國立政治大學「教育與心理研究」 2006年 6 月，29 卷 2 期，頁 339-368
兒童解釋形態、領域知識及創意生活經驗
與科技創造力之關係
鄭芳怡
*葉玉珠
**摘 要
近來創造力的研究已經朝向多向度互動模式的驗證以探究個體之創意發展， 因此本研究的主要目的為：(一)瞭解國小學童在其解釋形態、領域知識及創意生活 經驗與科技創造力表現之現況；(二)探討年級、解釋形態、領域知識及創意生活經 驗對國小中、高年級學童科技創造力表現之關係。本研究的參與者包括418位學 童；研究工具包括兒童解釋形態量表、創意生活經驗量表、科技創造力測驗與自然 科成績。 本研究的主要發現為：(一)國小高年級學童較中年級學童傾向擁有正向之解釋 形態；(二)年級及解釋形態對中高年級學童科技創造力之表現無交互作用效果，但 年級對科技創造力有主要效果；(三)領域知識有助於中高年級學童在科技創造力的 表現；(四)創意生活經驗對中高年級學童科技創造力的表現有顯著效果，且學童的 創意表現與其「語文及肢體表演」的相關較其他創意生活經驗為高；(五)解釋形 態、領域知識與創意生活經驗能有效區別中高年級學童之科技創造力組別，其中以 年級及領域知識的區別力最高。 關鍵詞：解釋形態、領域知識、創意生活經驗、科技創造力 * 鄭芳怡：臺北市立教育大學附設實驗國民小學教師 ** 葉玉珠：國立政治大學師資培育中心教授 致謝：本研究科技創造力測驗的編制，感謝國科會計畫（NSC92-2511-S-004-002）的部分 支助。 電子郵件：[email protected] 收件日期：2004.10.27；修改日期：2005.5.4；接受日期：2005.9.15Journal of Education & Psychology
June, 2006, Vol. 29 No. 2, pp. 339-368
The Relationships between Pupils’
Explanatory Style, Domain Knowledge,
Creative Life Experience and Their
Technological Creativity
Fang-Yi Cheng
*Yu-Chu Yeh
**Abstract
Recent research on creativity has put great emphasis on how multiple systems influence an individual’s creativity development. The main purposes of this study were (a) to understand the current situation of pupils’ explanatory style, domain knowledge, creative life experience, and technological creativity; and (b) to explore the relationships between pupils’ grade, explanatory style, domain knowledge, creative life experience and their technological creativity. The participants included 418 pupils. The employed instruments were The Questionnaire of Children’s Explanatory Style, The Questionnaire
of Creative Life Experience, The Test of Technological Creativity, and the scores of
Science.
The main findings in this study were as follows: (a) There were grade differences on the pupils’ explanatory style; (b) although no significant interaction effect of grade
×
explanatory style on technological creativity was found, there were significant main effects of grade; (c) domain knowledge contributed to the pupils’ performance on* Fang-Yi Cheng: Teacher, Affiliated Experimental Elementary of Taipei Municipal ** Yu-Chu Yeh: Professor, Center for Teacher Education, National Chengchi University
E-mail: [email protected]
technological creativity; (d) creative life experience had significant effects on the pupils’ technological creativity, and the indices of “language” and “performing arts” had the highest correlation with technological creativity; and (e) grade, explanatory style, domain knowledge, and creative life experience could effectively predict the pupils’ ability group membership of technological creativity, and grade as well as domain knowledge had better predictive power.
Keywords: Explanatory style; Domain knowledge; Creative life experience;
Technological creativity
壹、緒論
在解決人類需求與豐富生活的驅 使下，科技早已不斷地在問題解決過程 中進展與創新，使得人類的文明持續進 步；在此進化過程中，科技創造力不但 是個體有效解決問題的關鍵能力，更是 人類文明不斷進步與創新的催化劑。影 響個體科技創造力的因素很多，而解釋 形態可能是其中之一。Seligman曾表 示，「有人習慣戴著灰色眼鏡看世界， 有人則努力讓自己看向光明。無助感和 悲觀是學習來的，希望與樂觀同樣也可 以由學習而養成，關鍵就在於改變對事 件 的 解 釋 方 式 。 」（ 引 自 洪 蘭 譯 ， 1997）因此，樂觀、積極的解釋形態， 有助於個體以更開放及具有創意的態度 面對人生與解決問題。 創造力的發展需以知識為基礎， 而知識是經驗與學習的累積（葉玉珠， 2000；Amabile, 1988; Feldhusen, 1995; Runco & Walberg, 1998; Ward, Smith, & Finke, 1999），因此有創意的人通常具 有相當的專業領域知識及創意生活經 驗。臺灣中學生的數理表現優異，但卻 培養不出諾貝爾獎人才，一方面可能是 受到升學制度的影響，過度重視學科知 識的教學與評量，壞了學習的胃口，也 誤導了學習的態度；另一方面可能是由 於科學教育的實驗課程也往往流於「食 譜式」教學，單單照書中的實驗步驟操 作，卻沒有機會學習「提出假設」與 「設計實驗」等能力。此外，葉玉珠 （2004）發現，學童自認為生活經驗有 助於自然課的創意表現。科技貴在創 造，人力資源的開發向來是先進科技國 家重大的投資，而創造力的發展需要以 知識為基礎，並以生活經驗作燃煤，方 能激發科技創造的表現。 在後現代思潮下，處處充滿競爭 與不確定性，挑戰隨時接踵而至，因此 科技創造力被視為未來致勝的關鍵。個 人的解釋形態、領域知識及創意生活經 驗在科技創造過程中所扮演之角色與威 力不容小覷。故本研究試圖從不同解釋 形態、領域知識及生活經驗的角度探究 學童科技創造力的表現，並進一步分析 這些變項對國小學童科技創造力表現的 預測情形，最後則歸納本研究結果作為 未來教學、研究之參考。貳、文獻探討
一、科技創造力的意義
誠 如 Lynch 與 Harris （ 2001 ） 所 言，因為創造力涉及原創性，而原創的 定義永遠是新的，因此在過去五十年來 的創造力研究中，對創造力是什麼以及 如何發展是少有共識的。但在眾多研究 取向中，「四P」的綜合研究取向卻一 直普遍為學者所廣泛採用；四P包含： 個人（person）、歷程（process）、產品 （ product ） 及 環 境 壓 力 （press/pres-sure）。晚近許多學者紛紛採取統合個 人與社會情境互動的創造力「系統觀 點」取向來研究創造力（杜明城譯， 1999；洪蘭譯，1999；Amabile, 1996; Feldman, Csikszentmihalyi & Gardner, 1994）。無論從單一面向或是多元觀點 來探討創造力，大抵說來，影響創造力 的主要來源包括個人特質、領域知識、 生活經驗、組織及社會文化體系（洪蘭 譯 ， 1999 ； Amabile, 1996; Dacey & Lennon ,1998; Gruber & Davis, 1988; Csikszentmihalyi, 1990），而最終評量產 品（成果）是否具有創造力亦係根據這 些規準來衡量（Amabile, 1996; Cropley, 2000）。 本文欲探討之「科技創造力」係 植基於一般的創造力，其創作歷程與重 要影響因素兩者重疊占大部分，但科技 創造力仍有些因子是獨立於一般創造力 之外（張珮甄，2003；吳怡瑄，2002； 葉玉珠，2000；葉玉珠、張瑋倫、徐悅 淇、鄭芳怡，2003）。許多學者認為， 相關的領域知識是科技創造發明成敗的 重要關鍵（洪文東，1999；Dasgupta, 1996; Janssen, 1997; Ram & Leake, 1995）。李大偉、張玉山（2000）則指 出科技創造力不只是多種意念的提出， 亦包括工具的操作與材料的處理，最後 則有具體成果（發明）的產出。張玉山 （2000）也強調「科技」與「科學」應 分屬不同專業領域。嚴格說來，科學提 供理論基礎，讓人類可以發明更多的科 技產品；新科技的發明，讓人類藉以拓 展其探索的能力，並能發展或發現更多 更正確的科學理論，因此，兩者應是相 互依存的。此外，透過「實際操作」， 是將創意具體化為科技創造力能否充分 展現的另一關鍵（洪榮昭、朱永裕、鄭 廉鐙，2002）；Dasgupta（1996）更明 確 指 出 設 計 （ design ） 與 發 明 （invention）為科技創造力的具體展 現。故科技創造力係在科學／技術知 識、科學問題的解决和創造活動過程 中，根據一定的目的和任務，運用一切 已知信息，產生或可能產生某種新穎、 獨特、有社會或個人價值的產品或能力 （李賢哲，2001）。 綜合上述對科技領域創造力的看 法，本文的「科技創造力」乃指個體在 科技領域中，產生一具有原創性與價值 性產品之歷程；此創造歷程涉及認知、 情意及技能的統整與有效應用。是故， 研究科技創造力不僅可以豐富和發展創 造力理論，科學教育中探索精神、創新 研究和實踐能力的培養亦可以透過創造 性問題解決的過程獲得落實。
二、解釋形態
(
一)解釋形態的內涵
「解釋形態」（explanatory style） 又 稱 為 「 歸 因 形 態 」（ attribution style）， 係 由 Seligman 和 Maier 在 1975年，針對狗進行三一實驗後所提出的 「習得無助感理論」發展而來的（洪蘭 譯 ， 1997 ）。 Abramson 、 Seligman 和 Teasdale（1978）進一步檢測發現，人 類在不可控制的情境中不必然會習得無 助 ， 當 中 是 有 個 別 差 異 的 ， 故 Abramson等人借用Weiner的「歸因理 論」，提出習得無助理論的再修正。 歸因方式是指個體對行為結果解 釋的方式，個體所發展的歸因方式會引 導個體在不同事件上做類似的歸因（梁 茂森，1996）；換言之，當個體對於發 生在其身上不可控制的事件原因有著習 慣性的看法或解釋時，此看法或解釋會 影 響 對 未 來 結 果 的 預 期 與 反 應 ， Abramson等人（1978）稱這個新理論 為「解釋形態」。Seligman的研究更發 現，以個人對正負向事件解釋形態的不 同，足可建構出樂觀型與悲觀型的解釋 形態。悲觀型的解釋形態對負向事件的 解釋形態是永久、概括、內在的，而樂 觀型的解釋形態則是對負向事件，傾向 使用暫時、特定、外在的解釋方式。依 據Seligman（引自洪蘭譯，1997）的說 法，一個樂觀的解釋形態可以阻止習得 的無助感；而一個悲觀的解釋形態會散 播習得的無助，所以在遇到挫折時，解 釋方式可以決定一個人會變得多無助或 多有精力。
(
二)解釋形態的向度
Abramson等人（1978）提出的解 釋形態，強調個人解釋方式的習慣性， 因而會廣泛地影響個人的生活。他們將 個體對事件歸因的方式分為三個向度： 1. 個 別 性 向 度 ： 內 控 － 外 控 （internal vs. external） 這個向度會影響個體的自尊；內 控歸因者認為事件成敗操之在己，而外 控歸因者則認為操之於命運、運氣及他 人。如果個體認為事件的不可控制性是 個人本身所引起，則會造成內控性的無 助，導致自尊降低，變得沮喪；反之， 如果認為是外控因素的話，則不會有自 尊低落與感覺沮喪的反應出現。 2.永 久 性 向 度 ： 穩 定 － 不 穩 定 （stable vs. unstable） 這個向度會影響無助感的持久程 度，越往穩定因素歸因者，無助感持續 越久；反之，則越短暫。換言之，學童 面臨學習失敗是短暫時，將失敗歸因於 不穩定因素者，其無助感的時間不會持 續很久；但歸因於穩定因素者，會認為 學習失敗以後還是會常常出現，其無助 感的時間會持續很久。 3. 普 遍 性 向 度 ： 一 般 － 特 定 （global vs. specific） 這個向度會影響個體對「不可控 制」的類化程度，如果個人把事件的不 可控制做過度的推論，則會影響其他情 境或作業上的表現，如：學童在國語科 上考的不理想，面對接下來的考試或其 他科目會因失去信心而產生放棄、不願意努力作答的心態，此即為學業上的一 般性無助；反之，考差之後仍有信心， 沒有無助或放棄的心態及行為，此為學 業上的特定性無助。 由此可知，解釋形態強調認知因 素，個體覺得無法控制自己預期的事件 後果，並不一定形成無助感，唯有當個 體把失敗歸因於內控、穩定、全面的因 素；將成功歸因於外控、不穩定、特定 的因素時，才會產生「習得無助感」。
三、
年級、解釋形態與科技
創造力表現之關係
根據上述習得無助感理論，失敗 的「可控制性」對個體行為的影響很 大，當個體在學習過程中，知覺到事件 是無法控制的，會對認知、動機、情緒 產生不良的影響（Abramson, Metalsky, & Alloy, 1989; Buchanan & Seligman, 1995; Gohm & Clore, 2002; Kubzansky, Wright, Cohen, Weiss, Rosner, Sparrow, 2002; Peterson & Ulrey, 1994），而此三 個層面與科技創造力強調的個人特質關 係甚深，有甚多重疊之處。(
一)認知方面
多 項 實 徵 研 究 （ 齊 若 蘭 譯 ， 2002；Schunk, 1998; Yate, 1999）支持 樂觀的人能在自己以外找到失敗的因 素，能自我激勵，因而嘗試新方法，也 能將艱鉅的任務分解成容易解決的小部 分；而悲觀的心態，卻常讓自身流於沮 喪、冷漠與無力感。這些樂觀者的認知 能力及其影響因素與高科技創意者有許 多相似之處。過去相關的研究（葉玉 珠 ， 2000 ； Amabile, 1988, 1996; Feldhusen, 1995; Runco & Walberg, 1998; Sternberg & Lubart, 1996）發現， 科技創造力的產生必須具備許多認知能 力 ， 例 如 洞 察 力 、 變 通 力 、 轉 換 （transformation）的能力、反省、適應 力、隨時調適自己以符應環境需求、問 題解決技巧、思路清晰、高度智慧、邏 輯思考、客觀判斷等。這些能力也有可 能會影響個體對於外在事件與成敗經驗 的詮釋，進而影響其自信的形成、成就 的表現以及創意潛能的展現。(
二)動機方面
Stipek （ 1998 ）、 Decic 與 Ryan （2000）認為，個體有發展自我能力感 的內在動機，也會有一種自我決定的需 求。當個體相信他們會出自於「自我的 意願」去參與一個活動，而不是「我必 須要」這麼做時，前者所呈現的是「內 在歸因」⎯⎯我的行為是我可以決定 的；而後者說明的則是「外在歸因」的 部分⎯⎯我的行為表現由外在環境所控 制的。內在歸因在從事活動時會比外在 歸因者更自動自發的投入活動中，並且 獲得更大的愉悅感。多項研究發現（杜 明城譯，1999；Amabile, 1997; Amabile, Conti, Lazenby, & Herron, 1996; Dweck, 1999; Sternberg & Lubart, 1996），發展
能力以及自我決定的內在動機可以促進 創造力、概念化的學習、樂趣。深入探 究其原因會發現，保持內在動機須具有 Seligman（洪蘭譯，1997；洪蘭譯， 1999；洪蘭譯，2003）所提的「樂觀的 解釋形態」：深信成功是能力所及，失 敗則歸因於環境，個人是有能力去除環 境障礙的。因此，解釋形態可能透過內 在動機，進而影響科技創造力。
(
三)情緒方面
Seligman（引自洪蘭譯，2003）認 為解釋形態與情緒的詮釋息息相關。許 多研究發現樂觀解釋形態者往往比那些 悲 觀 性 解 釋 形 態 者 更 能 夠 控 制 情 緒 （Gohm & Clore, 2002, 2000; Kubzansky, Wright, Sheldon, Scott, Bernard, & David, 2002）。此外，不同情緒狀態可 能 會 影 響 個 體 的 幽 默 感 和 創 意 （Murray, Sujan, Hirt, & Sujan, 1999）。 有研究（Ashby, Isen, & Turken, 1999; Fredrickson, 1998; Kaugars & Russ, 2000; Murray, Sujan, Hirt, & Sujan, 1999; O’Quin & Derks, 2000）指出，正向情 緒強化了認知的注意力、聯想力、變通 力與精進力，可以看到事物之間的相似 處與相異點；因此有助於創造力的表 現。換句話說，樂觀解釋形態的個體， 一方面可能因為較能維持開放的態度、 保持彈性、多元化思考，以試著找出各 種可能的因應之道；另一方面，則或許 因具有正向的情緒，願意用較長的時間 專注於目標之完成，所以才會有較佳的 科技創造力表現。所以，情緒可能是解 釋形態和科技創造力的中介變項。 許多學者（Nolen-Hoeksema et al., 1995; Seligman, 1990; Yates, 1999）認為 解釋形態是一種人格特質，約在國小階 段逐漸形成。過去的發現（洪蘭譯， 1997；徐佩君，2000；高民凱，2001； Nolen-Hoeksema & Girgus, 1995）傾向 支持兒童的樂觀解釋形態會隨著年齡的 增長，逐漸減弱。Seligman（洪蘭譯， 1997）表示，悲觀的解釋形態會隨著孩 子年齡的增長及負面事件的經歷而逐漸 形成；即年幼時期所經歷的壞事件，到 較年長時會轉化為悲觀的解釋形態。這 可能就是因為孩子在成長過程中對負面 事件的詮釋，悲觀增加憂鬱的危險，而 隨著年齡的增長，憂鬱會越來越停留在 腦海中（引自洪蘭譯，1997）。另外， 解釋形態所涵蓋的範圍並不僅限於學校 課業，尚包括家庭生活、人際關係等其 他層面，並不盡然是一種會隨著年齡增 長改變之單純認知能力，其與個人生活 經驗的體會也有密切關係（徐佩君， 2000；Yates, 1999）。四、領域知識與科技創造力
(
一)領域知識的內涵
從Csikszentmihalyi的觀點來看，個 體要能產生創造產品必須學習與內化領 域的知識、技能、內在判準（引自杜明城譯，1999）。Amabile（1996）提出， 創 造 的 發 生 非 單 靠 創 造 相 關 技 能 （creativity-relevant skills）的傳遞就會 發生，必須將創造領域與其它知識領域 結合。承上所述，領域的知識或文化產 品 是 否 易 於 取 得 「 可 接 近 性 」 （accessible）（指的是個體是否易於接 近文化或領域知識，也就是這些領域知 識是否垂手可得，甚至成為生活的一部 分）與內化「可取得性」（available） （指的則是這些領域知識是否易於學習 與獲得），就成了一個文化或知識領域 是否能不斷進化、創造的重要元素。
(
二)領域知識與科技創造力
許多學者認為相關的領域背景知 識是科技創造發明成敗的重要關鍵；所 有的創作，必須基於領域知識的建立， 尤其是科技創造力更需要豐富的背景領 域 知 識 （ 洪 文 東 ， 1999 ； 張 玉 山 ， 2000；Dasgupta, 1996; Janssen, 1997; Ram & Leake, 1995 ） 。 誠 如 Csikszentmihalyi用火花造就火的例子來 比喻，火花有其必要性，但是沒有空氣 和引子就起不了火焰（引自杜明城譯， 1999）。是以，個體能在某個領域裡表 現創造力，就必須具備足夠的該領域知 識，方能使其創意思考延續進行，亦可 以說個體之思考不太可能超越其所有擁 有的知識範圍。另一方面說來，領域的 知識也使得個體的思考方向能避免向過 去已知產生問題之處發展（洪蘭譯， 1999）。然而，領域知識也具有特定性 與限制性；當個體擁有很少的消化、循 環、和呼吸系統內容知識時，很難類推 知識（Garner & Alexander, 1989: 150-153）。從領域知識和科技創造力之關係 看來，知識係思考的基礎，能啟發創造 的運作機制，使抽象的理論或想法變成 具體可操作的作品；能避免冒無知的風 險；能給予勇於創造「新」想法的信心 及動機。五、
創意生活經驗與科技創
造力
(
一)創意生活經驗的內涵
學 者 （ George & Zhou, 2001, 2002）指出，創造行為與個人對經驗與 感受的開放性之間有高度相關，且創造 經驗會反過來強化具有積極且能接受不 確定性挑戰特質的個人，以幫助他們表 現更多的創造行為。Richard（1999） 的研究也指出，日常生活的創造力能幫 助一個人對生活有更好的適應，且為持 續成長與發展的動機，讓個人更能關注 自己對環境的貢獻與自我實現。有關創 意生活經驗的內涵，有學者（Hocevar & Bachelor, 1989）採「自我陳述的創 意活動或成就」來測知。另外，「生活 風格」也常被視為生活經驗的指標之 一 。 生 活 風 格 包 含 A （ activity ）、 I （interest）和O（opinion）三個面向， 其中以「A」所代表的「活動」最能夠
區別生活風格（吳靜吉，2002；吳靜 吉、郭俊賢、王家棣、羅添耀、田文 彬，1995），故要形塑創意的生活風 格，最好就是實際參與或投入創意活 動。
(
二) 創意生活經驗與科技創造力
之發展
Oshse和Simonton的研究顯示，有 創意的個體通常在其童年有許多知識與 技能上刺激的經驗，家庭中多有圖書 室，父母本身喜歡參與各式各樣自己感 興趣的知識活動（引自Simonton, 1988, 2000）。Torrance和Goff（1990）指出， 培養資優子女創造力的方法，包括提供 下列學習機會與經驗：鼓勵好奇、探索 及創意天賦的發展；提供創意表達的機 會；給予新經驗的刺激，並協助因應； 以創意的方法解決家中成員衝突；提供 家中成員為家庭中的福利做重要、有創 意的貢獻；以及運用並補充學校所提供 之資源。此外，李慧賢（1996）的研究 指出，學生知覺到越多的「創新支持」 與「一般社會支持」、父母要求「重視 成就要求盡力」以及「積極教養主動參 與」，其各種「創意生活經驗」也越 多。 學校也是提供創意生活經驗的的 重要來源。一般認為開放式的教育使學 生有較多的機會做深入之探討，能讓學 生產生較高的內在動機（Harackiewicz, Barron, Pintrich, Elliot, & Thrash, 2002;Midgley, Kaplan, & Middleton, 2001; Stipek, 1998），因此有助於學生創意之 發展。所以，教師鼓勵創意與良好師生 互動時有助創意生活經驗的獲取。在華 人社會裡，學校和政府安排有關創造力 課程或創造知識的傳遞時，採取的教學 方法大多演繹多於歸納，大部分不是讓 學生親身體驗個人或團體的創造歷程與 發現（吳靜吉，2002）。實際操作、設 計與發明為學者認為科技創造力能否充 分展現的關鍵，因之，缺乏創意生活經 驗的體驗，對於科技創造力表現，恐有 不利之嫌。 創意生活經驗多源自於家庭與學 校（洪蘭譯，1999；葉玉珠，2000； Csikszentmihalyi, 1999; Gardner, 1993; Simonton, 1988），而創意生活經驗為刑 塑創意個人特質的重要來源。因此，提 供多元學習的家庭環境與強調體驗的 學校教育應有助於學童的科技創意發 展。
六、研究假設
根據前述之研究動機、文獻探討 及本研究所欲探討的問題，茲提出研究 假設如下： 1.年級和解釋形態對國小中、高年 級學童科技創造力有交互作用效果，即 國小中、高學童之解釋形態對科技創造 之影響會隨年級增加而有所不同。 2.領域知識對國小中、高年級學童的科技創造力表現有效果；即領域知識 程度較高的國小中、高年級學童，其科 技創造力表現較佳。 3.創意生活經驗對國小中、高年級 學童的科技創造力表現有效果；即擁有 較多創意生活經驗的國小中、高年級， 其科技創造力表現會比擁有較少創意生 活經驗的學童為佳。 4.國小中、高年級學童在創意生活 經驗指標上之表現與其在科技創造力指 標上的表現有正相關。 5.國小中、高年級學童的年級、解 釋形態、領域知識及創意生活經驗能有 效聯合區別其科技創造力表現之組別。
參、研究方法
一、研究參與者
本研究係以臺北市公立國小中、 高年級學童為研究樣本，採立意抽樣的 方式，自三～六年級中各抽取三個班， 進行全面的問卷與測驗調查。總計抽取 有效樣本418名學童。中、高年級學童 分別為208人及210人；男女學童則為 218人、200人。二、研究工具
本研究工具包括「兒童解釋形態 量表」、「創意生活經驗」、「科技創造力 測驗」及自然科成績，以下將逐一加以 說明。(
一)兒童解釋形態量表
「兒童解釋形態量表」為研究者 根 據 Seligman 解 釋 形 態 理 論 及 改 編 Seligman 、 Peterson 、 Kaslow 、 Tannenbaum 、 Alloy 與 Abramson （1984）所編之「兒童解釋形態量表」 （ Children’s Attributional Style Questionnaire, [CASQ]），另配合國內兒 童之家庭生活經驗、學校生活經驗、及 社會生活經驗等情境共同編製而成。 「兒童解釋形態量表」預試量表中，共 三十題，主要分成「負向事件」與「正 向事件」兩個部分，每部分各計有十五 題，各包含三個因素，分別為「個別性 的負向事件」、「普遍性的負向事件」、 「永久性的負向事件」及「個別性的正 向事件」、「普遍性的正向事件」、「永久 性的正向事件」。然而，就預試資料進 行因素分析，依據理論構念強制抽取三 個因素後，結果出現三個因素混淆的情 形 。 植 基 於 過 去 學 者 之 研 究 （ Abramson et al., 1989; Joiner & Wagner, 1995; Metalsly, Abramson, Seligman, Semmel, & Peterson, 1982; Peterson & Seligman, 1984; Peterson, Seligman, & Vaillant, 1988; Whisman & Kwon, 1992），強調應將普遍性與永久 性合併為類化性較為恰當，因此，研究 者最後決定分為四個因素（包含兩個部 分和兩個向度）：「正向事件解釋個別 性」、「正向事件解釋類化性」與「負向 事件解釋個別性」、「負向事件解釋類化性」；刪除不適當題目後，共計二十三 題。四個因素的Cronbach’s α係數依序 為：.73、.60、.76、.67。「正向事件部 分 」 總 量 表 的 Cronbach’s α 係 數 達 .81；「負向事件部分」總量表的 Cronbach’s α係數達 .75（N = 149）。在 建構效度方面，採用「主軸因素分析 法」（principal axis factoring）之斜交轉 軸（oblimin）進行轉軸，得到每個因 素 所 解 釋 的 變 異 量 依 次 為 23.34% 、 5.32%、26.10%、6.10%。
(
二) 創意生活經驗量表
本研究使用之量表係改編由李慧 賢、陳淑惠、吳靜吉、郭俊賢、王文中 及劉鶴龍等（1996）所編製之「創意生 活經驗量表」。量表共分成二部分，包 括「創意生活經驗」和「得獎獲選次 數」。其中，創意生活經驗包含四個向 度：藝術與設計、語文及肢體表演、科 學問題解決與生活風格，共計十九題。 此四個因素的 Cronbach’s α係數依序 為 ： .81 、 .79 、 .71 、 .64 。 總 量 表 的 Cronbach’s α係數達 .91（N = 154）。在 建構效度方面，採用「主軸因素分析 法」（principal axis factoring）之直交轉 軸「最大變異法」，結果十九個題項的 因素負荷量均大於 .40，各分量表的累 積 解 釋 變 異 量 依 次 為 12.62% 、 11.61%、11.24%、7.93%。(
三) 科技創造力測驗
本研究改編葉玉珠（2004）所編 製的荒島尋寶繪本而成之科技創造力測 驗。本測驗共有三大題，各大題要求受 試兒童在作答時須以自然與生活科技領 域的知識為基礎，發揮其聯想力，以測 得敏覺力（sensitivity）、獨創性（origi-nality）及價值性（usefulness）三種能 力。惟敏覺力僅作為評量價值性及獨創 性分數之必要條件，在整體科技創造力 表現中並不予以計分，而後兩者分數之 總和愈高表示受試者的科技創造力表現 愈佳，反之則越差。「敏覺力」係以名 確定義故事中主要面臨問題的程度來評 定。若參與者界定的問題為主要問題， 可得2分；若為次要問題，則得1分，且 該題之價值性及獨創性以分數×.5的方 式計分；若未能有效定義，則得0分， 且該題的價值性與獨創性一律不計分。 「價值性」係以故事中能否有效解決問 題的方式來評定，若實際能解決問題、 且切重問題核心，則得2分；若可解決 問題，但是可行性低，則得1分；若無 法解決問題或未切中問題核心的，則得 0分。「獨創性」則以實際出現次數來評 定，2%以下的得2分；2%～5%，得1 分；5%以上，得0分。 在信度方面，科技創造力測驗之 兩因素（價值性、獨創性）間的相關為 r（154）= .70，以及兩因素（價值性、獨 創性）與總分間的相關依次為rs（154） = .90 、 .92 亦 均 達 顯 著 相 關 （ ps = .001）。此外，相隔四個月的重測信度為：價值性 = .56、獨創性 = .39（N = 47），其中價值性達 .001的顯著水 準，而獨創性的相關達 .01之顯著水 準。穩定係數受到時間間隔長短的影 響，受試學童正值認知能力急速發展時 期，故創造力的表現在短時間內可能會 有明顯變化，本研究重測信度僅達中度 相關，可能是重測的間隔時間太長。儘 管如此，其相關係數尚在可接受的範圍 內。在效標關聯效度方面，本研究以領 域知識、創意生活經驗與科技創造力表 現求相關。科技創造力表現為一連續且 整體的過程，應以總分作為詮釋的標 準，但本研究也呈現科技創造力二項指 標與效標變項的關係作為參考。結果顯 示，中年級與高年級學童的領域知識與 科技創造力的價值性、獨創性以及總分 均有顯著相關（中年級：rs（61）分別 為 .19、.16、.21, ps < .05；高年級：rs （93）分別為.23、.19、.20, ps < .01）。中 年級與高年級學童的創意生活經驗與科 技創造力的價值性、獨創性以及總分也 有 顯 著 相 關 （ 中 年 級 ： rs（61）分 別 為.15、.18、.18, ps < .05；高年級：rs （93）分別為.20、.23、.25, ps < .01）。此 效標關聯效度的相關雖不高，但尚可接 受。究其原因，可能是因為本研究的科 技創造力測驗為認知「能力」測驗，而 創意生活經驗為自我陳述的態度問卷， 未來可以以其他創造力能力相關的測驗 作為效標，再做驗證。
(
四) 自然科期末考成績
由於各校對期中考測驗並不硬性 規定，故本研究僅採學童在該學期自然 科期末考的紙筆測驗成績來代表領域知 識的表現。為顧及各校施測之差異，本 研究將參與者的自然科期末考成績以校 為單位轉換為T分數。T分數越高者表 示其領域知識程度越佳，反之則越差。三、實施程序
本 研 究 量 表 施 測 部 分 共 需 兩 節 課 ， 第 一 節 課 施 行 「 科 技 創 造 力 測 驗」，其內容包含三個問題情境，每個 問題情境各有十分鐘的作答時間，時間 到即停止作答，最後統一收回測驗。第 二節課施行「兒童解釋形態量表」與 「創意生活經驗量表」，約20～25分 鐘，待受試者填答完成，再將量表收 回。四、資料分析
本研究除了將參與者的基本資料 及其在量表、測驗上的各項結果進行描 述統計之外，另採多變量二因子變異數 分析、單因子單變量變異數分析、典型 相關、區別分析分別考驗年級、解釋形 態、領域知識及創意生活經驗對學童科 技創造力表現是否有顯著的效果或預測 力。肆、研究結果
一、初步資料分析
以下初步分析中年級與高年級學 童在本研究各主要研究變項表現上的差 異情形。(
一)年級在解釋形態上的差異分析
中高年級與全體學童在解釋形態 得 分 之 平 均 數 與 標 準 差 如 表 1 。 MANOVA分析發現，中高年級學童在 解 釋 形 態 之 整 體 表 現 上 有 顯 著 差 異 （Wilks’ Λ = .97, p = .01），即高年級學 童較中年級學童傾向正向、樂觀的解釋 形態。後續的ANOVA分析發現，不同 年級的國小學童在「正向類化性」，F （1, 412）= 3.34, p = .068；「正向個別 性」，F（1, 412）= 1.78, p = .183；「負向類 化性」，F（1, 412）= 1.73, p = .908；以及 「負向個別性」，F（1, 412）= .01, p = .190 上均無顯著差異。(
二) 年級在創意生活經驗上的差
異分析
中年級與全體學童在創意生活經 驗的得分情形如表2。由MANOVA分析 發現，年齡對科技創造力的效果在顯著 邊緣（Wilks’ Λ = .98, p = .05）。但後續 的ANOVA分析發現，不論是在藝術與 設計、語文及肢體表演、科學問題解決 或是生活風格方面，中高年級學童並無 顯著差異。因此，中高年級的創意生活 經驗應無差異存在。(
三)年級在領域知識上的差異分析
中高年級與全體學童在領域知識 的得分平均數與標準差如表3。ANOVA 分析發現，中高年級學童在領域知識之 整體表現上沒有顯著差異，F（1, 412） = .59, p = .45；即整體而言，中、高年 級學童並未擁有不同的領域知識。二、
年級、解釋形態與科技
創造力之關係
本研究首先以學童在「兒童解釋 形態量表」上得分的平均數上下一個標 準差所對應之分數作為臨界值，將學童 分為高、中、低分三組；分數越高，代 表具有的解釋形態越樂觀；反之，則越 悲觀。為探討年級與解釋形態的互動對 國小學童科技創造力表現之效果，本研 究進行2（年級）×3（解釋形態）二因 子多變量變異數分析。 中高年級不同解釋形態學童在科 技創造力得分之平均數與標準差如表 4。表5的分析結果顯示，年級×解釋形 態的交互作用效果未達顯著（Wilks’ Λ = .99, p = .97），解釋形態的主要效果亦 不顯著（Wilks’ Λ = .99, p = .52），但年 級的主要效果卻顯著（Wilks’ Λ = .87, p = .000）。進一步的主要效果分析發 現，年級對二個科技創造力指標均有顯 著 的 效 果 ， Fs（2, 407）依 次 為 47.51 、 48.70（ps < .001）；即高年級學童在價 值 性 與 獨 創 性 的 表 現 上 均 優 於 中 年 級。表 1 中高年級學童在解釋形態得分之平均數與標準差 研究參與者 中年級（n = 208） 高年級（n = 210） 全體（N = 418） 分量表 M SD M SD M SD 正向類化性 2.92 .65 3.04 .60 2.98 .63 正向個別性 2.70 .59 2.62 .51 2.66 .56 正向事件（Total G） 2.81 .56 2.83 .48 2.82 .52 負向類化性 2.56 .74 2.56 .69 2.56 .71 負向個別性 2.50 .63 2.59 .59 2.54 .61 負向事件（Total B） 2.51 .61 2.58 .53 2.54 .57 總量表（G-B） .20 .63 .26 .61 .28 .62 註：正向事件（G）減負向事件（B）所得之總量表代表受試者在整體量表的樂觀程度。 表 2 中高年級學童在創意生活經驗得分之平均數與標準差 研究參與者 中年級（n = 206） 高年級（n = 210） 全體（N = 416） 量表 M SD M SD M SD 藝術與設計 2.43 .77 2.40 .71 2.42 .74 語文及肢體表演 2.26 .89 2.26 .79 2.26 .84 科學問題解決 2.37 .85 2.43 .75 2.40 .80 生活風格 2.66 .84 2.53 .77 2.59 .81 總量表 2.42 .75 2.41 .66 2.42 .70 表 3 中高年級學童在領域知識得分之平均數與標準差 年級 人數 平均數 標準差 中年級 205 49.62 9.15 高年級 208 50.37 10.67 全體 413 50.00 9.94 表 4 中高年級不同解釋形態學童在科技創造力得分之平均數與標準差 解釋形態低分組 解釋形態中分組 解釋形態高分組 全體 M SD M SD M SD M SD 中年級 （n =23） （n =153） （n = 32） （N = 208） 價值性 45.98 6.82 45.66 6.80 45.47 6.45 45.67 6.72 獨創性 45.16 4.40 45.72 5.65 46.46 7.21 45.77 5.78 總量表 45.97 5.72 45.98 5.78 45.89 6.40 45.96 5.85 高年級 （n = 33） （n = 146） （n = 31） （N = 210） 價值性 50.82 9.63 55.11 11.40 54.13 8.71 54.29 10.85 獨創性 52.89 10.23 54.37 11.82 54.70 11.09 54.19 11.45 總量表 51.69 8.92 54.51 9.86 54.06 8.38 54.00 9.52
表 5 年級與解釋形態的互動對科技創造力之效果分析 MANOVA ANOVA F（2, 407） 變異來源 df Wilks’ Λ 價值性 獨創性 年級（A） 1 .87*** 47.51*** 48.70*** 解釋形態（B） 2 .99 .92 .60 年級×解釋形態（A×B） 2 .99 .96 .18 殘差（A×B×S） 407 全體 412 註：整體的MANOVA的η2為 .197（p = .97）。年級與價值性、獨創性η2為 .185、.173（p = .000）；解釋形態與價 值性、獨創性η2為 .006、.001（p = .52）。 ***p < .001
三、
領域知識與科技創造力
之關係
由表6得知，不同領域知識程度的 國小學童在整體科技創造力測驗上的表 現 有 顯 著 差 異 （ Wilks’ Λ = .94, p = .000）。後續的ANOVA分析結果也發 現不同領域知識的學童在科技創造力測 驗之「價值性」（F（2, 407）= 10.97, p = .000）與「獨創力」（F（2, 407）= 8.99, p = .000）二指標的得分上均有顯著差 異。由表7的事後比較結果可知，領域 知識高分組學童在價值性與獨創性的表 現皆優於低分組學童（p < .001）。四、
創意生活經驗與科技創
造力之關係
本研究在分析創意生活經驗與科 技創造力之關係時，首先將創意生活經 驗分為三組（在創意生活經驗的得分找 出平均數上下一個標準差所對應之百分 位數作為臨界值，再依據臨界值將學童 區分為高、中、低分三組。分數越高， 代表創意生活經驗表現越高；反之，則 越低），探討創意生活經驗高低分組在 科技創造力表現上的差異，其次再以典 型相關分析探討創意生活經驗指標與科 技創造力指標間的關係。 表8顯示，不同創意生活經驗之學 童，其科技創造力得分有顯著差異，F （2, 413）= 6.08, p = .002。由表9的事後比 較得知，創意生活經驗高分組在科技創 造力的表現皆優於低分組學童，而中分 組和低分組並無顯著差異。 典型相關分析發現，共抽出二組 典型因素，但僅第一組達顯著水準， Wilks’ Λ = .95, F（8, 820）= 2.60, p = .008， 因此以下僅對第一組典型相關加以說 明。就相關程度而言，由表10可知，所 抽出的典型因素間的相關為 .21。就解 釋量而言，X組變項之典型變項χ1能解 釋Y組變項之典型變項η1總變異量的表 6 領域知識對科技創造力效果之變異數分析 MANOVA ANOVA F（2, 407） 變異來源 df Wilks’ Λ 價值性 獨創性 組間 2 .94*** 10.97*** 8.99*** 組內 405 總和 407 註：整體的MANOVA的η2為 .05, p = .000。價值性（p = .000）；獨創性（p = .000）。二個向度的η2依序 為 .051、.042。 ***p < .001 表 7 領域知識對學童科技創造力效果之顯著性檢定及事後比較摘要表 科技創造力 組別 N M SD F Scheff ’ e 1低分組 110 47.03 7.83 2中分組 189 49.97 10.31 價值性 3高分組 114 53.16 10.56 10.97*** 3＞1 1低分組 108 48.15 7.34 2中分組 188 49.23 9.76 獨創性 3高分組 112 53.36 11.86 8.99*** 3＞1 3＞2 ***p < .001 表 8 創意生活經驗對科技創造力效果之變異數分析 變異來源 SS df MS F 組間 1138.27 2 569.14 6.08** 組內 38640.30 413 93.56 總和 39778.57 註：整體的ANOVA的η2為 .03，p = .002。 **p < .01 表 9 創意生活經驗對學童科技創造力效果之顯著性檢定及事後比較摘要表 組別 N M SD F Scheff ’e 1低分組 134 47.03 7.83 2中分組 145 49.97 10.31 3高分組 137 53.16 10.56 6.08** 3＞1 **p < .01 4%，而Y組變項之典型變項η1可以解釋 Y組變項總變異量的85.97%。X組變項 透過χ1與η1，能夠解釋Y組變項總變異 量的3.62%；亦即藝術與設計、語文及 肢體表演、科學問題解決與生活風格透 過典型變項χ1與η1，能夠解釋科技創造 力之二個向度（價值性和獨創性）總變 異量的3.62%。相對而言，X組變項之
表 10 國小學童在科技創造力二個向度得分之典型相關分析摘要表 變項 典型因素 預測變項（X變項） （χ1） 藝術與設計 .80 語文及肢體表演 .93 科學問題解決 .81 生活風格 .51 抽出變異量% 60.37% 重疊指數 2.54% 效標變項（Y變項） （η1） 價值性 .88 獨創性 .97 抽出變異量% 85.97% 重疊指數 3.62% ρ2 .04 典型相關（ρ） .21** Wilks’ Λ .95 p .008 典型變項χ1可以解釋X組變項總變異量 的60.37%，Y組變項透過典型變項η1與 χ1， 能 夠 解 釋 X 組 變 項 總 變 異 量 的 2.54%。 就結構係數而言，X組變項之藝術 與設計、語文及肢體表演、科學問題解 決與生活風格四個分量表，其結構係數 為 .80、.93、.81、.51，Y組變項之價 值性及獨創力二個向度，其結構係數分 別為 .88及 .97，顯示藝術與設計、語 文及肢體表演、科學問題解決與生活風 格與科技創造力具有高度正相關，而且 Y變項之「獨創性」表現，主要係由X 變項中的「語文及肢體表演」來解釋。
五、
年級、解釋形態、領域
知識、創意生活經驗與
科技創造力之關係
本研究以年級、解釋形態、領域 知識、創意生活經驗為預測變項，而以 科技創造力表現為效標變項，使用全部 投入法進行區別分析。區別分析中的科 技創造力分組係採找出平均數上下一個 標準差所對應之百分位數作為臨界值， 再依據臨界值將學童區分為高、中、低 分三組；解釋形態是以「總量表」計 算。從表11得知，可得到二組典型區別 函數，且兩組典型區別函數均達顯著水 準（ps < .05），並分別可解釋總變異量 之49.0%及16.5%。亦即，兩組典型區 別函數均可以有效區分出國小中、高年 級學童在科技創造力上之差異，且第一 組以年級為主要預測變項，第二組以解 釋風格及創意生活經驗為主要預測變 項。表12顯示，高分組學童的預測正確 率為75.2%；中分組為26.7%；低分組表 11 年級、解釋形態、領域知識、創意生活經驗對科技創造力表現之區別分析 標準化區別函數係數 結構係數 變項 第一函數 第二函數 第一函數 第二函數 年級 .90 .23 .84* .27 解釋形態 .03 .60 .04 .47* 領域知識 .40 .10 .37* .04 創意生活經驗 .35 -.84 .30 -.77* Wilks’ Λ .74*** .97* 特徵值 .32 .03 變異量 49.00 16.50 *p < .05, ***p < .001 表 12 年級、解釋形態、領域知識、創意生活經驗對科技創造力組別之預測分析 預測組別 實際組別 觀察體數 1 2 3 低分組 111 61 55.0% 26 23.4% 24 21.6% 中分組 187 66 35.3% 50 26.7% 71 38.0% 高分組 113 16 14.2% 12 10.6% 85 75.2% 總正確率47.7% 為 55.0% ； 全 體 總 預 測 正 確 率 為 47.7%。因此，年級、解釋形態、領域 知識、創意生活經驗對於科技創造力之 高低分組具有區別力。 從表13、15可知，年級、解釋形 態、領域知識、創意生活經驗能顯著區 別價值性（Wilks’ Λ = .77, p = .000）及 獨創性（Wilks’ Λ = .79, p = .000）表現 之高低分組。在價值性向度中，對高分 組學童的預測正確率為72.2%；中分組 為23.2%；低分組為56.8%；全體總預 測正確率為46.0%（見表14）。在獨創 性向度中，對高分組學童的預測正確率 為75.0%；中分組為16.1%；低分組為 67.0%； 全 體 總 預 測 正 確 率 為 43.1% （見表16）。從標準化區別函數來看， 「年級」的負荷量均為科技創造力二個 向度之最高，顯示「年級」對於科技創 造力之表現具有良好的區別力。
伍、討論
本研究共提出五個假設，除了年 級與解釋形態對科技創造力的交互作用 效果未獲支持外，其餘有四個假設均獲 得支持。以下先討論初步分析的結果， 再針對假設考驗結果進行討論。一、
初步分析：年級與解釋
形態、領域知識、創意
生活經驗之關係
表 13 年級、解釋形態、領域知識、創意生活經驗對價值性組別之區別分析 標準化區別函數係數 結構係數 變項 第一函數 第二函數 第一函數 第二函數 年級 .88 -.14 .83* -.17 解釋形態 .11 -.52 .10 -.39* 領域知識 .43 -.16 .41* -.10 創意生活經驗 .29 .90 .27 .84* Wilks’ λ .77*** 特徵值 .29 變異量 47.4 ***p < .001 表 14 年級、解釋形態、領域知識、創意生活經驗對價值性組別之預測分析 預測組別 實際組別 觀察體數 1 2 3 1 111 63 56.8% 24 21.6% 24 21.6% 2 185 73 39.5% 43 23.2% 69 37.3% 3 115 16 13.9% 16 13.9% 83 72.2% 總正確率46.0% 表 15 年級、解釋形態、領域知識、創意生活經驗對獨創性表現之區別分析 標準化區別函數係數 結構係數 變項 第一函數 第二函數 第一函數 第二函數 年級 .91 -.11 .87* -.14 解釋形態 .03 .82 .04 .79* 領域知識 .36 .50 .35 .49 創意生活經驗 .29 -.40 .27* -.24 Wilks’ λ .79*** 特徵值 .26 變異量 45.3 ***p < .001 表 16 年級、解釋形態、領域知識、創意生活經驗對獨創性組別之預測分析 預測組別 實際組別 觀察體數 1 2 3 1 109 73 67.0% 9 8.3% 27 24.8% 2 205 96 46.8% 33 16.1% 76 37.1% 3 92 11 12.0% 12 13.0% 69 75.0% 總正確率43.1%
(
一)在解釋形態部分
本研究發現，中、高年級學童的 解釋形態得分並無顯著差異，此發現與 過去的結果不一致。過去的研究（洪蘭 譯，1997；徐佩君，2000；高民凱， 2001；Nolen-Hoeksema & Girgus, 1995; Yates, 1999）傾向支持兒童的樂觀解釋 形態會隨著年齡的增長，逐漸減弱。年 級對解釋形態的影響並不大的原因，可 能是因為解釋形態是一種人格特質，每 個人的解釋形態有其穩定性與持績性 （ Nolen-Hoeksema et al., 1995; Seligman, 1990; Yates, 1999），故個體在 量表上的得分會呈現穩定的個別差異， 中高年級的年齡差距不大，可能較不易 看出其中的差異性。
(
二)在領域知識部分
本研究發現年級對領域知識並沒 有顯著效果。這可能是因為本研究採自 然科期末考成績作為領域知識的指標， 而不同年級間老師評分的範圍應該是相 近的（以100分為上限），故未見不同年 級間領域知識的差異性，但描述統計結 果發現，高年級學童在領域知識上的標 準差（SD = 10.67）較中年級（SD = 9.15）來得大，顯示學童在自然科技領 域知識的學習會隨年級之增加而加大歧 異性。(
三)在創意生活經驗部分
本 研 究 發 現 ， 不 論 中 高 年 級 學 童，其創意經驗次數均不多。參與學童 在創意生活經驗總量表平均數2.42，以 2分代表「很少有」，3分代表「有時 有」，而中年級的平均數為2.42，高年 級則為2.41，或許這是造成創意經驗雖 然有極小年齡差異，但卻接近臨界值的 原因。因此，本研究結果與過去研究 （李慧賢，1996）支持年級愈高，創意 經驗也愈多的觀點不一致。二、
年級、解釋形態與科技
創造力表現之關係
本研究所指之解釋形態係指學童 在「兒童解釋形態量表」上之得分，由 平均數分析顯示，相對於量尺中2分所 代表的「不同意」及3分的「同意」而 言，參與學童在面對正向事件與負向 事件時，均較傾向同意事件的起因是 非類化性與外在性的。因此，本研究之 國小中、高年級學童對於正向及負向事 件傾向抱持樂觀之解釋形態。雖然從 學童答題之平均數來看，以「樂觀的 解釋形態」說法來描述學童面對正向事 件之解釋係為恰當；但是，對於負向事 件介於2～3分的中間值2.5分，且偏向3 分，更具體地應將之歸於不悲觀亦不 樂觀的解釋形態，顯示本研究學童即 使在面臨負面事件時仍能維持一個中 立的解釋形態。學童在正負向事件一致 的解釋形態，可能有助於他們降低對 負向事件的沮喪或難過感受，而使其 維持樂觀開朗的生活態度，並且能夠因正 向 事 件 的 發 生 而 感 到 高 自 尊 與 自 信。 本研究從二因子多變量變異數分 析結果得知，解釋形態對於科技創造力 的效果，並未因為年級的差異而有所不 同。進一步主要效果分析的結果發現， 僅年級對整體的科技創造力表現有顯著 的主要效果，並在科技創造力之「價值 性」、「獨創性」兩項向度有顯著效果。 是以，年級比解釋形態更能解釋科技創 造力的表現。更具體地說，高年級學童 在科技創造力測驗之「價值性」、「獨創 性」表現均優於中年級學童。此外，就 區別分析的結果得知，解釋形態並非預 測學童科技創造力表現的最重要變項。 許多研究肯定年級對於創造力發展有正 面 影 響 （ 李 慧 賢 ， 1996 ； 羅 芝 芸 ， 1999； Ward, Smith, & Finke, 1999; Weisberg, 1988）。針對特定領域之科技 創造力而言，研究也多顯示較高年級學 童在科技創造力多項指標上表現優於較 低年級之學童（李雅怡，2003；吳怡 瑄，2002；陳炳煌，2003；葉玉珠， 2002），本研究也有一致的發現。歸究 科技創造力的表現會隨著年齡的增加 而提昇，可能是因為個體知識、經驗 和能力隨著時間不斷地累積，尤其是 語文能力的發展，在認知結構上產生 量的增加與質的成熟，而有助於發展 科 技 創 造 力 （ 李 慧 賢 ， 1996 ； 姚 開 屏 、 留 佳 莉 、 陳 貞 妙 ， 2004 ； 羅 芝
芸，1999；Ward et al., 1999; Weisberg, 1988）。
三、
領域知識與科技創造力
表現之關係
本研究發現，領域知識較高的學 童，其整體科技創造力以及價值性和獨 創性表現均較佳。此研究結果大致上支 持 Jnassen （ 1997 ）、 Ram 和 Leake （1995）、Sternberg和Lubart（引自洪 蘭譯，1999）所提出的假設，也就是創 作必須植基於領域知識的建立，除了認 知思維活動外，領域知識能進一步協助 分 析 問 題 及 解 決 問 題 。 另 一 方 面 ， Ward、Smith和Finke（1999）之研究顯 示，能將想法加以綜合與合併就是創造 力產生的關鍵。因此，擁有一定程度的 領域知識者，遇到問題時，能很快重組 或結合舊有想法進而形成新的想法，創 造力於是產生。許多科技創意產品的出 現就是透過跨領域的知識整合與問題解 決能力來的（Dasgupta, 1996）。 研 究 （ 葉 玉 珠 ， 2000 ； Amabile, 1988）亦指出，高科技創意者通常具有 「專業的能力或經驗」和「廣泛的經 驗」，這些特質均與領域知識有關。本 研究中學童之領域知識對於科技創造力 的顯著效果，反映出國小學童在以科技 知識為基礎的條件下，透過問題情境的 安排，能將分立的想法加以綜合、合併 以提昇創意問題的解決能力。四、
創意生活經驗與科技創
造力表現之關係
本研究發現，國小中、高年級學 童創意生活經驗並不多，但考驗學童相 對的創意生活經驗與其科技創造力表現 的關係，仍有其參考價值。在變異數分 析中，本研究發現創意生活經驗對國小 中、高年級學童的科技創造力表現有顯 著效果；典型相關分析也發現，創意生 活經驗中的「藝術與設計」、「語文與肢 體表演」、「科學問題解決」和「生活風 格」相關經驗與科技創造力二個指標 「價值性」和「獨創性」有顯著相關， 其中又以「語文與肢體表演」對「價值 性」和獨創性最具解釋力，且呈現高度 正相關。這樣的結果與過去的發現是一 致的（吳靜吉，2002；李慧賢，1996； 楊智先，2000；林珈夙，1997；George & Zhou, 2001; Richard, 1999）。生活經 驗的過程充滿變化的體驗方式，它涉及 多種生活議題、領域知識，因此有助於 豐富個體的創意。 然而本研究也發現，創意生活經 驗對科技創造力之效果雖有顯著，但解 釋量並不高，這也許係因為創意生活 經驗屬於領域一般創造力，而科技創 造力則是屬於領域特定創造力。因此， 一般領域的創造經驗對於科技創造力 雖有助益，但其助益程度恐不及科技 領域的生活經驗。是否如此，有待進一 步驗證。五、
年級、解釋形態、領域
知識與創意生活經驗對
科技創造力之預測
區別分析結果顯示，年級、解釋 形態、領域知識與創意生活經驗對於科 技創造力總分、價值性及獨創性均有顯 著之區別力，預測準確率達47.7%、 46.0%及43.1%，亦即四個預測變項能 夠顯著聯合有效預測國小中、高年級學 童科技創造力之高、低分組別。其中以 年級和領域知識兩個預測變項的影響力 最大。此一研究結果支持以整體、互動 的系統觀點來探討創造力的觀點，即將 創造力視為個人與所處環境交互作用所 產 生 的 結 果 （ Amabile, 1983; Csikszentmihalyi, 1999; Runco & Walberg, 1998; Sternberg & Lubart, 1996）。是以，科技創造力必須將個體 本身及其所在的脈絡納入作為觀察的指 標。本研究參與對象為國小中、高年級 階段的學童，此時的學童個體仍處於發 展旺盛、變化最大的可塑期，不僅認知 基模隨著年齡增長而漸趨成熟，個體也 不斷地累積知識和經驗，此外，與學童 接觸頻繁的學校、家庭之環境脈絡的相 關因素，例如本研究探討的個體認知的 成熟度、解釋形態、領域知識及創意生 活經驗等層面，皆對科技創造力有相當 程度的預測效果。陸、結論
依據本研究結果，歸納出下列結 論：(一)國小高年級學童較中年級學童 傾向正向解釋形態；(二)國小中、高年 級學童之解釋形態對其科技創造力表現 之影響，並未隨著年級增加而有所不 同；(三)領域知識對學童之整體科技創 造力及價值性與獨創性二個指標均有正 向效果；(四)國小中、高年級學童創意 活經驗雖不多，但其創意生活經驗與科 技創造力指標之間有正向相關，其中以 「語文及肢體表演」與「獨創性」關聯 最為密切；(五)年級、解釋形態、領域 知識與創意生活經驗能有效聯合區別國 小中、高年級學童的科技創造力組別， 其中以年級與領域知識的區別力最高。 根據Seligman的解釋形態理論，個 人對事件的解釋方式，往往會影響其對 事件的情緒反應與適應；即個人本身的 詮釋和認知歷程都會影響其行為的學 習，繼而影響其人格的形塑。因此，在 學習的過程中，若過分強調「正確答 案」及著重知識的直接授予，學童難免 面臨問題解決失敗、學習動機受挫與情 緒沮喪的學習情境。若個體無法建立適 切的解釋形態，會導致認知、動機、情 緒等層面的適應不佳，繼而可能間接阻 礙其科技創造力的發展。解釋形態是否 會透過個人特質對科技創造力產生影 響，並未在本研究中加以驗證，但這三 者之間的關係值得進一步探討。此外， 欲提昇國小學童的科技創造力，奠定相 關知識和技能的基礎及體驗有創意的生 活經驗同時亦是相當重要的工作。當 然，科技創造力是個體與環境互動所產 生的結果，因此，除了個人的因素之 外，環境對於科技創造力發展的重要性 亦不可忽視。對國小學童來說，家庭和 學校是其互動最為頻繁的環境。因此， 培育科技創造力應不只在教學上予以啟 發、引導創意問題解決能力，學校、家 庭、社會等環境各層面也要發揮功能， 共同營造學童自由、開放、安全的空 間，才能讓其自由揮灑屬於自己的創 意。參考文獻
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