均數、標準差及相關係數（N = 461）. 研究變項 1.自主支持 2.受控制動機 3.自主動機 4.智力實體論 5.自我阻礙 6.逃避求助 7.逃避新學習 M SD. 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. ⎯ .33** .48** -.13** -.12** -.30** -.91** 3.11 .82. ⎯ .08 .16** .08 .04 .11 2.55 .66. ⎯ -.14** -.13** -.32** -.35** 2.32 .89. ⎯ .35** .43** .34** 2.00 .91. ⎯ .49** .31** 1.85 .76. ⎯ .56** 2.23 .85. ⎯ 2.62 .93. ** p < .01.. 模式之平均概似平方誤根係數為 .07；. 高，但AIC此一指標主要是將待估計參. 適配指數為 .87 ；調整後適配指數. 數個數考量進評估模式適配程度的概念. 為 .83；基準適配指數為 .90；非基準. 中，以用來比較兩個具有不同潛在變項. .91 ；比較適配指數. 模式之間的精簡程度（余民寧，. 為 .92；増量適配指數為 .92；相關適. 2006），模式二由於另外加入實體論此. .88 ；精簡適配指數為. 一潛在構念做為中介變項，因此，若以. 751.10。圖3與圖4分別顯示模式一與模. 精簡度做為比較的判準，自然不如模式. 式二之參數估計及顯著性考驗結果。. 一。然而，本研究的主要目的，正是在. 適配指數為配指數為. 從兩個模式的各項指標觀之，除. 檢驗是否除了自主與受控制動機外，智. 了模式二的精簡適配指數高於模式一，. 力內隱理論的實體論亦會中介自主支持. 顯示模式一的精簡適配度較佳外，其餘. 與逃避策略間之關係，因此，模式中有. 各項指標均以含實體論做為中介變項的. 關實體論此一潛在變項的存在確屬必. 模式二較為理想。雖然二者與觀察資料. 要。質言之，檢視模式精簡程度的AIC. 適配度之卡方統計量皆達顯著，但模式. 指數在本研究的架構下，似乎不宜用來. 2. 二之χ /df = 3.81，較模式一的4.80為. 做為比較兩個假設模式孰優孰劣的主要. 低。同時，模式二之RMSEA指數. 判準。而過去有關數個相競模式加以比. 為.07，符合此數值不可大於.08之標準. 較的研究（黃芳銘、楊金寶、許福生，. （Browne & Cudeck, 1993; McDonald &. 2005），研究者在比較單一因素、多因. Ho, 2002），其他指標亦符合相關之要. 素直交、多因素斜交及二階單因素數個. 求標準，表示該模式可被接受。至於模. 模式的適配度時，亦未見其將AIC指數. 式二的精簡適配指數雖然較模式一來得. 列為參考指標之一。據此，本研究以上.

(21) .22**. .27**. .22**. .20**. .06. .08. -.07. -.04. -.05. -.08. -.02. -.08. -.17**. -.04. -.19**. .03. -.07. -.08. -.06. .48**. .55**. .41**. .44**. .12*. .27**. -.15**. -.11*. -.07. -.14**. -.05. -.13**. -.08. -.15**. -.30**. -.14**. -.13**. -.20**. -.12**. 自主1. 自主2. 自主3. 控制1. 控制2. 控制3. 實體1. 實體2. 實體3. 實體4. 阻礙1. 阻礙2. 阻礙3. 求助1. 求助2. 求助3. 學習1. 學習2. 學習3. .21**. .08. .36**. .35**. .46**. .39**. -.07. -.13**. -.17**. -.12**. -.27**. -.06. -.07. -.11*. .01. -.06. -.09. -.07. -.08. -. .42**. .55**. .61**. -.19**. -.36**. -.24**. -.16**. -.33**. -.07. -.12*. -.12*. -.09*. -.11*. -.07. -.11*. -.15**. .24**. -.07. -. .40**. .11*. .67**. .51**. -.18**. -.24**. -.18**. -.09. -.35**. -.11*. -.17**. -.25**. -.15**. -.07. -.05. -.14*. -.17**. .34** .44**. .09. -.22**. -.33**. -.24**. -.11*. -.29**. -.11*. -.08. -.09. -.08. -.17**. -.04. -.09*. -.11*. -. .07. .04. .01. .004. .57**. .36**. -.06. -.10*. .004. -.02. -.18**. .05. .02. -.11*. -.05. -. .15**. .14**. .24**. .07. .12**. .19**. .18**. .04. .08. .17**. .14**. .10*. .11*. .42** .10*. .18**. .23**. .09*. .09. .17**. .11*. .12**. .04. -.01. .11*. .07. .06. .74**. .27**. .22**. .21**. .19**. .40**. .35**. .34**. .29**. .26**. .49**. .58**. -. .27**. .23**. .23**. .23**. .32**. .34**. .30**. .20**. .20**. .50**. .60**. .42**. .19**. .15**. .23**. .21**. .25**. .26**. .24**. .16**. .15** .22**. .18**. .22**. .25**. .27**. .27**. .31**. .27**. .26**. .49** .24**. .42**. .22**. .14**. .18**. .27**. .33**. -. .26**. .22**. .19**. .23**. .43**. .21**. .54**. .29**. .26**. .23**. .20**. .19**. .39**. .41**. .24**. .21**. .32**. .34**. .46**. .44**. .40**. .47**. -. .18**. .24**. .31**. *p<.05 **p<.01. 註：支持 = 自主支持，自主 = 自主動機，控制 = 受控制動機，實體 = 實體論，阻礙 = 自我阻礙，求助 = 逃避求助，學習 = 逃避新學習。. .47**. .57**. -. .40**. 支持3. -. .43**. .50**. .49**. -. 支持 1 支持 2 支持 3 自主 1 自主 2 自主 3 控制 1 控制 2 控制 3 實體 1 實體 2 實體 3 實體 4 阻礙 1 阻礙 2 阻礙 3 求助 1 求助 2 求助 3 學習 1 學習 2 學習 3. 潛在變項之觀察指標相關係數（N = 461）. 支持2. 支持1. 觀察指標. 表2. 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗 131.

(22) 132 教育與心理研究 32 卷 1 期. 表3. 模式一與模式二之整體適配度檢定指數模式一（不含實體論）. Degrees of Freedom Chi-Square Value χ2/df Model AIC RMSEA GFI AGFI NFI NNFI CFI IFI RFI. 127 609.41 4.80 697.41 .09 .87 .83 .88 .88 .90 .90 .86. 模式二（包含實體論） 197 751.10 3.81 863.10 .07 .87 .83 .90 .91 .92 .92 .88. 述其他參考指標之比較結果，主張包含. 預測一個結果變項，若以SEM分析則. 實體論做為中介變項之模式與觀察資料. 可在模式中置入數個結果變項，故本研. 間的適配情形較為理想。. 究以SEM進行中介變項的檢定，程序. 由於模式二假設自主動機、受控. 如下：首先，檢定一涵蓋 Baron 與. 制動機與智力實體論為自主支持與逃避. Kenny所提出之條件一與條件二之模式. 策略之中介變項，研究者接著進行中介. （中介變項檢定模式一），即檢驗預測. 變項的檢定。Baron與Kenny（1986）. 變項對中介變項與結果變項的直接效果. 曾指出，欲檢驗預測變項與結果變項中. 是否達顯著；其次，以SEM分析檢驗. 可能存在的中介變項，必須滿足三個條. Baron與Kenny所提出之條件三（中介. 件：首先，預測變項與結果變項間必須. 變項檢定模式二），即考驗中介變項對. 有顯著相關存在；第二，為了要建立中. 結果變項是否具直接效果，同時，觀察. 介關係的第一個連結，預測變項與中介. 預測變項對結果變項之徑路係數是否降. 變項間必須有顯著相關存在；第三，為. 低。若前述兩個模式的SEM考驗結果. 了建立中介關係的第二個連結，在控制. 皆符合中介變項存在的條件，則中介關. 住預測變項後，中介變項與預測結果間. 係即成立。. 必須存在顯著相關。同時，當中介變項. 研究者根據上述程序，以SEM進. 加入迴歸模式後，原有的預測變項與所. 行中介變項的檢定，發現中介變項檢定. 預測的結果間之相關性會降低。Baron. 模式一與模式二中，變項間之徑路關係. 與Kenny所建議的檢驗程序是以迴歸分. 皆符合Baron與Kenny（1986）所提之. 析進行，然而，一個迴歸分析模式只能. 三個條件。而原本模式一中，自主支持.

(23) 自主支持 3. 自主支持 2. 自主支持 1. 0.68**. 0.46**. 0.76**. 0.51**. 0.33**. 自主動機 2. 0.82**. 自主動機. 0.65**. 0.82**. -0.83**. 0.58**. 自主動機 3. -1.04**. -1.12**. 0.84**. 0.73**. 0.70**. 受控制動機 3. 0.51**. 0.56**. 逃避新學習. 0.35**. 逃避求助. 0.25**. 自我阻礙. 自我決定論預測逃避策略之參數估計. 0.70. 0.87**. 圖3. 自主動機 1. 自主支持. 0.74**. 註：Chi-Square=609.41, df=127, P-value=0.00000, RMSEA=0.091. 0.54**. 0.79**. 0.41**. 受控制動機. 0.41**. 受控制動機 2. 受控制動機 1. 0.76. 0.83**. 0.42**. 0.67**. 0.72**. 0.72. 0.54**. 0.88**. 0.52. 0.73**. 0.77**. 0.63. 逃避新學習 3. 逃避新學習 2. 逃避新學習 1. 逃避求助 3. 逃避求助 2. 逃避求助 1. 自我阻礙 3. 自我阻礙 2. 自我阻礙 1. 0.56**. 0.48**. 0.49**. 0.71**. 0.23**. 0.73**. 0.47**. 0.41**. 0.61**. 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗 133.

(24) 0.77**. 0.49**. 0.71. 0.68**. 0.47**. 自主動機 1. 自主支持 3. 自主支持 2. 自主支持 1. 0.33**. 自主動機 2. 0.82**. 自主支持. 圖4. 0.86**. 0.50**. 0.69**. 0.26**. 0.67**. 0.35**. 0.53**. 0.39**. 逃避求助. 0.29**. 自我阻礙. 0.61**. 逃避新學習. 0.66**. 實體論 4. 0.59**. -0.89** 0.26**. -0.60**. 實體論 3. 0.39**. -0.90**. 0.63**. 0.52**. 受控制動機 3. 0.70**. 實體論 2. 0.26**. 實體論 1. 0.86. 實體論. 自主動機. 受控制動機. 0.43**. 受控制動機 2. 0.81**. 自我決定與內隱理論預測逃避策略之參數估計. 0.57**. 自主動機 3. 0.66**. -0.14**. 0.86**. 0.71**. 註：Chi-Square=751.10, df=197, P-value=0.00000, RMSEA=0.078. 0.53**. 0.78**. 0.40**. 0.78. 受控制動機 1. 0.40**. 逃避求助 1. 自我阻礙 3. 自我阻礙 2. 0.65**. 0.71**. 0.70. 0.52**. 逃避新學習 3. 逃避新學習 2. 逃避新學習 1. 逃避求助 3. 0.84** 逃避求助 2. 0.53. 0.73**. 0.74**. 0.61. 自我阻礙 1. 0.58**. 0.50**. 0.51**. 0.73**. 0.30**. 0.72**. 0.47**. 0.46**. 0.63**. 134 教育與心理研究 32 卷 1 期.

(25) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 135. 預測自我阻礙（β = -.32, p < .001）、. 支持經由自主動機中介之間接效果為 -. 逃避求助（β = -.52, p < .001）與逃避. .52（r2 = .27）；經由受控制動機中介之. 新學習（β = -.45, p < .001）三種逃避. 間接效果為 .37（r2 = .14）；經由實體. 策略皆達顯著，但在模式二加入以自. 論中介之間接效果為 -.05。在逃避求. 主、受控制動機及實體論三種中介變項. 助部分，自主支持經由自主動機中介之. 預測結果變項的徑路後，自主支持對三. 間接效果為 -.77（r2 = .59）；經由受控. 種逃避策略的參數估計值皆不再顯著，. 制動機中介之間接效果為 .45 （ r2. 顯示中介關係確實存在。. = .20）；經由實體論中介之間接效果為. 在此一包含實體論的模式中，各. -.05。在逃避新的學習方式部分，自主. 變項間之徑路係數如圖4所示。學生所. 支持經由自主動機中介之間接效果為. 知覺到教師提供的自主支持對其個人自. -.77（r2 = .59）；經由受控制動機中介. 主動機（β = .86, p < .001）、受控制動. 之間接效果為 .48（r2 = .23）；經由實. 機（β = .71, p < .001）具有顯著的正. 體論中介之間接效果為 -.04。顯然自. 向效果，對智力實體論則具負向效應. 主支持對三種逃避策略之間接效果，均. （β = -.14, p < .01）。學生個人的自主. 以經由自主動機中介之徑路最強。表4. 動機則對自我阻礙策略（β = -.60, p. 顯示自主支持對各變項之直接效果與間. < .001 ）、逃避求助（ β = -.90, p. 接效果。. < .001）及逃避新學習方式（β = -.89, p < .001）皆具有顯著的負向效果；受. 肆、研究結果討論. 控制動機對自我阻礙策略（β = .52, p. 目前國內在青少年使用課業逃避. < .001 ）、逃避求助（ β = .63, p. 策略相關的個人與情境因素上的探究，. < .001）及逃避新學習方式（β = .67,. 仍相當有限。本研究的特色在於比較僅. p < .001）有顯著的正向效果；學生所. 以自我決定論為依據所建立之逃避策略. 抱持的智力實體論亦對三種逃避策略具. 徑路模式，與結合自我決定與智力內隱. 顯著正向效應（自我阻礙：β = .35, p. 理論的模式，何者與觀察資料較為適. < .001；逃避求助：β = .39, p < .001；. 配？研究結果支持將兩項理論統攝於同. 逃避新學習方式：β = .26, p < .001）。. 一架構下之設計：對臺灣的國中生而. 由圖4可知，學生所知覺到教室中的自. 言，自我決定動機的相關變項與智力實. 主支持，會藉由自主、受控制動機與智. 體論對其逃避策略的運用，分別扮演了. 力實體論的中介，間接地影響課業逃避. 獨特的角色。徑路分析顯示自主動機愈. 策略的運用。在自我阻礙的部分，自主.

(26) 136 教育與心理研究 32 卷 1 期. 表4. 自主支持對各變項之直接效果與間接效果變項名稱. 直接效果. 自主支持對自主動機自主支持對受控制動機自主支持對實體論. 間接效果. .86 .71 -.14. 自主支持對自我阻礙經自主動機經受控制動機經實體論. -.52 .37 -.05. 自主支持對逃避求助經自主動機經受控制動機經實體論. -.77 .45 -.05. 自主支持對逃避新學習經自主動機經受控制動機經實體論. -.77 .48 -.04. 註：效果值為完全標準化效果值。. 高者，愈少使用課業逃避策略；反之，. 而言，自主經驗仍然對逃避行為的矯治. 受控制動機與實體論得分愈高者，愈傾. 大有裨益，因為這類經驗滿足了其生而. 向採取逃避策略護衛其自我價值。另一. 為人的基本心理需求（Vansteenkiste et. 值得重視的研究發現，則是本研究的研. al., 2006）。以下就模式中各變項間關. 究結果證實SDT的主張（Deci & Ryan,. 係，做進一步討論。. 2002），亦即自我決定動機即使在臺灣學生這樣的非西方社會的成員身上，亦能顯現正向效益：學習情境中提供自主支持與個人抱持自主動機均有可能弱化. 一、自主vs.受控制動機與智力實體論對逃避策略之效應. 逃避策略的使用。 Markus 與 Kitayama. 從圖4中可知，自主、受控制動機. （2003）曾指出，自主經驗並不見得有. 及實體論與本研究所探究的三種課業逃. 利於集體主義文化中的個體，因為這類. 避策略間，關係十分相似；即自主動機. 經驗與集體主義文化所崇尚的「順從、. 對三種策略皆具顯著負向效應，而受控. 社會凝聚與和諧的群體運作」等價值有. 制動機與智力實體論均對三種策略具顯. 所扞格。然而，本研究的發現並不支持. 著正向效應。一如SDT所主張的，自主. 上述論點，即使對西方社會以外的學生. 的經驗能促成個體真實自尊之發展.

(27) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 137. （Deci & Ryan, 1995）；高真實自尊的. 之自主動機對於逃避求助與逃避新的學. 學生並不將自我價值依附於外在的課業. 習方式高達70～80%的解釋量，凸顯了. 表現，對於自我擁有相當高的安全感，. 此一變項在對治這類課業逃避策略上所. 也就比較不會想方設法地採取種種課業. 可能具有的強大效果，這樣的發現對於. 逃避策略來維護自尊。此一結果支持過. 教育實務工作深具啟發性。當學生的學. 去有關自主動機較強的學生較少表現防. 習是出於自主意志時，渴求知識的熱情. 衛性的因應風格此一發現（ Ryan &. 會促使其在遇到困難時樂意尋求協助，. Connell, 1989）。相反地，個體的行為. 以排除獲取知識過程中的障礙，不會為. 如果是源自於內外在的壓力（受控制動. 了保護顏面而失卻學習的寶貴機會。至. 機），其自我價值的建立往往必須倚賴. 於在改善逃避新學習此一傾向上，擁有. 特定外在條件（如功成名就）的滿足，. 學習的自主性也會讓學生樂於嘗試各種. 一旦條件無法成立，這類的條件式自尊. 新的學習方法，不會畏懼不熟悉的事物. 會使學生將焦點置於自我價值的防衛. 所帶來的挑戰。上述的研究結果可謂為. 上，容易出現較為被動逃避的行為. SDT有關「自主經驗在不同文化之個體. （Vansteenkiste et al., 2005）。另外，對. 身上均有助益」的論點，提供了堅實的. 懷抱實體論傾向的學生而言，由於相信. 佐證。. 能力乃與生俱來、難以改變的，任何可能的失敗都可被視為對於自身智能的否定，在選擇自我調節策略時，也就不難. 二、自主支持對中介變項及逃避策略之效應. 想見會傾向採取較為負向的課業逃避策. 一如預期地，學生所知覺到學習. 略來因應負面情緒衝擊（ Robins &. 環境中的自主支持對其個人自主動機具. Pals, 2002）。. 正向效應，且自主支持對自主動機之解. 值得留意的是，雖然自主、受控. 釋變易量高達74%，顯示在臺灣中學課. 制動機與實體論對自我阻礙、逃避求. 室情境中，提供自主支持確能有效提升. 助，以及逃避新的學習方式三種策略均. 學生之自主動機。比較令人意外的是，. 具有顯著的預測力，但若就這些變項對. 本研究同時發現教師自主支持亦對受控. 三種課業逃避策略的可解釋變異量而. 制動機具正向效果，雖然這並非研究者. 言，則以自主動機此一變項之預測力最. 所預期的結果，但此一發現與. 佳，對自我阻礙的解釋量為36%；對逃. Pelletier 、 Fortrier 、 Vallerand 與 Briere. 避求助的解釋量為81%；至於對逃避新. （2001）之研究發現近似。該研究檢視. 的學習方式之解釋量為72%。國中學生. 加拿大青少年游泳選手的堅持力，發現.

(28) 138 教育與心理研究 32 卷 1 期. 選手所知覺到教練的自主支持能正向預. 能。由於智力內隱理論乃個體動機歷程. 測內在動機、認同調節與內攝調節；內. 的核心要素，單單改變一個人內在關於. 攝調節為一種受控制動機的調節形式。. 智能本質的看法，便會對其成就相關歷. Pelletier等人認為教練可能會同時使用. 程與結果產生明顯而深刻的效應. 自主支持與具控制風格的訓練方式，亦. （Dweck & Molden, 2005），因此，若. 即棍子與胡蘿蔔雙管齊下。同樣地，本. 要培養學生面對成就情境時具備適應性. 研究的受試者可能亦知覺到老師的教學. 的因應風格，根本之道或許在於營造自. 風格乃自主支持與控制傾向兼而有之。. 主支持的學習氛圍，扭轉其信奉實體論. 然而，由於本研究並未測量學生所知覺. 的傾向。. 到教師的控制傾向，因此，無法將教師. 在自主支持對課業逃避策略的間. 自主支持與控制行為兩者間可能存有的. 接效果方面，圖4證實自主支持會藉由. 共同變異控制住，以致出現自主支持正. 自主動機等中介變項，間接影響逃避策. 向預測受控制動機這樣的結果。日後的. 略的使用。不過從表4可知，自主支持. 研究若能將學習情境中的自主支持與控. 經由三種中介變項對三類逃避策略的間. 制行為同時納入探討，當有助於我們更. 接效果其方向性並未一致。亦即自主支. 精確、細緻地了解課室情境對學生的自. 持經自主動機與智力實體論對三種逃避. 我調節風格所可能產生的影響。. 策略具負向的間接效果；然而，自主支. 圖4亦顯示教師自主支持對智力實. 持若是經由受控制動機的中介，則對三. 體論具顯著負向效應。自主支持的教學. 種逃避策略皆有正向的效果。會出現這. 風格含括了同理學生的情感、提供選擇. 樣的現象，主要還是因為前述教師自主. 及減少使用引發罪咎或羞恥感的策略. 支持對受控制動機具正向效果之故。因. （Vansteenkiste et al., 2005）；擁有這類. 為受控制動機正向預測三種逃避策略，. 自主支持的學生不會感覺到必須勉力符. 導致自主支持經由受控制動機會對三種. 合教師的期待，以贏取讚美或表揚這樣. 逃避策略產生間接的正向效應。前述曾. 的壓力；他們不需戮力達成某些特定標. 提及，學生可能知覺到課室情境中同時. 準，好證明自己的智能。也因此，這些. 存在「愛的教育」（自主支持）及「鐵. 學生比較不會成為相信智能是一種固定. 的紀律」（控制傾向的教學風格），致使. 特質的實體論者。此一發現證實本研究. 關於教師提供自主支持的知覺亦摻雜了. 的假設：在課室情境中提供自主支持應. 學習活動的某些面向受到控制的感受，. 能降低學生抱持智力實體論的傾向，進. 也就是學生可能經歷「恩威並施」的教. 而減少其運用逃避策略來保護自尊的可. 學情境。但是由於教師的控制傾向在本.

(29) 國中生使用逃避策略相關因素徑路模式之檢驗. 139. 研究中未能予以控制，是以出現了自主. 學校中的教師亦對學生所抱持的智力內. 支持在經由受控制動機中介後，對三種. 隱理論具有舉足輕重的影響：若是能在. 逃避策略具正向間接效果這種與SDT的. 學習環境中得到教師的自主支持，將可. 主張有所出入之情形。但若以表4所列. 能改變學生認定智能乃固定不變之特質. 各徑路之效果而言，依舊以經由自主動. 的看法。. 機此一中介變項之影響最大，SDT關於. 雖然本研究的發現對教育實務工. 「自我決定動機乃是存在於人際環境中. 作提供了重要的參考，一些研究上的限. 之自主支持，與個體調適狀況間之中介. 制仍有待未來相關研究加以突破。首. 變項」的論點（d’Ailly, 2003; Soenens. 先，本研究之研究目的在於比較僅以自. & Vansteenkiste, 2005; Vansteenkiste et. 我決定論為依據所建構的模式，與加入. al., 2005），在此仍相當程度獲得印證。. 智力實體論後之模式，何者與觀察資料. 三、對教育實務工作的啟示與未來相關研究之建議. 較為適配？研究者因為前述種種考量，並未主張AIC指數較低之模式一為適配情形較理想之模式。研究架構採相競模. 從上述的研究發現可知，學生所. 式取向，卻未以相競模式指標為主要判. 知覺到教師自主支持對其個人自主動機. 準，乃本研究的限制之一。日後類似架. 具有非常高的解釋量，反映出臺灣青少. 構的研究，應可採巢狀模式進行檢驗，. 年的自我調節風格極大程度地能從學習. 如此則不須涉及相競模式指標。其次，. 環境中所提供的自主經驗獲益：當老師. 本研究在潛在變項的測量指標部分，各. 能夠試著以學生的眼光看待事情、重視. 量表均統一以探索性因素分析強制抽取. 學生的需要、提供選擇權並鼓勵他們實. 三個因子，亦即每個潛在變項皆根據因. 驗各種學習方式，學生的學習行為便會. 素分析結果分為三包，此一方式導致三. 出於學習活動內在所蘊涵的樂趣，或是. 個小包不具相等變異及測量誤差。未來. 對該活動的高度認同。此外，關於自主. 的研究可以改採隨機方式打包，俾使測. 支持對於智力實體論具有顯著負向效應. 量指標間具有相近的變異及測量誤差。. 的發現，亦十分值得重視。絕大多數關. 第三，本研究專注於探討學習情境中教. 於智力內隱理論如何受社會化歷程影響. 師所提供之自主支持與國中生使用課業. 的研究，都將焦點擺在家長的教養方式. 逃避策略間之關係，然而，青少年階段. 如何形塑子女內在對於智能所持的看法. 的孩子非常重視同儕關係，也因此格外. （ Dweck & Lennon, 2001; Grolnick,. 在意同儕如何看待自己（Berndt, 1979;. 2001），本研究則點出了在家庭之外，. Coleman, 1961）；換言之，這個階段的.

(30) 140 教育與心理研究 32 卷 1 期. 學生很可能會在同儕面前，更傾向於使用逃避策略來保護顏面（ Urdan & Midgley, 2001）。未來的研究若能同時探究同儕的影響，將大為增進我們對於社會情境相關因素與逃避策略間關係的了解。第四，除了課業逃避策略外，智力內隱理論與自我決定動機也可能會引發個體在面對成就情境時特定的情緒，例如，增加論信念與自主動機可能延長個體在學習時的愉悅情緒；而實體論與受控制動機則容易促發焦慮感（Lewis & Sullivan, 2005）。目前有關這方面的探究仍十分稀少，若能將探討的觸角延伸至情緒面向，將有助於我們理解動機與情緒之間的連結機制。最後，由於本研究採問卷調查方式進行，僅在施測時測量受試者對於課業逃避策略的使用情形，若個體的逃避行為會受到社會情境的影響，則縱貫研究法應更能捕捉知覺到人際情境中的自主支持與使用逃避策略間可能存在的動態關係；具體而言，此一研究方式應能更精細地檢視不同時間點的情境對於學生的逃避傾向可能產生的效應，相信這類的研究將在如何營造促進自主動機與適應性學習組型發展的課室情境此一課題上，提供重要洞見。. 參考文獻向天屏（2001a）。自我跛足策略的理論基礎及其對教學的啟示。教育研究資. 訊，9，1-24。向天屏（2001b）。國小學生使用自我跛足策略之研究。國教學報， 13 ， 211250。行政院主計處、行政院青年輔導委員會（1997）。中華民國：臺灣地區青少年狀況調查報告。臺北市：作者。余文秀（1986）。學生不向老師問問題之原因的因素分析。國教世紀，21，1620。余民寧（2006）。潛在變項模式：SIMPLIS 的應用。臺北市：高等教育。杜宜展（1996）。國小學生發問行為及其相關因素之研究。國立臺灣師範大學教育心理與輔導研究所碩士論文，未出版，臺北市。邱皓政（ 2003 ）。結構方程式模式： LISREL 的理論、技術與應用。臺北市：雙葉書廊。張蕊苓（1999）。兒童學習動機內化歷程中的影響因素探討。國立花蓮師院學報，9，33-60。陳嘉成（2002）。成就目標、行動控制取向與數學能力知覺對國中生數學學習行為組型之關係研究。教育與心理研究，25，629-656。崔珮玲（2003）。青少年生活壓力、人格特質對其身心健康影響之研究。中國文化大學生活應用科學研究所碩士論文，未出版，臺北市。黃芳銘、楊金寶、許福生（2005）。在學青少年生活痛苦指標發展之研究。師大學報：教育類，50，97-119。程炳林（2003）。四向度目標導向模式之研究。師大學報：教育類，48，15-40。趙柏原（2001）。我應該求助嗎？國中學生英語科課業求助行為相關因素之研究。國民教育研究集刊， 9 ， 153171。.