卷 46 期 1 (2013)的圖

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課業壓力對高職機械科學生因應策略之關係：以認知評估為中介效果

The Relationship of Academic Stress and Coping Strategies in the Mechanical

Engineering of Vocational Senior High Schools:

The Mediated of Cognitive Appraisal

陳清檳、郭姿吟、陳佳妏、張仁家* 國立彰化師範大學工業教育與技術學系 *國立臺北科技大學技術及職業教育研究所

Chin-Pin Chen, Tzu-Yin Kuo, Chia-Wen Chen, Jen-Chia Chang*

National Changhua University of Education Department of Industrial Education and Technology *National Taipei University of Technology Institute of Technological and Vocational Education

摘要

本研究旨在探討課業壓力和壓力因應策略的關係，並確定認知評估在課業壓力管理模式的中介效果。為達研究目的，本研究採問卷調查法進行實證研究，並使用自編之課業壓力、認知評估與因應策略等量表進行研究，研究對象係以九十九學年度高職工業類機械科日間部一至三年級學生，共發放問卷 1,850 份，回收 1,719 份，刪除無效問卷 69 份，取得 1,650 份有效問卷，問卷回收率為 92.8%。資料回收後，採結構方程模式（Structural Equation Model， SEM）探討變項之間的關係。研究結果證實課業壓力與認知評估、認知評估與因應策略皆有 直接效果影響，而課業壓力會透過認知評估對因應策略有部分中介效果。

關鍵字：課業壓力、認知評估、因應策略

Abstract

The purpose e of this study was to explore the cognitive appraisal towards a model of academic stress management among mechanical students in vocational high schools . Through literature review and pre-test, a questionnaire was developed with sufficient reliability and validity. Out of 1, 850 issued questionnaires ,a total of 1,6 50 were returned valid , with a return rate of 92 .8%. The analyses used were AMOS. The findings were （1） Academic stress and cognitive appraisal towards coping strategies as expressed by students are significantly different; （2） Academic stress towards cognitive appraisal and cognitive appraisal towards coping strategiesas expressed by students are significantly different; （3） The effects of academic stress are mediated by cognitive appraisal.

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壹、前言

青少年在心理發展上從追求安全感的兒童期進入獨立自主的成年期，處於自我認同與自我概念的統整階段，社會發展也開始扮演越來越多的角色（Ashford, Lecroy, & Lortie, 1997）。而許多教育制度的變革原本希望能減輕青少年的課業壓力，但卻使得青少年覺得更加無所適從，而引起青少年不快樂最主要的壓力源，都是來自學校的學習壓力（王蓁蓁，2000；李錫津，1998；林麗玉，2008）。面對父母的期望、自我的期許與學校課業及補習的增多，對青少年形成一股強大的壓力（吳明隆、陳昭彬，1995；林麗華，2002）。也由於心理、生理和社會方面的改變，使得青少年是最有壓力的時期（Wodarski & Harris, 1987）。

過去探討壓力時，多採取刺激取向與反應取向，忽略個體與環境間的互動關係，故Cox （1978）提出互動取向說明壓力是個體對壓力源做認知評估後所產生的主觀感受，壓力可說是個體與環境互動的結果，並不是所有個體在相同的刺激下，都會產生壓力反應（Ivancevich & Mattson, 1980）。而部份研究探討個體面臨壓力時所採用的因應策略，大部分都著重於壓力與因應間的關係，及壓力與評估的探討。Lazarus和Folkman（1984）的壓力因應模式，提到認知評估是一種評估壓力的心理歷程，影響因應策略採用的因素，但是對於在課業壓力中，認知評估的中介角色還尚未被提及，且許多實驗性的研究中發現，當個體對壓力的評估改變，會直接改變其因應反應（Holmes & Houston, 1974； Neufeld, 1976）。在王慧豐（2009）、梁恩慈（2009）、楊靖芸（2009）等人的研究中都證實，當個體依照評估越好的心理經驗，越能以正向積極的態度去面對壓力，因此探討面對課業壓力時心理困擾情形，會透過認知評估對後續因應行為產生部分影響是必要的。本研究主要目的為探討課業壓力和壓力因應策略的關係，確定認知評估在壓力管理模式的中介效果。當個人感受到壓力刺激而引發一系列生理或心理反應時，若使用不良的因應策略，會造成個體功能上或組織結構上的損害，產生憂鬱、敵意甚至是自殺行為（Price, 1985；吳英璋，1994）。本研究從多方面的壓力源統整出課業壓力來源，經由發展與驗證壓力管理模式之理論，發展出課業壓力管理模式，協助青少年面對課業壓力時，運用認知評估，提升其因應能力，進而增進青少年族群抗壓能力，而青少年族群在校園中遭遇壓力時，通常會尋求教師、護理老師或輔導人員的協助，若教育工作者與相關輔導單位更清楚了解青少年的課業壓力來源、認知評估及課業壓力因應模式，定能彰顯相關人員的角色功能，提供適當與適時的協助，預防青少年採取負面消極的因應方式，而對研究者來說，本研究結果對於過去的壓力人格理論及壓力因應模式，經由實證探討，測試其對課業壓力的適配性，發展出更完備的壓力因應模式與理論架構。

貳、理論背景與研究假設

本研究旨在探討課業壓力和壓力因應策略的關係，並確定認知評估在壓力管理模式的中介效果。根據先前文獻，本研究建構出課業壓力管理模式，假設課業壓力與課業壓力因應策略、認知評估與課業壓力因應策略具有直接效果存在，且認知評估對課業壓力及課業壓力因應策略會產生中介效果。

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3 一、課業壓力管理模式 針對壓力管理的研究主要有三大模式，一是Hill（1958）提出的ABC-X壓力管理模式，認為當個體在面臨壓力事件時，會將影響個體的內在及外在壓力源（A），依照個體所擁有的優勢或支持力量（B），提出個體對壓力事件的看法或詮釋（C），最後個體選擇採取不同的因應策略（X）以恢復個體原有的身心平衡。其二為Ellis（1979）所提出A-B-C壓力人格理論，經由實證研究發現，壓力事件（A）的發生將會激化個體的情緒感知（B），而此情緒感知又會增加個體對壓力的知覺，進而影響個體所採取的因應策略（C）。第三是Lazarus與Folkman（1984）的壓力因應模式，強調認知評估的歷程，即個人主觀知覺會影響其對壓力事件的詮釋，個體將根據認知評估之結果來擇定因應壓力的策略。本研究主要探討認知評估在高職學生課業壓力管理模式中之作用，認知評估為學生心理困擾程度的知覺感測，因應策略為學生採取因應課業壓力之方式，探討以Hill（1958）的壓力管理模式為基礎，採用Ellis（1979）人格理論中個體對壓力事件詮釋的想法與觀點，以及Lazarus 與Folkman（1984）壓力因應模式的認知評估構面，以「課業壓力」、「認知評估」與「課業壓力因應策略」三個變項合併成為本研究所指稱之「課業壓力管理模式」。圖 1 研究架構圖 二、課業壓力因應策略

Lazarus & Folkman（1984）認為因應是個體面臨壓力時的反應，以及和環境互動過程中不斷評價、再評價，並調整認知和行為，以有效管理內外在超過個人資源及負荷的要求，進而減緩壓力。而不同人格因素對壓力來源及因應方式亦有所不同（ Kivimaki,1997 ； Vollrath,2001）。Gerrig & Zimbardo（2005）根據因應目標提出兩種壓力因應策略，一是問題焦點取向，當個體面對壓力情境時，會整合各項資源進行問題解決。其二是情緒焦點取向，個體會藉由情緒上的紓解，減輕心理的不適感，而非針對壓力事件進行處理（Folkman et al.,1986；黃惠惠，2002；陳珮娥、湯玉英，2005；王春展、潘婉瑜，2006）。個體會以自己的方式來調適因壓力出現所帶來的焦慮與不安，由於個體因應的壓力來源不同，便會有不同的因應策略。 三、課業壓力 壓力是指個體面對外在環境要求和環境變化時，在生理或心理上感受到威脅的緊張狀態，使人在情緒上產生不愉快的感受（張春興，2009）。而學生所感受到的壓力，大部分來自

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於學校，包括個人自我期許及學校中同儕關係、家長及師長期望（D'Aurora & Fimian,1988）。在面對課業壓力的情況中，學生因為自我期許過高或信心不足，而感受到課業壓力與挫折感，產生逃避想法（Kaplan et al.,2005）。而家長在教導孩子學習過程中，則多責備少鼓勵，常拿子女成績與他人比較，子女便感受到過度的家長壓力（劉寶， 2003 ； Burnett & Fanshawe,1997）。最後，教師對於學生在課業學習及生活事務學習上都有極大影響力，當彼此互動不良，教與學需要磨合時，學生便會知覺到來自教師方面的壓力（周巧芳，2005；Kaplan et al.,2005）。林峰聖（2009）針對國中生課業壓力及學習成就之相關研究中，將課業壓力定義為學生在學校課業學習上，因父母期望、師長期望與自我期許過高，而自己的課業成績無法表現符合他人與自身之期望時，所產生的心理壓力，故本研究以「父母期望」、「師長期望」及「自我期望」三個構面代表學生所感受到的課業壓力來源。根據 Finn（1972）對期望的定義，個體對他人或自己所形成的意識或潛意識評價，所導致個體視該評價為標準，期許自己的言行表現必須與他人及自身期望呈現一致的態度。當他人與自我對課業成績的期望越高，個體所感知到的壓力程度亦相對較高（ Rebecca & Vivien,2006）。且 Lazarus 與 Folkman（1984）認為因應是個體面臨壓力時的反應，以及和環境互動過程中不斷評價、再評價，並調整認知和行為，以有效管理內外在超過個人資源及負荷的要求，進而減緩壓力。而個體面臨不同來源與不同類型的壓力時，其情緒與行為反應也會有所不同（Dunkel-Schetter,DeLongis & Gruen,1986）。故本研究推論課業壓力對課業壓力因應策略具有直接效果存在，因此研究假設為： H1.課業壓力對課業壓力因應策略具有直接效果。 四、課業壓力與認知評估 心理學家Ellis於1980年代提出情緒治療法，強調認知的重要性，他認為壓力及不好的情緒之所以產生，端賴於個體對壓力事件的解讀或想法所造成。Lazarus與Folkman（1984）也認為壓力是一種個體與環境互動之後的結果，當評估此一關係對其所造成負荷，不是個體的內部資源所能應付，且危及個人福祇、身心健康，主張個體必須將認知、經驗與外在環境不斷地互動才能達到平衡，特別強調個體對壓力的認知評估會影響壓力的產生與否。而個體對於構成壓力的刺激情境，會由於個體對壓力的認知不同而有不同考量，進而產生殊異的因應方式（Folkman, Lazarus, Greun,& DeLongis,1986；Lazarus & DeLongis,1983； Lazarus & Folkman,1984；Maureen,et al.,2011）。故本研究推論課業壓力對認知評估具有直接效果存在，因此研究假設為： H2.課業壓力對認知評估具有直接效果。 五、認知評估與課業壓力因應策略 Lazarus和Folkman（1984）的壓力因應模式中提出個人因素與情境因素會影響個體的認知評估，且個體會依認知評估採取因應策略。認知評估對於因應策略而言，是一項重要的決定因素，即認知評估與許多因應策略的向度確實具有顯著相關存在（Carver & Scheier, 1994； Ptacek, Smith & Dodge, 1994； Stone & Neale, 1984）。而個體在一個自覺可以控制的情境中，通常會採取問題焦點因應策略，在自覺無法控制的情境中，則使用較多的情緒焦點因應策略（林頡翔、李思賢、范巧逸，2009；Moos,1984； Lerman,& Glanz,1997）。故因應策略經常發生於認知評估後，當個體發現對具有傷害性、威脅性、挑戰性的環境狀況易於改變時，便會

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選擇問題焦點因應策略，針對問題尋找解決辦法；而當個體發現無法改變時，則會企圖減少壓力的衝擊、處理情緒上的痛苦，選擇情緒焦點因應策略（王慧豐，2009），當個體對壓力的評估改變時，會直接改變其因應策略（Holmes & Houston, 1974； Neufeld, 1976）。故本研究推論認知評估對課業壓力因應策略具有直接效果存在，因此研究假設為： H3.認知評估對課業壓力因應策略具有直接效果。 六、認知評估的中介效果 據Ellis（1979）提出的壓力人格理論，發現當壓力事件發生時，該事件本身是客觀的，並不能直接引發情緒，唯有個體對事件的主觀詮釋才是產生情緒的主要因素。Folkman與 Lazarus（1984,1985）所提出的壓力理論，視壓力因應為一種不斷的在認知上改變或行為上努力的過程，主張壓力與因應皆是認知評估後的結果。認知評估是一種評估壓力的心理歷程，且對個體後續採用的因應策略將造成影響。個體會透過認知評估歷程，主動詮釋壓力事件對其影響，在心理層面判斷此壓力對自身的威脅性，再決定如何因應（徐儷瑜，2007；賴文璇， 2007，Elisa & Karen,2008；Thomas,Marija & Norman, 2009）。而當個體面臨壓力事件時，會以壓力情境所造成的傷害作為心理評估的基礎，對此壓力事件產生初級知覺，包括：傷害評估、威脅評估及挑戰評估三種類型（Andrea & Anne, 2001； Lazarus,1993； Nicolas, et al., 2009；Tracy & Andrew, 2006）。

在課業壓力管理模式中，傷害評估指的是當個體面臨壓力事件時，對個體造成傷害，如權益被剝奪、疾病纏身等，將會引發個體的憤怒、厭惡、失望與消極難過等情緒。威脅評估則是傷害尚未發生，但個體預期傷害可能發生，並且此傷害發生與否都將造成個體在心理層面產生恐懼、焦慮與傷心情緒（Andrea & Anne, 2001；Lazarus,1993； Nicolas, et al. ,2009； Tracey & Andrew, 2006）。最後，挑戰評估指的是，當自己可以面對逆境，甚至將壓力事件視為一種挑戰，預想自己將能善用既有資源與人際網絡之支持系統，來降低壓力對自身造成的傷害、減少威脅，進而促進自身解決問題的能力（Nicolas, et al., 2009），當其對壓力源的評估越正向，越能積極正向的面對問題，則心理層面的困擾情形也會越少（李俊青，2007；楊荏婷，2008；王慧豐，2009；梁恩慈，2009）。這也意指在青少年面臨課業壓力時，認知評估的三個面向及兩種課業壓力因應策略間，分別具有中介效果存在，根據以上理由，故本研究假設為： H4.課業壓力會透過認知評估對課業壓力因應策略產生影響。

參、研究方法

一、研究對象 本研究架構的資料是從2011年4月至2011年6月間，採叢集抽樣方式，先算出樣本在母群中之比例，再依比例隨機抽取出北部2所、中部8所，南部4所，東部1所，共計15所學校之國立高職機械科日間部一至三年級學生作為受試對象，採紙本寄發問卷方式進行。受試者會被問及他人對自己的課業期望情形、面臨課業成績低落的情形時的心理困擾狀態及用來因應課業壓力之策略的問題，針對每個問題，受試者都被要求選擇最適合的敘述，有效問卷共計1650份，受試者的背景分析結果如表1所示。

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6 表1 正式樣本背景資料背景變項變項名稱人數百分比（%）性別男 1,598 96.8 女 52 3.1 年級一 541 32.8 二 585 35.4 三 524 31.7 學校地區北部 237 14.4 中部 899 54.5 南部 412 24.0 東部 102 6.2 成績排名前10% 354 21.4 前25% 422 25.6 前50% 411 24.9 後50% 463 28.0 父母教育程度國中（含）以下 262 15.9 高中（職） 881 53.4 專科 273 16.5 大學 170 10.3 研究所（含）以上 64 3.9 父母職業專業、主管人員 293 17.7 半專業人員 152 9.2 事務性工作人員 263 15.9 技術、半技術工與服務人員 746 45.2 農民與非技術工 196 11.9 每月家庭總收入每月五萬（含）以下 761 46.1 每月五萬零一至十萬（含） 691 41.9 每月十萬零一至二十萬（含） 140 8.5 每月二十萬零一以上 58 3.5 二、信度與效度分析

選擇測量的題項須涵蓋欲測量之議題及概念，才具有內容效度（Ranjit & Kumar,2000），故本研究的題項主要是採用先前的研究，「課業壓力量表」係參考Rebecca & Vivien（2006）針對亞洲中等學校的學生所發展出來的「課業期望壓力量表（AESI）」、洪文婷（2009）設計的「大學生知覺父母期望量表」、以及張雨子（2007）參考相關資料編製而成之「教師期望量表」。「認知評估量表」係以紀怡如（2002）針對國中生依附關係、壓力知覺與因應策略之相關研究中，參酌相關研究結果編製而成之「認知評估量表」，以及楊靖芸（2009）編製之「社交情境認知評估量表」。「因應策略量表」係參考Ward, Raymond & Verena（2000）針對大學生

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的學習動機、學習表現、課業壓力與因應之關係所編擬之“SCOPE scale＂，以及Jennifer, Bruce, Martha, Alexandra & Heidi（2000）以青春期學生為研究對象所發展之“Stress Questionnaire Scales＂，並依據本研究之目的修訂，再進行專家效度審查而成。本研究對各題項使用李克特式量表（從1到5），代表完全不同意到完全同意。本研究為瞭解問卷的效能，對新北市、南投縣與高雄市各一所，共計三所學校之機械科日間部一至三年級學生進行小規模的預試，共發出345份問卷，回收330份問卷，回收率達 96%，完成後進行輸入電腦建檔，以SPSS18.0 FOR WINDOWS版的套裝軟體進行項目分析、信度分析，以及利用AMOS17.0版軟體進行驗證性因素分析。本研究經項目分析與因素分析後，將不適切的題項予以修正或刪除後，在「課業壓力」下「父母期望」、「師長期望」與「自我期望」之組和信度與平均變異抽取量分別為.7756、.7890、.8562及.4688、.4945、.5991；在「認知評估」下「傷害評估」、「威脅評估」與「挑戰評估」之組和信度與平均變異抽取量分別為.8520、.7139、.7822及.5933、.4549、.5647；而「因應策略」中「問題焦點」與「情緒焦點」之值分別為.8612、.5629及.5611、.3122，其觀察變數全數皆超過.50，且於t檢定時顯著，而組和信度及平均變異抽取量，多數亦大於.60及.50，表示觀察變項其能有效反應其潛在變項的特質，故整體而言，此三量表模式之聚斂效度尚可。

為求量表具有良好之內部一致性，本研究採Cronbach's alpha係數法，並依據Hair etal. （2006）提出之理論，認為Cronbach's alpha係數值應在.70以上方具有可靠性。將刪題後所剩之題項進行分量表與總量表之內部一致性信度分析，顯示「課業壓力」、「認知評估」及「因應策略」等變項的Cronbach'sα值分別為.894、.810及.858，皆大於.70以上，表示具有良好信度。

肆、結果分析與討論

利用問卷調查所收集到的資料進行統計分析，首先對資料特性分析的部分，進行描述性統計分析，採用SPSS（Statistical Package for the Social Science）18.0版本統計套裝軟體，以說明各聚合變數的平均數、標準差等分布情形，並進行常態性檢定與共同方法變異的分析。而在自變項、中介變項與依變項的關係分析上，將運用結構方程模式（Structural Equation Model，以下簡稱SEM）分析，分析策略係運用模式生成策略（Chin & Todd, 1995； Ting & Yu, 2010 ； Yu, Lu & Liu, 2010），首先分別檢視課業壓力、認知評估與因應策略等主要效果的影響，再進一步檢視認知評估是否有中介課業壓力與因應策略之間的關係，最後以統合模式檢視整體之理論架構。 一、測量模型 測量模式之偏態及峰度摘要如表 2 所示，各量表觀察變項的偏態值介於-.190 到-.725 之間，峰度值則介於.318 到-.239 之間，依據 Kline（1998）的意見，偏態絕對值均小於 3，峰度絕對值均小於 10，即可視為常態資料，顯示受試者在各題目反應的集中與分散趨勢頗為一致，並無特殊偏離值，顯示觀察變項之態勢與峰度對使用常態分配的估計法影響不大。

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8 表 2 各研究變項與構面之平均數與摘要項目平均數標準差偏態峰度課業壓力 1父母期望 13.318 3.307 -.411 .096 2師長期望 14.344 3.688 -.725 .116 3自我期望 13.984 3.480 -.626 .163 認知評估 1傷害評估 12.971 3.054 -.190 .008 2威脅評估 10.108 2.397 -.260 .318 3挑戰評估 9.739 3.039 -.301 -.239 因應策略 1問題焦點 17.591 4.368 -.474 .194 2情緒焦點 10.166 2.620 -.234 .116 然而本研究已於預試樣本進行驗證性因素分析，因此在正式樣本分析部分，便直接進行正式樣本之整體題項的驗證性因素分析。在整體模式之內在品質，各潛在變項的因素負荷量介於.518~.883之間，因素負荷量皆大於.50（指標信度良好之標準），建構信度皆高於.60（建構信度良好之標準），故各潛在變項的觀察變項之解釋變異量非常理想。平均變異抽取量為.418~.665之間，除了自我期望與威脅評估小於.50之外，其餘的值皆高於判別標準之臨界值.50，故在整體模式下，觀察變項依舊能有效反應其潛在變項的特質，即聚斂效度良好，結果如表3所示。表3 正式樣本量表所有觀察變項與潛在變項之信度與平均變異數抽取量表潛在變項觀察變項因素負荷量 R² 建構信度平均變異抽取量家長期望 1 .832 .693 .810 .524 2 .826 .682 3 .518 .268 4 .670 .449 師長期望 5 .755 .569 .833 .556 6 .772 .596 7 .690 .477 8 .773 .597 自我期望 9 .839 .704 .786 .485 10 .742 .551 11 .551 .304 12 .620 .384

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9 表3 正式樣本量表所有觀察變項與潛在變項之信度與平均變異數抽取量表潛在變項觀察變項因素負荷量 R² 建構信度平均變異抽取量傷害評估 1 .766 .587 .870 .628 2 .852 .726 3 .859 .738 4 .680 .462 威脅評估 5 .660 .436 .683 .418 6 .638 .407 7 .642 .412 挑戰評估 8 .725 .526 .855 .665 9 .865 .748 10 .849 .721 問題焦點因應 1 .728 .530 .895 .633 2 .783 .613 3 .697 .485 4 .873 .762 5 .883 .779 情緒焦點因應 6 .591 .349 .775 .540 7 .860 .739 8 .731 .534 表4 正式樣本區辨效度表研究變項 1 2 3 4 5 6 7 8 課業壓力 1父母期望 .524 2師長期望 .40 .556 3自我期望 .44 .64 .485 認知評估 4傷害評估 .18 .21 .25 .628 5脅評估 .09 .06 .09 .37 .418 6挑戰評估 .18 .33 .30 .11 .01 .665 因應策略 7問題焦點 .17 .28 .29 .10 .34 .06 .633 8情緒焦點 .14 .21 .20 .09 .26 .04 .59 .540 表4中，將正式樣本各量表的驗證性因素分析之平均變異抽取量填入此表，發現有部分構面與構面間之相關較高，Fornell與Larcker（1981）提議檢查各構念內的AVE是否大於各構念間的決定係數，以檢驗區辨效度。假如構念間的決定係數（R2_{）（i.e.,共同分享變異量）小於} 個別構念的AVE（扣除獨特誤差的變異量），即顯示出個別構念內部的相關大於個別構念間之

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10 決定係數（較嚴苛）或相關係數，構念間就具有區辨性，即區辨效度良好。 二、結構模型 該結構模型包括非標準化參數、標準誤、t值、R²及標準化參數值，統計結果如下。表5 顯示，課業壓力對因應策略具有直接效果，其係數為.623，R²為.388，表示課業壓力可以解釋認知評估達38.8%的變異量，且課業壓力對認知評估之t值為21.349，表示課業壓力對因應策略之直接效果達顯著，因此，支持H1。此結果顯示課業壓力對因應策略具有正向且直接的影響力，顯示課業壓力程度愈高，其採用因應策略的方式將愈趨向以問題解決為策略之因應方式，而當學生對自己的課業成績表現抱持著愈高度的期望時，其所知覺到的壓力程度亦相對較高。除此之外，在適度的自我期望壓力之下，有助於學生在課業成績表現的提升（Akbar,Ashutosh&Abid,2008）。課業壓力對認知評估具有直接效果，其係數為.702，R²為.493，表示課業壓力可以解釋認知評估達49.3%的變異量，且課業壓力對認知評估之t值為25.151，表示課業壓力對認知評估之直接效果達顯著，正因為如此，H2獲得支持，如表6所示。此結果證實課業壓力對認知評估具有直接效果，表示當青少年因他人與自身期望產生課業壓力知覺時，其所感知到的壓力程度將促使其心理評估依據自身之信念與價值觀產生不同的詮釋，其中以「自我期望」解釋「課業壓力」為最大部分（.92），「認知評估」部分，則以「傷害評估」（.84）為最大解釋量，即在承受著課業壓力時，青少年的認知評估會知覺因其而受到傷害的情緒困擾反應最為常見，當青少年無法達成自我要求卻容易使學生在心理方面產生受傷的感覺，進而影響其各方面的學習表現（Akbar, Ashutosh & Abid, 2008； Mahbobeh, Noriah & Amla, 2010；Maureen, Liliana, Anna, Anika, & Alissa, 2011；Thomas, Marija & Norman, 2009）。表7顯示，認知評估對因應策略具有直接效果，其係數為.369，R²為.136，表示課業壓力可以解釋認知評估達13.6%的變異量，且課業壓力對認知評估之t值為12.655，表示課業壓力對認知評估之直接效果達顯著，H3獲得支持。經結構方程式分析顯示，以「傷害評估」解釋「認知評估」為最大部分（.85），「因應策略」部分，則以「問題焦點因應」（.93）為最大解釋量。當學生面臨課業壓力時，其對壓力事件的認知評估將會影響其選擇因應策略，由於課業成績低落，學生會感覺受到傷害的反應，為較普遍的心理困擾現象，而會覺得自己有信心能解決課業壓力困境的認知評估，則高於因課業壓力而感到威脅、進而害怕受到懲處的評估結果（Maureen, Liliana, Anna, Anika, & Alissa, 2011；Thomas, Marija & Norman, 2009），也就是說當個體對壓力的評估改變時，會直接改變其因應反應（Holmes & Houston, 1974 ； Neufeld, 1976）。

表5 課業壓力對因應策略直接效果模式參數估計摘要表參數非標準化參數標準誤 t值 R² 標準化參數值父母期望 .738 .022 33.844*** .522 .878 師長期望 1.000 -- -- .771 .722 自我期望 .978 .022 44.923*** .828 .910 問題焦點因應 1.965 .065 30.315*** .909 .953

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11 情緒焦點因應 1.000 -- -- .655 .809 課業壓力→因應策略 .408 .019 21.349*** .388 .623 ***p<0.001 表6 課業壓力對認知評估直接效果模式參數估計摘要表參數非標準化參數標準誤 t值 R² 標準化參數值父母期望 .753 .022 34.296*** .532 .729 師長期望 1.000 -- -- .754 .869 自我期望 .995 .022 46.163*** .838 .916 傷害評估 1.074 .032 33.379*** .706 .840 威脅評估 .691 .026 26.151*** .474 .689 挑戰評估 1.000 -- -- .618 .786 課業壓力→認知評估 .524 .021 25.151*** .493 .702 ***p<0.001 表7 認知評估對因應策略直接效果模式參數估計摘要表參數非標準化參數標準誤 t值 R² 標準化參數值傷害評估 1.000 -- -- .773 .879 威脅評估 .572 .024 24.233*** .411 .641 挑戰評估 .886 .033 26.952*** .613 .783 情緒焦點因應 1.000 -- -- .675 .821 問題焦點因應 1.906 .059 32.191*** .882 .939 認知評估→因應策略 .296 .023 12.655*** .136 .369 ***p<0.001 由圖2及表8可得知，課業壓力透過認知評估對因應策略產生的間接影響，卻未達顯著水準（課業壓力→認知評估=.70；認知評估→因應策略=.01），其間接效果數值為.009，表示課業壓力透過認知評估影響因應策略的中介作用，係屬於部分中介的結果。本模式對因應策略的效果，大部分為課業壓力所解釋。故本模式並非完全中介模式，即課業壓力透過認知評估影響因應策略的中介作用，係屬於部分中介的結果。如同預期，在課業壓力管理模式中，發現學生在面臨課業壓力時，由於課業成績低落而感覺受傷害的情緒反應，其決定採取針對問題進行解決的方式，係一課業壓力透過認知評估對因應策略產生影響的歷程，具有部分中介的效果（Carrie & Scott, 2011； Maureen, Liliana, Anna, Anika, & Alissa, 2011；Rebecca, Lionel, Christophe, Julien-Daniel & Serban, 2009 ； Ruby, Christy, Celeste & Janine, 2009），即在課業壓力管理模式中，學生對課業壓力的認知評估愈傾向有自信處理，則能減少課業壓力帶來的傷害與威脅，其所採取的因應策略亦將趨向於針對問題設法加以解決，而非以轉移目標或消極逃避的方式因應（Nicolas et al., 2009）。

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12 表8 認知評估中介效果模式參數估計摘要表參數非標準化參數標準誤 t值 R² 標準化參數值自我期望 1.000 -- -- .837 .915 父母期望 .757 .021 35.509*** .531 .729 師長期望 1.008 .021 47.497*** .757 .870 傷害評估 1.000 -- -- .695 .834 威脅評估 .649 .024 27.191*** .475 .689 挑戰評估 .945 .028 33.652*** .627 .792 問題焦點因應 1.000 -- -- .892 .945 情緒焦點因應 .516 .014 36.128*** .650 .806 課業壓力→認知評估 .563 .021 27.365*** -- .704 課業壓力→因應策略 .724 .045 16.096*** -- .572 認知評估→因應策略 .021 .058 .354 -- .013 ***p<0.001 圖2 認知評估中介效果圖

伍、結論與建議

一、結論 研究結果發現在課業壓力及認知評估構面皆與因應策略具有直接效果存在，此點與過去文獻所述相同，驗證了Lazarus和Folkman（1984）所提出的壓力管理模式之理論，且本研究也發展出課業壓力管理模式與適配的架構，該結果為壓力研究中的一個新發現。其中課業壓力對因應策略具有正向且直接的影響力，顯示對就學時期的青少年而言，給予適度的期望能影響其有良好的學習結果，若能夠達成此一目標，除了不致辜負重要他人的期望，青少年自己亦能因為良好的表現而達成預期中的目標（Grace, Yeung, & Daniel, 2010；Mahbobeh, Noriah,

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& Amla, 2010；Rebecca, Vivien, & O.Randall, 2007；Vivien, See, Rebecca & Har, 2008）。而學校的老師或家中父母是此階段不可或缺的重要他人，應使其在各方面有更廣泛的表現與學習，避免給予過度的期望壓力。而有關課業壓力對認知評估有顯著的結果，證實課業壓力是學生面對刺激事件時經由認知判斷所產生的，學生的認知評估便成為該事件是否構成壓力的關鍵因素（賴文璇，2007），因此，家長與師長都應該了解青少年的課業壓力刺激會對主觀認知感受有直接影響，當我們期待學生課業表現愈好，便會促使其做出不同認知詮釋，課業壓力的程度就會愈大。Collins 和Onwuegbuzie（2003）指出可多鼓勵學生正向思考，或接受認知評估相關的訓練，當青少年能夠依自己的能力做出正確評估，對於課業壓力的感受就會變輕且較不受其影響。認知評估對課業壓力因應策略具有直接效果存在，Karademas和Kalantzi-Azizi（2004）也指出認知評估可被視為學生選擇課業壓力因應策略的主要原因，因此，青少年輔導者及學生本身應該了解當自己對壓力的評估改變時，便會直接改變其後續的因應策略（Holmes&Houston,1974； Neufeld,1976）。若能知覺自己認知評估的方式，便能有效控制課業壓力因應的策略。另一方面，本研究發現認知評估對課業壓力與課業壓力因應策略具有部分中介效果，即課業壓力會透過認知評估部份影響課業壓力因應策略的強度更會中介其中增加或降低二者關係強度（Valentiner, Holahan, & Moos,1994），也就是說當學生在面對課業壓力時，便促使其評估自己所受傷害，進而採取不同的因應策略以之應對，因此，根據本研究結果，教育工作者與相關輔導單位，應該培養學生自我覺察能力，鼓勵其以積極正面的態度來評估課業壓力，似乎是能提昇採取正確的因應策略的較佳策略。過去研究較專注於個體面臨壓力時所採用的因應策略，討論壓力、評估與因應之間的關係，本研究則著重探討課業壓力管理模式、課業壓力和壓力因應策略的關係，以及在此模式中，課業壓力與因應策略之關係，且確定認知評估在課業壓力管理模式的中介效果。上述結果與過去學者研究壓力因應模式文獻有些許不同，有助於發展出更完備的壓力因應模式與理論架構。 二、建議 根據本研究結論，茲提出下列建議，以作為教育實務與後續研究幾點相關建議，首先，本研究取樣自臺灣高職機械科學生，基於不同的性別與國情差異，討論出的結果與建議可推論至台灣青少年學生族群，因此未來研究需要能夠將本研究之樣本擴大至更多不同科系學生及國家，使其結果能夠推論到更完整的青少年族群。其二，本研究的模型並未囊括所有課業壓力因應模式的潛在決定因素，因此，未來研究可再尋找能夠建構課業壓力模式的其他決定因素，包括學生人格特質、父母與教師的管教方式等，可檢視這些因素與課業壓力和認知評估如何互動而影響因應策略。最後，本研究以問卷調查法為主，研究工具雖有良好信度與效度，但因採用自陳式的問卷量表，受訪者在填答問卷時，可能會受到心理防衛或無法明白題意的內容，而影響結果，若能增加訪談、實地觀察、他人評估等質性研究方法，以補充量化研究之不足，亦可加入時間因素，將研究期間拉長進行縱貫研究，應可獲得更嚴謹之結果。

(14)

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參考文獻

王春展、潘婉瑜（2006）。大學生的生活壓力與其因應策略。嘉南學報，32，469-483。 王慧豐（2009）。國小高年級不同背景學童抗逆能力、因應策略與其學習適應表現關係之研究（博士論文）。取自臺灣博碩士論文系統。（系統編號097NCYU5576020）王齡竟、陳毓文（2010）。家庭衝突、社會支持與青少年憂鬱情緒：檢視同儕、專業與家外 成人支持的緩衝作用。中華心理衛生學刊，23，65-97。 吳明隆（2007）。結構方程模式－AMOS的操作與運用。臺北：五南。 吳麗娟、陳淑芬（2006）。國中生獨處能力與主觀生活壓力、身心健康之關係研究。教育心 理學報，38（2），85-104。 李金治、陳政友（2004）。國立臺灣師範大學四年級學生生活壓力、因應方式、社會支持與 其身心健康之相關研究。學校衛生，44，1-31。 李錫津（1998）。學生學習挫折年齡漸降。教育資料文摘，37（4），42-43。 汪美玲、李灦銘（2010）。學校相關壓力對國中生學業成就之影響：內控信念之調節角色。 中華心理衛生學刊，23（1），1-33。 林英明（2008）。技專校院學生的課業壓力、壓力反應與壓力因應方式之相關研究（博士論文）。取自臺灣博碩士論文系統。（系統編號096NCUE5037097） 林淑惠、黃韞臻（2008）。研究生之生活壓力與因應策略現況分析。臺中教育大學學報，22 （2），61-84。林麗玉（2008）。青少年煩惱多自殺死亡數增。中廣新聞網，2008年07月10日，取自 http://tw.news.yahoo.com/article/url/d/a/080709/1/12uye.html。洪文婷（2009）。大學生知覺父母期望、完美主義傾向與生涯定向之相關研究（碩士論文）。取自臺灣博碩士論文系統。（系統編號097NCYU5464010）張春興（2009）。現代心理學。臺北：東華。梁恩慈（2009）。大學生之社會支持、情緒調節與生活壓力之相關研究（碩士論文）。取自臺灣博碩士論文系統。（系統編號097TMTC5328014） 陳珮娥、湯玉英（205）。因應之概念分析。護理雜誌，52（2），61-66。 馮觀富（2005）。情緒心理學。臺北：心理出版社。黃清如（2000）。大學運動員的目標取向、自覺能力與認知評估對競賽壓力因應策略的影響（碩士論文）。取自臺灣博碩士論文系統。（系統編號088NCPES567021）黃惠惠（2002）。情緒與壓力管理。臺北：張老師。黃寶園，林世華（2007）。人格特質與社會支持對壓力反應歷程影響之研究：結合統合分析 與結構方程模式二計量方法。教育心理學報，39（2），263-294。 楊靖芸（2009）。探討經驗逃避、認知評估、反芻式思考、後設認知覺察與社交焦慮的關聯（碩士論文）。取自臺灣博碩士論文系統。（系統編號097FJU00071006）劉玉華（2004）。以全人教育觀來看大學生壓力源及壓力因應之模式。實踐通識論叢，2，66-88。 賴文璇（2007）。中學運動員之社會支持、能力知覺與競賽壓力因應歷程中認知評估與因應策略的關係研究（碩士論文）。取自臺灣博碩士論文系統。（系統編號095NTPTC567032）賴文璇、黃英哲（2008）。認知評估之中介效應在社會支持與能力知覺對競賽壓力因應策略 的影響。臺灣運動心理學報，12，1-24。

(15)

15

Among High School Students.Journal of the Indian Academy of Applied Psychology, 34, 70-73.

Andrea, L. D., & Anne, L. C. (2001).Stress, self-efficacy, social support, and coping strategies in university students. Canadian Journal of Counselling, 35(3), 208-220.

Carrie Sougnez, Scott L. Carter.(2011). The genomic complexity of primary human prostate cancer. Nature International Weekly Journal of Science, 470,214–220.

Carver, C. S., Scheier, M. E., & Weintraub, J. K. (1989). Assessing coping strategies: A theoretically based approach. Journal of Personality and Social Psychology, 56, 267-283. Collins, K. M. T.,& Onwuegbuzie, A. J. (2003). Study coping and examination taking coping

strategies: The role of learning modalities among female graduate students. Personality and Individual Difference, 35(5),1021-1032.

Cox,T. (1978). Stress. Baltimore: The University Park Press.

D’Aurora, D. L., & Fimian, M. J. (1988). Dimensions of life and school stress experienced by young people. Psychology in the School, 44-53.

Elisa, K., & Karen, D. R. (2008). Life Stress and the Accuracy of Cognitive Appraisals in Depressed Youth. Journal of Clinical Child & Adolescent Psychology, 37(2), 376-385.

Ellis, A. (1994). Reason and emotion in psycho therapy: A comprehensive method of treatinghuman disturb ancesrevised and updated. Secaucus, NJ: Carol Publishing Group.

Erikson, E. H. (1968). Identity: Youth and crisis. NewYork: Norton.

Finn, J. D. (1972). Expectations and the educational environment. Review of Educational Research, 42(3),398-410.

Folkman, S., Lazarus, R. S., Dunkel-Schetter, C., DeLongis, A. & Gruen, R. J. (1986). Dynamics of a stressful encounter: Cognitive appraisal, coping, and encounter outcomes. Journal of Personality and Social Psychology, 50, 992-1003.

Gerrig, R. J. & Zimbardo, P. G.(2005). Psychology and life (17th ed.). Boston: Allyn and Bacon. Grace S. M. Leung, K. C. Yeung, Daniel F. K. Wong.(2010). Academic Stressors and Anxiety in

Children: The Role of Paternal Support. Journal of Child and Family Studies, 19(1), 90-100. Holmes, D. S., & Houston, B. K. (1974). Effectiveness of situational definition and effective is

melatonin coping with stress.. Journal of Personality and Social Psychology, 29, 212-218. Hudek-Kenzevic, J.,& Kardum, I. (1996). A model of coping with conflicts between occupational

and family roles: Structural analysis. Personality and Individual Differences, 21(3), 255-372. Ivancevich, J. M., &Matteson, M. T. (1980). Optimizing human resources: Organizational

dynamics. Journal of Human Research, 19(3), 5-25.

Jennifer, K. C., Bruce, E. C., Martha, E. W., Alexandra, H. T., & Heidi, S. (2000). Responses to stress in adolescence : Measurement of coping and involuntary stress responses. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 68(6), 976-992.

Joe, D. W. (2009). The abc-x model of family stress in the book of philippians. Journal of Psychology and Theology, 37(3), 155-162.

Juan, Y., Shuqiao, Y., Xiongzhao, Z., Chenchen, Z., Yu, L., John, R.Z., Petra, G. E., & Chad, M. (2010). The impact of stress on depressive symptoms is moderated by social support in

(16)

16

Chinese adolescents with subthreshold depression: A multi -wave longitudinal study. Journal of Affective Disorders, 127, 113-121.

Kaplan, D. S., Liu, R. X., & Kaplan, H. B. (2005). School related stress in early adolescence and academic performance three years later: The conditional influence of self expectations. Social Psychology of Education, 8, 3-17.

Karademas, E. C., & Kalantzi-Azizi, A. (2004).The stress process, self-efficacy expectations, and psychological health. Personality and Individual Differences, 37(5), 1033-1043.

Kathleen, M. O., Josh, A. A., & Andrea, M. M. (2010). The prospect of negotiating: Stress, cognitive appraisal, and performance. Journal of Experimental Social Psychology, 46, 729-735.

Lazarus, R. S. (1993). Coping theory and research: Past, present, and future. Psychosomatic Medicine, 55, 234-347.

Lazarus, R. S. (1993). From psychological stress to the emotional: A history of changing outlooks. Annual Review of Psychology, 44, 1-21.

Lazarus, R. S., & Cohen, J. B., (1977). Environmental stress. InI. Altman and J. F. Wonl will (Eds.). Human behavior and the environment : Current theory and research. New York : Plenum. Lazarus, R. S., & Folkman, R. S. (1984). Stress, appraisal and coping. NewYork: Springer

Publishing Company.

Lazarus, R. S., & Folkman, R. S. (1985). If it change sit must be a process: Study of emotion and coping during three stages of a college examination. Journal of Personality and Social Psychology, 48, 150-170.

Mahbobeh Chinaveh,Noriah Mohd Ishak, Amla Mohd Salleh.(2010). Improving Mental Health and Academic Performance through Multiple Stress Management Intervention: Implication For Diverse Learners. Procedia - Social and Behavioral Sciences.(7)311–316.

Mannell, R. C. (2006). Health, Well-being and Leisure, World Congress of Leisure, China Zheuang Hangzhou, 65-74.

Maureen, Z., Liliana, J. L., Anna, W., Anika, T., & Alissa, B. (2011). Associations of coping and appraisal styles with emotion regulation during preadole scence. Journal of Experimental Child Psychology, 110, 141-158.

McKenry, P. C., & Price, S. J. (2005). Families coping with change: A conceptual overview. In P. C. McKenry & S. J. Price (Eds.), Families & change: Coping with stressful events and transitions (3rd ed). Thousand Oaks, CA: Sage.

Mitchell, I., Rees, T., Evans, L., & Hardy, L. (2005). The development of the social support inventory for injured athletes. In Proceedings of the Association for the Advancement of Applied Sport Psychology, Canada, 102.

Neufeld, R. W. (1976). Evidence of stress a safunction of experimentally altered appraisal of stimulus aversiveness and coping adequacy. Journal of Personality and Social Psychology, 33, 632-646.

Nicolas, R., Patrick, W. C., Abigail, W., Patrick, M., Manfred, O., Sandra, W., & Karen, B. (2009). A stress-coping model of mental illnesss tigma: I.Predictors of cognitive stress appraisal.

(17)

17 Schizophrenia Research, 110, 59-64.

Rebecca P. Ang, Vivien S. Huan, O. Randall Braman.(2007). Factorial Structure and Invariance of the Academic Expectations Stress Inventory Across Hispanic and Chinese Adolescent Samples. Child Psychiatry and Human Development, 38(1),73-87.

Rebecca Shankland, Lionel Riou França, Christophe M. Genolini, Julien-Daniel Guelfi, Serban() Ionescu (2009). Preliminary study on the role of alternative educational pathways in promoting the use of problem-focused coping strategies. European Journal of Psychology of Education, 24(4), 499-512.

Rebecca, P. A., & Vivien, S. H. (2006). Relationship between academic stress and suicidal ideation testing for depressionasa Mediator Using Multiple Regression. Child Psychiatry HumDev, 37, 133-143.

Ruby R. Brougham, Christy M. Zail, Celeste M. Mendoza, Janine R. Miller.(2009).Stress, Sex Differences, and Coping Strategies Among College Students. Current Psychology, 28(2) , 85-97

Thomas, F. D., Marija, S., & Norman, M. (2009). Cognitive Appraisals and Emotions Predict Cortisol and ImmuneResponses: A Meta-Analysis of Acute Laboratory Social Stressors and Emotion Inductions. American Psychological Association, 135(6), 823-853.

Tracey, J. D., & Andrew, M. L. (2006). Cognitive appraisal of dissertation stress among under graduate students. The Psychological Record, 56, 259-266.

Valentiner, D. P., Holahan, C. J., & Moos, R. H. (1994). Social support, appraisals of events controllability, and coping: Anintegrative model. Journal of Personality and Social Psychology, 66(6), 1094-1102.

Vivien S. Huan, Lay See Yeo, Rebecca P. Ang, Wan Har Chong, Choon Lang Quek.(2008). Teacher Efficacy In the Context of Teaching Low Achieving Students. Current Psychology, 27(3), 192-204.

Ward, C. S., Raymond, P. P., & Verena, H. M. (2000). An examination of the relationship among academic stress, coping, motivation, and performance in college. Research in Higher Education, 41(5), 581-592.

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融入式化學實驗對工科學生學習成效的正當性

A Validity of Integrated Chemical Experiments for

Engineering Students’ Learning Performances

蘇金豆

德霖技術學院餐旅管理系暨通識中心 King-Dow Su

Department of Hospitality Magnesium & Center for General Education, De Lin Institute Technology

摘要

本研究目的旨在評量融入式教學對工科學生化學實驗學習之成效，並探討其成為實驗教材之正當性。本研究設計採用準實驗研究法對 49 位工科學生（實驗組 25 位；控制組 24 位）進行為期三週之分組教學實驗。應用 ANCOVA 統計方法進行數據處理，進而探究學生學習成就與學習態度。研究結果顯示，進行融入式教學策略在學習成就、成對比較、t 考驗、學習態度上皆有顯著的學習效益，且有大的實驗效果。顯示設計一個有效的「化學實驗教學策略」有助於提升工科學生的學習認知與積極學習態度，由此策略的效益可推論本研究所設計的融入式教材成為實驗內容有其必要性。研究結果與其他學者之教學策略相比較，皆有相當一致之正面結果，故此策略教學值得推廣。關鍵字：工科學生、化學實驗、準實驗研究法、實驗效果

Abstract

The purpose of this study aims at estimating a validity of the integrated chemical experiment unit for 49 engineering students’ learning performances. This study takes a quasi-experimental approach for two group students (25 students of the experimental group and 24 students of the control group) on a three-week learning syllabus. Aided by ANCOVA data, it probes into students’ different learning achievements and attitudes in chemical process. All analyses and result verify that the integrated strategy of experimental learning has more significant and effective learning achievements, pairwise comparisons, learning attitude, and larger effect sizes on students’ learning performances. Therefore, it is dynamic target to design an strategic approach for upgrading the engineering students’ cognitive chemical learning. This tactic learning keeps up with other science researches for the same positive results to justify the validity experiments of learning module group. Keyword: Engineering students, Chemical experiment, Quasi-experimental approach,

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壹、前言

實驗是科學之母，但科學實驗在科學教育中所扮演的角色經常被忽視，科學課程中實驗活動有其必要之中心角色與獨特性，科學教育家（Hofstein & Lunetta, 2004）曾建言，實驗可強化學習者科學觀念與科學特質的了解，進行有意義的發現導向學習，因而科學實驗活動的重要性不言而喻。

Cracolice, Deming 和 Ehlert（2008）指出許多學生在科學學習過程中為求及格而採取背誦式的學習模式，學習過程不是出自自己的需要，是故，無法真正了解科學課程的整體觀念，因而導致概念迷思或另有概念（Mayer, 2011）。迷思概念已證明對傳統講述教學的學習產生阻力，若無適當處理將會抑制學生對更高層次問題的理解（Lenaerts & van Zele, 1998; McDermott & Redish, 1999）。Fisher, Wandersee 和 Moody（2000）指陳能改善學生高層次思考的教學中，教師應嘗試改變教學方法，並引入支援學生學習教學輔具。當學生面臨複雜的學習問題時，學校教育有必要提供學生由淺而深的漸進式學習指引（van Merrienboer, Kirschner, & Kester, 2003）。West 和 Graham（2005）提出科技是提昇教學與學習的有效途徑，科技可達成視覺表象（visualization），協助學生了解抽象的內容；科技具互動性（interactions），可促進學生與教師、學生與學生之間的互動；反思作用（reflection）是科技的特色，使學生進行有意義的反覆思索；科技有其真實性與參與性（authenticity and engagement），提供學生解決實際生活所遭遇問題的機會；科技可改善學生學習的質與量。在新世紀裡，數位科技對教與學影響的重要性與日俱增，為了提昇學生學習化學實驗的真實性、參與性、趣味性、創造性與安全性，將數位科技融入實驗教材並改良之，使其成為新世紀的重點工作。Kendal 和 Stacey（2000）認為創新的電腦科學技術能提供更多的教學研究及教學與學習者之間更多更顯著的變化。 Ardac 和 Akaygun（2004）主張發揮電腦動畫空間能力，應用符號與分子表徵呈現化學反應的微小變化，有助於學生對抽象觀念與化學原理的進一步理解。Olympiou, Zacharias 和 deJong （2013）建議應用多重展示連結數字、圖形與符號的功用，可強化學習觀念，提昇知識了解層次。因此，結合圖像、動畫、影片、聲效、文字和語音的多媒體技術發展，已是當前純熟的高科技整合產物。化學實驗課程是喚起學生學習化學新知與培育技能的知識平台，課程設計的良瓢悠關學習者的學習動機與學習成效，因此實驗教材設計成為教師教學的重點關懷工作之一，技術媒體洞開的今日，設計引導性的資訊化、視覺化實驗學習教材，使科技化的教材具互動性、環保性、安全性與品管性，進而提升教學與學習成效。基於上述，本研究希望能建構「取代反應化學實驗教學策略」並分析此策略教學對工科學生學習成效與學習態度，進而將此教材彙編成為正當性的實驗教材。本研究之問題與假設敘述如下: 一、實施「取代反應化學實驗教學策略」與否之二組學生，對此教學單元學習成就分數未達顯著差異。探討此策略教學對工科學生化學學習之成效與差異之原委? 二、實施「取代反應化學實驗教學策略」與否之二組學生，進行教學策略之學生，其各教學單元學習態度未達顯著差異。探討此策略教學對工科學生化學學習之學習態度變化之原委? 是以本研究的目的為：一、建構「取代反應化學實驗教學策略」，並分析此策略教學之實施與否對工科學學習之

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21 學習成就與差異。二、探討「取代反應化學實驗教學策略」之實施與否，對工科學生化學學習之學習態度與差異。

貳、文獻探討

成功的教材設計與教學整合應用在科學課程學習上，已有許多學者投入研究，領域觸及融入多媒體學習環境（Su, 2008a, 2008b; Ardac & Akaygun, 2004）、網路科技融入課程學習（Own, 2006）、動力圖融入化學學習（Schultz, 2008; Selvaratnam & Canagaratna, 2008; Su, 2011, 2013）等範疇，此不僅對學生學習動機與興趣造成衝擊，同時亦可增進學習成就與提昇學習態度，且師生互動關係也變得更加密切。發揮電腦動畫空間能力，應用符號與分子呈現化學反應的微小變化，有助於抽象觀念與化學原理進一步了解，結合圖像、動畫、影片、聲效、文字和語音的多媒體技術發展已是純熟的高科技整合產物(Ardac & Akaygun,2004)。Lin 和 Atkinson(2011)則以提示信號和動畫輔助科學概念學習，探討學習成效。國內學者(羅希哲、溫漢儒、曾國鴻，2007)將概念構圖融入電腦輔助教學，應用在高中化學氧化還原、溶液、物質等單元探究男女學生學習成效與學習路徑。蘇金豆 (2013) 應用概念圖引導與動畫融入教學有助於學生提昇分子化學解題能力。此種計畫性的融入教學對科學教育之貢獻越來越多，也越來越重要。 Ausbel（1968）指出：「影響學習的最重要因素是學生已知的部分，教師應瞭解該點，並配合著教導他。」依此,學生以自我先備知識做為新知識的學習啟蒙，教師進行有意義的科學知識傳授之前，應先思考學生的知識背景與認知概念（梁志平、佘曉清，2006）。認知學習理論初期主張學習是知識的獲得，學生是被動的知識接受者;進入成熟期的學習階段後，學生的學習角色已由被動的知識接收轉變成主動積極的參與者，學習是學生主動的知識建構，學生主動選擇有關的訊息，而教師則成為學生學習的教練與裁判，提供學生學習經驗與適當的教學媒體（張春興，1997）。認知學派對學習理論和教學設計，最大的貢獻在於建構解釋學習者如何接收、處理和運用新資訊的模式，將新資訊儲存在短期記憶庫，且不斷地覆誦（rehearse），因而能順理成章的進入長期記憶庫。

Paivio（1971, 1991）所發展的二元編碼理論（Dual Coding Theory, DCT）強調記憶與認知的運行，需仰賴語文系統（verbal system）與視覺系統（visual system）等兩系統之間的相互鏈結，此一鏈結對資訊科技融入化學教學至為重要。 Brown, Collins 和 Duguid（1989）主張知識與技能的建構來自學習者與情境間的互動，知識意義的瞭解來自學習者與社會的互動，並協助學習者對知識的遷移與應用。學生在實際情境下主動積極地與情境產生互動學習，建構個體認知結構，近年來使用的CAI（Chang, 2003）、ICT（Su, 2008a, 2008b）教學方式，即是以情境學習來設計教材，讓學生主動操控學習活動，從做中學、學中玩到玩中覺，進而激發學生思考與解決問題能力的智慧實踐。

近二十年來建構主義對科學教學之重要性已受到科學家們的重視，他們（Trumper, 1997; Yore & Treagust, 2006）主張：「知識建構的方法，導因於學生的思考、從先備知識建構新觀念和社會文化背景中建構新觀念等途徑。」建構主義的精髓：「知識乃是建構在學習者的心智上。」 Ausbel（1968）認為：「建構主義教學的基本原理是先評估學生要什麼?再依據學生的需求進

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22 行教學。」依據此種基本教學原理的解釋發展出幾種建構主義，其範圍從資訊處理、互動式建構主義、社會建構主義到自由式的建構主義研究（Yore, 2001）。沈中偉（1995）認為依據建構主義設計的多媒體學習環境，應該是豐富而且真實或虛擬的情境，鼓勵學習者主動詮釋知識，自行控制和操弄學習，以利知識的探索和重排。梁志平與佘曉清（2006）研究顯示，使用建構主義式的網路科學學習模式，不論在學習成效或學習效果的保留上皆質優於傳統教學模式。基於上述文獻探討，本研究設計出「取代反應化學實驗教學策略」，將化學實驗動畫融入實驗教學，探討工科學生化學實驗學習成效。

參、研究方法

一、研究對象 為了研究的方便性，本研究樣本採來自研究者任教之學校，五專部工科一年級學生一班共49 人，作為研究對象。將此班學生隨機分成實驗組（25 人）和控制組（24 人）二組。 二、研究變項 （一）控制變項降低實驗造成之干擾對結果之判讀是非常重要的，為減少對實驗組與控制組之干擾，本研究採用同一位教師進行相同內容、相同時數之教學，且評量工具亦相同，如此，可控制教師教學特質、教學內容、教學時數和評量工具等變項。（二）依變項教師在實驗教學完畢後，學生進行實驗報告之撰寫，問題討論與思考，並於隔週繳交實驗報告，並隨即以教師自編之試題進行測驗，所得之後測成績即為其學習成就;另一個依變項，學習態度則在完成成就後測，教師隨即以自編之學習態度問卷進行調查。（三）自變項包含學生對電腦的喜歡程度及教師教學策略分組（實驗組和控制組）。（四）共變項教師在實驗教學前，以教師自編之試題進行測驗，所測得之前測成績，做為共變項 三、研究工具 （一）試題前後測測驗試卷發展前後測測驗試卷乃根據教學目標(葉連祺、林淑萍, 2003)，就知識、理解、應用、分析、綜合等五個層面命題，試卷初稿經校內外五位資深化學教授進行邏輯審查，審查後經修訂而成測驗試題，前後測測驗試題共十題單一選擇題。（二）學生學習態度問卷發展

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23 本問卷初稿計三十題，採用 Likert 五等量表，選項包含「非常不同意」、「不同意」、「普通」、「同意」、「非常同意」等五種。問卷初稿乃參考Su（2008a, 2008b, 2011）的問卷加以改編設計而成。在內容效度（content validity）方面，我們邀請二位科學教育家、二位科學哲學家和二位教育心理學家進行問卷審查，並依照提供之意見做修訂。在建構效度（construct validity）方面，將預試所得之問卷 269 份進行因素分析，第一次因素分析結果，KMO 值 0.906，且Bartlett 球形檢定的 χ2值為3363.094（自由度 435）達顯著，表示適合進行因素分析; 應用主成分分析共萃取出七個層面，其初始特徵值大於1，累積解釋變異量為 58.017%，但第五個層面2 題、第六個層面 1 題、第七個層面 1 題，此三個層面無法測出所代表層面之特質，因此考慮刪除四題（即題10、11、12、30）。剩餘26 題進行第二次分析，第二次分析結果，KMO 值 0.915，Bartlett 球形考驗的 χ2值為 3028.077（自由度 325）達顯著，表示適合進行因素分析，應用主成分分析共萃取出五個層面（初始特徵值大於1），累積解釋變異量為 60.759%，此五個層面的特徵質差距較小，分別為3.778（9 題）、3.475（6 題）、3.183（5 題）、2.424（3 題）、2.224（3 題）。表1 各層面之平均值、標準差和 Cronbach’s α 值層面平均值標準差 Cronbach’s α Q1 3.77 0.64 0.85 Q2 3.66 0.80 0.84 Q3 3.37 0.83 0.81 Q4 3.65 0.82 0.70 TA（整體量表） 3.62 0.77 0.92 應用Cronbach’s α 進行內部一致性檢視，得α值分別為 0.85、0.84、0.81、0.58、0.70，整體信度α值 0.925。依據 Gay（1992）等人之觀點，任何量表之信度係數達 0.90 以上，表示其量表之信度甚佳; DeVellis（1991）則認為信度係數在 0.70 以上是可接受之最小信度，因此刪除第四個層面共三題（即題 5, 21, 22）。各題的 Corrected Item-Total correlation 皆大於 0.440，相關係數愈大表示該題與其它題目內部一致性愈高。整個問卷量表共 23 題，分四個層面，依序為層面Q1：對學習化學實驗的態度、層面 Q2：對化學實驗教學的態度、層面 Q3：對參與化學實驗活動探討的態度、層面 Q4：對教師的態度。四個層面與整體量表（TA）之平均值（M）、標準差（SD）和 Cronbach’s α值示於表 1。由表 1 顯示分量表及總量表之內部一致性信度依序為0.85、0.84、0.81、0.70 和 0.92，皆達滿意程度（Katerina & Tzougraki, 2004）。（三）教材設計本研究教材設計之主要理念為資源化、安定化、減量化與無害化的綠色化學實驗教材，為達成設計理念乃將學習單元以融入學習理論建立教學模組方式呈現。教材設計結合資訊技術，以動畫優先考量，靜態圖及文字敘述次之。將主題單元切成彼此有關聯且有意義的小單元，把需要學生學習以及老師教學的內容，細分成 5 個小單元，彈性連接在一起。這些小單元包括化學的認知、內容、教材設計、教學方法、教學情境、過程技能與科學態度等，在設

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計上能靈活且有意義的彈性結合在一起，活化創新學習，反覆應用。

自製動畫透過連結可直接在 power point 中播放。以 Adobe Photoshop 7.01 版軟體將 Flash MX 動畫中之部份轉化成 word 檔，顯示其主要展示之小畫面，如圖 1，每個小畫面約停留二十秒，展示完畢後再由學生以實驗小組為單位練習十分鐘。 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) 圖1 經 Adobe Photoshop 7.01 版軟體處理過之金屬與金屬離子溶液間之取代反應動畫排列由 (1)到(9)展示順序圖（四）資料處理與分析實驗教學前後所蒐集之資料，進行電腦編碼，並以SPSS12.0 視窗軟體進行統計分析。

肆、研究結果與討論

一、研究對象 學生學習成就後測成績之共變數分析（ANCOVA），以實驗組及控制組之前測成績為共變數，後測成績為依變項，組別為自變項進行統計分析。後測成績經迴歸斜率同質性檢定結果顯示，兩組在本單元中，自變項與共變項間的交互作用檢定結果皆無顯著差異，符合共變數

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25 分析組內迴歸係數同質性之假定，繼續進行共變數分析。共變數分析之分析結果示於表 2，從表中顯示學生在後測成績上，本教學模組與控制組教學方式有顯著差異；由Cohen（1988, 1994）實驗效果（effect size, f）得知，f 值為 0.591，顯示大以上（f > 0.4）的實驗效果量。 表2 實驗教學後測成績共變數分析摘要實驗教學單元來源平方和自由度(df) 平均平方和 F p f 取代反應組間 2130.465 1 2130.465 14.308 0.0001*** 0.591 誤差 6104.717 41 148.896 ***p<0.001 由表3 實驗組與控制組調整後後測成績平均數結果得知，實驗組學生後測成績明顯優於控制組後測成績，故知此「取代反應化學實驗教學策略」顯著優於控制組之教學。表3 實驗組與控制組調整後後測成績平均數摘要教學單元實驗組控制組取代反應 41.98 27.70 二、學生學習態度之資料統計分析 （一）實驗組和控制組學生學習態度之比較基於研究限制，為減少實驗處理變數外尚有其他變數影響實驗效果，因此，本研究採共變數分析法來處理實驗組和控制組在實驗前既有之差異。做到完全隨機分組不易，故進行分析之前先行檢定組內迴歸係數同質性之假定，以考驗原分組自變項（後測）與共變項（前測）間是否有顯著交互作用。本研究以學生學習態度總量表之前測得分為共變數，後測得分為依變數，進行同質性考驗，結果如表4 所示。由表 4 顯示實驗組和控制組在各教學單元學習態度總量表同質性考驗p > 0.05（0.662），交互作用檢定結果未達顯著性，符合共變數分析中組內迴歸係數同質性假定。因此可以學生在此教學單元學習態度總量表之前測做共變數，以調整實驗前實驗組與控制組學生既有之差異，進行共變數分析。以學習態度總量表之前測做共變數，以後測得分為依變數，進行共變數分析結果如表 5 所示。經實驗處理後，實驗組與控制組在取代反應實驗分析結果達顯著差異（p = 0.008），可見學生之學習態度受到「取代反應 化學實驗教學策略」之影響，實驗效果達大以上之實驗效果量，f = 0.443（f > 0.4）。 （二）實驗組學生學習態度之比較分析實驗組學生在取代反應學習態度後測總量表之再測信度Cronbach＇s α值為 0.817，內部一致性佳。實驗組學生在此單元學習態度前後測之平均值、標準差與t 檢定結果示於表 6。

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26 表4 實驗組和控制組在學習態度總量表組內迴歸係數同質性考驗分析摘要實驗教學單元來源平方和自由度(df) 平均平方和 F p 取代反應組別 15.036 1 15.036 0.281 0.599 前測總表 2898.620 1 2898.620 54.115 0.000 組別x 前測總表 10.398 1 10.398 0.194 0.662 誤差 2142.581 40 53.565 表5 實驗組和控制組在學習態度總量表共變數分析摘要實驗教學單元來源平方和自由度(df) 平均平方和 F p f 取代反應 對比(組間) 28.627 1 28.627 7.717 0.008** 0.433 誤差(組內) 2152.979 41 52.515 **p<0.01 表6 實驗組學生學習態度總表前後之差異與 t 檢定分析結果實驗教學單元前測後測平均值標準差平均值標準差 t p 取代反應 3.00 0.30 3.47 0.17 -6.771 0.001** **p<0.01 本研究假設實驗組學生之學習態度前後測差異乃因實施「取代反應化學實驗教學策略」所致。依據實驗設計，採獨立樣本t 檢定，由 t 檢定分析結果，發現學生經實驗教學後，在各教學單元學習態度達顯著差異（p < 0.05），由此可知實施「取代反應化學實驗教學策略」對學生學習態度有且積極之影響。以學習態度問卷之四個層面（Q1、Q2、Q3、Q4）做為依變數，學生的電腦喜歡程度（1. 非常喜歡， 2.喜歡， 3.非常不喜歡）做為自變數，進行單因子多變量統計分析，其中以 Wilks' Lambda 變數選擇法檢定多變量的顯著性。表 7 摘錄以 Wilks' Lambda 變數選擇法檢定多變量達顯著性之F 檢定值、p 值和實驗效果 f 值。在取代反應實驗教學單元學習態度 Q2 中自變數「喜歡電腦程度」達顯著水準，Scheffé 事後比較發現：非常喜歡優於喜歡、非常喜歡優於非 常不喜歡、喜歡優於非常不喜歡，而實驗效果 f 值達 0.727，顯現大以上的實驗效果；對化學 實驗教學的態度。（三）控制組學生在各教學單元學習態度之比較分析本研究假定學生學習態度的改變造因於不同教學模式所致，是故理論上對於傳統教學的控制組學生學習態度前後測應無顯著差異。經由t 檢定分析結果，示於表 8，表中發現經由傳統教學之控制組學生在學習態度總量表之前後測考驗 p 值大於 0.05。由此知實施傳統教學之控制組學生在學習態度之影響未達顯著水準，符合預期研究結果。

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27 表7 單因子多變量統計分析之 F 值、p 值和 f 值摘錄 教學單元自變數變異數依變數分析 Q1 Q2 Q3 Q4 取代反應 喜歡電腦程度 F-ratio 1.037 6.091 3.046 0.188 (非常喜歡、喜歡、 p-value 0.371 0.008* 0.067 0.830 非常不喜歡) f 0.301 0.727 0.514 0.128 Scheffé 1>2, 1>3 2>3 *p < 0.05 表8 控制組學生在本教學單元學習態度前後測之差異實驗教學單元前測後測平均值標準差平均值標準差 t p 取代反應 3.15 0.31 3.16 0.36 -0.019 0.985

伍、結論

經實驗教學後，學生在成就後測成績上，本教學策略與一般講述教學方式有顯著差異（p<0.05），成對比較（pairwise comparisons）發現實驗組學生後測成績明顯優於控制組後測成績（p<0.05），Cohen 實驗效果（effect size）也顯示良好的實驗效果量（f 值為 0.591）。綜合學生在化學實驗之學習，接受「取代反應化學實驗教學策略」的學生，其學習成就測驗後測成績顯著優於一般講述教學方式的學生。研究發現學生經實驗教學後，學習態度達顯著差異（p<0.05），而一般講述教學之控制組學生在學習態度影響上並未達顯著差異（p>0.05）。由此可知實施「取代反應化學實驗教學策略」對學生學習態度之影響達顯著性，且學習態度呈現正面積極之特性。綜合工科學生在化學實驗學習上，接受「取代反應化學實驗教學策略」之學生，其學習態度顯著優於一般講述教學方式的學生。顯示實施「取代反應化學實驗教學策略」有助於改善學生學習態度。

研究結果與其他學者（Yang & Andre, 2003; Liu, 2006; Calik, Ayas, & Coll, 2007, 蘇金豆, 2011）的教學策略比較，皆有相當一致而正面之結果。故研究發現實施「取代反應化學實驗教學策略」可以提昇學生化學實驗之學習成就和增強學習態度，因此將此實驗教材發展為工科學生之化學實驗內容是值得且富正當性。

誌謝

本研究承蒙行政院國家科學委員會提供經費補助，使計畫（NSC95-2511-S-237-001, NSC101-2511-S-237-001）得以順利完成，僅此誌謝。