中學教師建設性思考與動機、學習策略及其相關因素之研究

國立中山大學教育研究所教授

摘 要

本研究以86年暑期在國立高雄師範大學進修教育研究所40學分班之中學教師141人(男50，女90)為對象，進行探討中學教師建設性思考與其修讀教育心理相關課程之動機和策略使用的關聯性，並進一步分析其與學科成績和教學自我效能感間之關係。研究工具計有：建設性思考量表、激勵學習策略問卷(MLSQ)、認知需求量表、幽默創造量表、幽默笑話、教學自我效能量表、前學期學業平均，以及學科成績。所得資料經以積差相關、多元迴歸分析、典型相關處理。結果顯示：中學教師之建設性思考、認知需求、幽默特質與動機、學習策略和學業成績、教學自我效能間存有若干的關聯。最後，本研究並以徑路分析探討研究架構的適當性。

關鍵詞：中學教師、建設性思考、學習動機、學習策略、教學自我效能、學業表現

　

緒 論

一、研究動機與研究目的

Wang,Haertel 和 Walberg （1993/1994）以近五十年來的研究資料之整合分析指出，影響學生學習最重要的二十八項因素中的前五項，由教師主控或影響的計有四項：教室管理（classroom management）（1位）､後設認知歷程（metacognitive processes）（2位）､認知歷程（cognitive processes）（3位）及師生互動（student/teacher social interactions）（5位）。Sternberg （1994）在其重視思考風格（thinking style）一文中，也特別以其成長經驗為例，強調教學歷程中，教師的思考風格，對其教學､評量與學生的學習所可能造成的影響。這些最近的研究結果似乎可與先前Brophy和Good （1970；1974）、Good （1970）、Rothsenthal和Jacbson （1968）所進行之教師期望對學生成就的影響研究相呼應（引自：Mayer,1987；鄭英耀,民86），顯示教師在教學歷程中，扮演著極為重要的角色，也成為維繫此波教育改革成敗的關鍵。

由於教學是一個複雜、依情境、事件而調整的歷程，因此教師在其教學過程中，平均每兩分鐘必須做一個決定。教師的思考與信念成為影響其做各種教育專業決定的關鍵因素，也是教師創造及維持學習環境的能力（鄭英耀、黃正鵠,民84）。Clark和Peterson（1986）在其「教師的思考歷程」一文中也指出：教師的思考、計畫和做決定構成教學之心理環境的主要部分，在師生與教學情境中，課程被據以詮釋及判定。教師的行為實質地被教師的思考歷程所影響，甚至被主宰、支配。事實上，在許多有關教師思考的文獻亦均隱含此種基本假設。所謂教師思考一般泛指對於教師知覺、反省、問題解決、計畫、決策、內隱理論（implicit theory）、先前概念、信念等教師心理特質及思考歷程的研究（Calderhead, 1987；Clark & Peterson, 1986）。

近年來研究者所進行之教師思考及教學效能的系列相關研究中，也發現中小學教師的創造思考、批判思考與其教學效能、教學行為或對學生的控制意識間均存有密切的關聯（鄭英耀,民83a；民83b；鄭英耀、黃正鵠,民84；民85）。

教師既是教學主體，如果說在面臨未來社會緣於科技的進步與挑戰，以及在教學上所需要的知識，教師都必須有能力在所有的時間內學習（郭玉霞、高政英譯,民76）；誠如美國師範教育改革團體?/FONT>卡內基特別委員會與何姆斯小組（the Holmes Group）的呼籲：「一位深思的教師應是永不停止地參與學習的歷程；是『永遠能夠學習』；且視學習與發展是自己與學生終生的歷程」（Peterson, Clark & Dickson, 1990）。為此，教師如何透過教學生涯不斷學習與發展專業，進而有效解決日常生活與教學問題，這與教師的信念有關，而建設性思考（Constructive thinking）即是一種強調由經驗累積淬練而成的一種智慧，係個體在壓力情境下能以最小的成本有效解決生活上的實際難題，並運用經驗和理性的智慧，使得自己以及周遭的人，生活的更好的一種信念或能力，它與成功的生活表現存有高度的關聯，是一種解決問題的能力，也是一種實用智慧（Epstein & Brodsky,1993；Epstein & Meier, 1989）。

Atwater （1992）探討大學生實用智慧和人格特質對學習的預測中發現：排除認知能力後，建設性思考的測量能顯著的增加對學業表現的預測力；而建設性思考的訓練的也能有效預測其領導能力。一般言之，儘管整體的建設性思考與學業成績並無顯著相關，但卻有重要的間接影響力；最明顯的是那些具有破壞性思考而與師友疏離、態度悲觀、自暴自棄、情緒容易激動，或由壓力造成身心疾病的學生，間接形成其學業成就低落的不利因素，因而無法發揮其智商的真正潛力。換言之，建設性思考會間接影響學生的學業成就及其潛能的發揮（Epstein & Brodsky, 1993）。此外，由於近來有關大學生學習的研究已經發展和考驗出一些學習模式，皆認為動機和學習策略變項與學業成就有關（Ainley, 1993；Dart, 1994；Paulsen & Gentry, 1995；Schiefele, 1991；Tuckman, 1992）；而Pintrich, Smith, Garcia和Mckeachie（1991, 1993）也已發展出一套最具統整性的模式，合併了動機取向及信念變項，以及各種學習策略。Pintrich等人認為為從價值?/FONT>期望理論（Expectancy-value theory）的觀點言，學生在面臨一項工作情境，只有當此項工作具自我的價值性和期望自己能有效完成它時，學生才會去做；易言之，在面臨一項工作挑戰時，學生會問「為什麼我要做這項工作？」〔價值性（Value）〕，接著會問：「我能完成這項工作？」〔期望（Expectancy）〕，以及「我對這項工作的感受如何？」〔感受（Affect）〕。而學習策略（learning strategies）係指學生以其既存之知識來選擇，組織和統整新訊息的行為和想法。換言之，它是指學習過程中任何被學習者用來增進學習效能的活動（Mayer, 1987；Weinstein & Mayer, 1986）；基本上即是學習者回答：「我該如何進行此項工作？」, Pintrich和Schrauben即將所有的學習策略區分成兩個概念範疇：認知策略（cognitive strategies）和自我調整策略（self-regulation strategies）（Paulsen ＆ Gentry, 1995）。此模式應用在許多大學的文理科之小班級中（Mckeachie, Pintrich, Lin & Smith, 1986；Pintrich, 1989；Pintrich & Garcia, 1991；Paulsen & Gentry, 1995；Tuckman, 1996）和中學生的研究中（Pintrich & DeGroot, 1990；Pintrich & Roeser, 1994）亦已成功的獲得檢証。 Pintrich和DeGroot（1990）發現內在價值、自我效能與學業成就存有顯著的正相關，類似的結果在項必蒂（民80）、Berndt和Miller（1990）、Pintrich（1989）、Pintrich和Garcia（1991）、Paulsen和Gentry（1995）、Schunk（1984）、Zimmerman和Martinez-Pons（1990）等人的研究也都獲得支持。而在Pintrich（1989）和Tuckman（1992）研究也發現大學生的後設認知策略與其學業成績有直接關係。中學教育是人生成長的重要階段，中學教師其建設性思考如何？學習動機、學習策略如何？建設性思考與其在職進修之再教育歷程中的學習動機和採用的策略間之關聯為何？是否會影響其學業表現？又是否會影響其對自己在教學效能的信念？這對此波教改重點如何結合終身教育理念，讓在職教師透過回流教育歷程提昇教師素質應是師資教育規劃的重要課題，也是本研究所急欲瞭解和感到興趣的。

在陳武雄（民84）以327名國中教師和465名國小教師為樣本的研究即發現，教師建設性思考與教學效能存在顯著的相關；亦即教師建設性思考愈高者，其在教學的掌控，勝任性、效能感愈高。類似的研究結果，在鄭英耀（民86）以211名中學代理代課教師的研究中，也獲得支持。而孫志麟（民80）也發現樂觀與教學自我效能有顯著的正相關。從許多有關教師職業倦怠（teacher brunout）的研究文獻顯示：不得不違背教學原理來教導學生、角色衝突、工作負荷、學校和行政人員的關係、專業發展等等，均是教師工作壓力的主要來源（黃正鵠、鄭英耀,民78）。基本上此種無法抗衡家庭、社會及媒體的負面影響及有效善用方法與變通，這些都是教學自我效能的重要內涵，（Gibson & Dembo, 1984；鄭英耀、黃正鵠,民84；民85）。如果教師無法或不易發揮教學自我效能，這也是表示其教學自我效能不高，而教學自我效能所以不高，可能是其缺乏良好的建設性思考有關；也可能與教師能否因應社會變遷與挑戰，不斷接受新的觀念和從事費心的認知活動或訊息處理有關，亦即教師自我效能可能與教師的認知需求（need for cognition）高低有關。依照Cacioppo, Petty, Kao和Rodrigues （1986）的觀點，認知需求係個人從事費心的認知活動時之內在動機，此傾向是長期經由問題解決經驗所形成；研究也發現高認知需求者在較需要思考的課題上表現優於低認知需求者（Leone & Datton, 1988），高認知需求者不但有較高的成就動機，考試焦慮也較低（高泉豐,民83；鄭英耀,民86），和學業成績間亦存有顯著的正相關（Tolentino, Curry & Leak, 1990；Waters & Zakrajsek, 1990）。蔡文玲（民82）和鄭英耀、黃正鵠（民85）的研究也發現認知需求和一般自我效能或教學自我效能間有顯著的正相關（r=0.45∼0.68），也有較高的內在學習動機、學習的自我效能及較好的學習策略（鄭英耀,民86）。教學既是一項專業的活動，需要豐富的學科知能和經驗，在職中學老師的認知需求與其對教育學科學習之動機和策略使用之關聯性為何？是否亦會直、間接影響及其在學科成就的表現和對教學工作的勝任感？也是本研究所亟欲探究的。此外，在一些以教師特質的研究中，幽默特質一直是良好教師的指標之一（Blue, et al., 1991；Sellnow, 1993）。Rareshide （1993）的研究也指出幽默是有效班級教學不可或缺的成分，教師幽默感的表現可降低緊張、增強學生的學習動機、增進師生關係。Oldfather （1993）的研究也有類似的發現。在Shanoski和Hranitz （1991）以35名1991年全美傑出教師的研究更指出幽默感係重要的教師特質。鄭英耀、黃正鵠（民85）的研究也發現出幽默特質與中小學教師之教學行為有顯著的正相關。類似的結果在鄭英耀（民86）的研究也獲得支持。在職中學教師的幽默感特質和幽默能力與其學習歷程中之行為表現是否存有關聯，進而間接影響其學科成就和對教學之自我效能感，本研究將一併進行瞭解。

本研究之主要目的有：（1）探討中學教師人口／思考屬性和動機與學習策略之關係； （2）探討中學教師的動機、學習策略與其學科成績、教學自我效能之關係； （3）進一步檢証本研究架構的適當性。

二、名詞界定：

（一）中學教師（secondary school teacher）

係指目前在高中職或國中任教之合格教師。

（二）建設性思考（constructive thinking）

所謂建設性思考是指人在壓力的情境下，能以最小的成本有效解決生活上的實際難題，並運用經驗和理性的智慧使得自己以及其周遭的人，生活得更好的一種信念或能力（Epstein & Brodsky, 1993）。本研究以吳靜吉、陳武雄（民84）修訂之「建設性思考量表」中「整體建設性思考量表」（Global Constructive Thinking Scale）之得分為指標。得分越高，表示教師對自己建設性思考的信念或能力越高。

（三）教育課程

係指受試教師在教育研究所四十學分班修習之教育心理學研究課程。

（四）學習動機 （learning motivation）

係指受試者在學習教育課程的認知取向（cognitive orientation）動機。包含價值（value）、期望（expectancy）與感受（affection）三種成分（Pintrich, 1989）。本研究以中學教師在項必蒂（民80）修訂之「激勵學習策略問卷」（Motivated Strategies for Learning Questionnaire, 簡稱MSLQ），動機量表上各分量表上的得分作為指標。

（五）學習策略 （learning strategy）

學習策略係指個人在進行學習活動時用以影響其訊息之選擇（selection）、獲得（acquisition）、建構（construction）及統整（integration）等編碼歷程（encoding process）之行為與思考（Weinstein & Mayer, 1986），涵蓋認知策略（cognitive strategy）、後設認知策略（metacognitive strategy）與資源經營策略（resource management strategy）。本研究以受試者在MSLQ學習策略各分量表上的得分作為指標。

（六）先前知識 （prior knowledge）

係指受試教師在前一年修習教育研究所學分之學期總成績（GPA）。學業成績以各班為單位予以標準化，轉換成Z分數。Z分數愈高，表示先前知識愈佳。

（七）學業成就 （academic achievement）

係指受試教師在教育心理研究之期末學科總成績，為便於比較與分析，均以班級為單位予以標準化，轉換成Z分數表之。

方 法

一、研究對象

本研究樣本之選取，以抽取自民國八十六年暑期在國立高雄師範大學教育研究所40學分班進修之在職中學教師141人（男50，女90）為對象。受試教師平均年齡為42.2歲，平均任教年資為18.7年，除2名未婚，餘均已婚。受試者任教之科目極為分散，計有國文、英文、數學、歷史、理化、生物、地理、美術、輔導、工業類科、商業類科等。

二、研究工具

（一）建設性思考量表

本量表係吳靜吉、陳武雄（民84）依據Epstein等人於1989年編制之100題長題本之Constructive Thinking Scale修訂而成。全量表共36題，包括六個分量表，分別為：情緒的因應、行為的因應、絕對的思考、迷信的思考、天真的樂觀和神秘的思考。本量表為Likert五點量表，旨在測量教師處理日常生活問題時的經驗或信念的思考傾向。惟整體建設性思考之計算並不包含天真樂觀3個題目的分數，僅以其他分量表33項題目做為總分的指標；得分愈高，表示受試教師之建設性思考傾向愈高。亦即良好的建設性思考者在「情緒的因應」、「行為的因應」二個分量表之反應會得高分，而在「絕對思考」、「迷信思考」、「神秘的思考」及「天真的樂觀」等四個分量表會得低分。信度方面，整體建設性思考量表（33題）內部一致性α係數為.85（N=792），六個分量表之Cronbach α介於.56∼.79。效度方面，本量表除具有良好的建構效度外，與生活導向量表的同時效度為.42（N=510）。

（二）認知需求量表

本量表係高泉豐（民83）依據Cacippo, Petty和Kao於1984年所編製的認知需求量表18題短題本（The Short Form of the Need for Cognition Scale）為藍本修訂而成。全量表為六點量表，共18題。旨在測量個人從事費心的認知活動時之內在動機。本量表內部一致性為.87（N=1195），再測信度為.80（N=110，間隔一個月）。本量表和其他變項間之相關顯示具有輻合和區別效度。得分愈高，表示受試者的認知需求較高，反之則愈低。

（三）幽默創造量表

本量表係劉佩雲與吳靜吉（民79）依據Bell和McGhee於1986年所編之Frequency at Humor Initiation為藍本編製而成。全量表為四點量尺，共12題，目的在了解個人在生活中主動表現幽默的情形。本量表的內部一致性為.85，再測信度為.83。效度方面，以電話同儕互評相關為.22∼.44（N=46）。分數愈高，表示個人較主動幽默創造，反之則愈少。

（四）幽默笑話

本量表係吳靜吉（民68）自編，全量表共10題，內部一致性為.75，與劉佩雲（民79）之幽默形容詞檢核表得分相關為.18（P< .05），與自評幽默程度相關.24（P< .01）。本量表得分愈高，表示幽默能力愈高，反之則愈低。

（五）激勵學習策略問卷

本問卷係項必蒂（民80）依據美國密西根大學Pintrich, Smith和Mckeachie於1989年所編製的Motivated Strategies for Learning Questionaire （簡稱MSLQ）加以修訂而成。原量表有85題，修訂後為76題，也包含動機（Motivation Scale）、認知（Cognitive Scale）與資源經營（Resources Management Scale）三個分量表。動機量表分三部分，旨在測量學生（1）價值部分之內在目標取向、外在目標取向及工作價值；（2）期望部分之學習控制信念、學習自我效能及期望成功；與（3）感受成分之測試焦慮。認知量表旨在測量學生之複誦策略、精進策略、組織策略、批判思考策略及後設認知之計畫策略、監控策略及調整策略。資源經營策略旨在測量學生之時間與讀書環境經營、努力經營、同儕學習及尋求幫助行為。本問卷以師院生為對象（N=360），求得各分量表的內部一致性Cronbach α係數.50∼.88，重測信度.34∼.77之間（隔週與三週，N=71∼80），並以驗証性因素分析法考驗效度。本問卷為Likert七點量尺，得分愈高，表示受試者在該項指標之取向或行為與思考較高，反之則愈低。

（六）教學自我效能量表

本量表係吳靜吉、孫志麟（民80）依據Gibson & Dembo於1984年發展的Teacher Efficacy Scale加以修訂而成。全量表共23題，包括六個分量表，分別為：1.抗衡家庭及社會影響的效能；2.盡心教學及善用方法的效能；3.抗衡家長管教負面影響的效能；4.診斷學習及變通教法的效能；5.抗衡傳播媒體影響的效能；6.抗衡學生參照人物影響的效能。本量表為Likert六點量尺。在量表得分愈高，表示教師對自己教學自我效能的信念愈高，反之則愈低。信度方面，全量表的內部一致性為α=.79（N=273），六個分量表的α係數介於.51∼.80。效度方面，本量表除具有良好的建構效度外，與內外控的同時效度為.34（N=209）；而與成就動機量表（吳靜吉和林秀吉,民68）的同時效度為.20（N=209）。

　

三、實施程序

本研究之施測，皆由研究者配合研究所需，於教育心理學相關課程的課堂上，依測驗性質、所需時間的長短及受試者意願，在86年8月上旬完成施測事宜。至於學科成績則於暑假課程結束後，由該校之進修部相關單位提供。

四、資料處理

（一）以Pearson積差相關考驗中學教師思考屬性、動機和學習策略，以及教學自我效能等變項間之關聯性。

（二）以典型相關分析（canonical analysis）探討中學教師人口/思考屬性與其學習教育心理學研究課程之動機和策略的關係；以及學習教育心理學研究課程之動機和策略與其學科成績、教學自我效能等變項間之關係。

（三）以徑路分析（path analysis）檢証本研究架構之適當性。

參、 結 果

一、中學教師思考屬性、動機與學習策略和其學業成績、教學自我效能之相關

中學教師的思考屬性與其在學習教育學科之動機、策略的使用，和與其學習結果表現間的關聯性如何？是本研究亟欲探討的。

受試者在本研究各變項之得分平均數、標準差如附表一。

（一）中學教師思考屬性與其學習行為之積差相關分析

表1為中學教師在研究變項間之相關矩陣(測試焦慮分數已轉向計分，分數愈高，表示測試焦慮愈低)。由表1結果得知：

1. 建設性思考方面：

(1)分量面方面:「情緒的因應」與認知需求(r=.21, P < .05)，而與學習動機之期望成功(r=.20)及與學習策略之組織(r=.22)、監控(r=.20)、時間環境經營(r=.22)存有顯著的低度正相關(P < .01)。與教學自我效能總分(r=.37)、抗衡家庭及社會影響（r=.47）、抗衡家長管教負面影響(r=.43)，均達.001以上之顯著水準。

「行為的因應」與認知需求(r=.29, P < .01)，與學習動機之內在動機(r=.25)、工作價值(r=.21)、期望成功(r=.29)及測試焦慮(r=.20)呈顯著的正相關(P皆< .05/.01)；而與學習策略11項分數之相關除「同儕學習」一項之相關未達顯著外（r=.12, P>.05），餘之相關皆達顯著（r=.20∼.40, P<.05∼.001）。另與教學自我效能總分(r=.33)、抗衡家庭及社會影響（r=.35）和抗衡家長管教負面影響(r=.41)三項均呈顯著的正相關(P < .001)。

「絕對的思考」與學習動機之相關僅學習自我效能(r=.21, P < .05)和期望成功(r=-.20, P < .05)兩項相關達顯著；與學習策略方面之精進、組織、監控、時間與讀書環境、努力經營和尋求幫助行為等六項均呈顯著地負相關（r=-.20∼-.31, P<.05∼.001）。另與教學自我效能總分（r=-.39）、抗衡家庭及社會影響（r=-.44）、抗衡家長管教負面影響（r=-.34）三項呈顯著的負相關( P均 < .001)。其餘各項，相關不顯著。

「迷信的思考」與認知需求（r=-.25, P<.01）幽默能力（r=-.26, P<.01）呈顯著的負相關。與學習動機之相關，與期望成功（r=-.22）和測試焦慮（r=-.19）兩項呈顯著的負相關( P < .05)。與學習策略之認知層面的組織(r=-.23)、監控(r=-.24)兩項和資源經營的努力(r=-.21)亦呈顯著的負相關。另與教學自我效能總分、抗衡家庭及社會影響、抗衡家長管教負面影響等三項也達顯著的負相關(r=-.34∼-.44, P皆 < .001)。

「天真的樂觀」在研究指標之學習動機與策略方面，僅與價值成分的外在目標取向(r=.33, P < .001)、期望成分之學習自我效能（r=.22, P<.05）兩項存有正相關。但與教學自我效能七項分數之相關中，僅抗衡家長管教負面影響、診斷學習及變通教學二項相關不顯著外，總分、抗衡家庭及社會影響、盡心教學及善用方法、抗衡傳播媒體影響和抗衡學生參照人物等五項相關皆達顯著（r=.21∼.35, P<.05∼.001）。

「神秘的思考」在研究變項中，僅與學業成績一項呈顯著的低度正相關（r=.22, P < .01)，其餘變項間之相關不顯著。 (2)在整體的建設性思考方面則與認知需求呈顯著正相關(r=.22, P < .05)；與學習動機之期望成功(r=.27)呈顯著的正相關(P < .01)。而與學習策略之認知層面的精進(r=.22)、組織(r=.25)和後設認知層面的監控(r=.31)及資源經營之時間環境經營(r=.29)與努力經營(r=.20)等項呈顯著的正相關(P < .05∼.001)。另與教學自我效能總分(r=.38)、抗衡家庭及社會影響（r=.50）、及抗衡家長管教負面影響(r=.48)三項之相關亦達顯著水準(P < .001)。

2. 認知需求方面：

受試教師之認知需求與學習動機七項分數中的內在目標取向(r=.52)、工作價值(r=.43)、學習控制信念（r=.41）、期望成功(r=.44)和測試焦慮(r=.45)等五項分數呈顯著的中度相關(P < .001)；與學習策略之11項分數的相關中，除了資源經營中之同儕學習(r=.21, P<.05)與尋求幫助(r=.14, P>.05)兩項外，其餘各項均呈顯著的低中度相關(r=.24∼.47，P< .01/.001)。另外與教學自我效能總分（r=.27）、盡心教學及善用方法（r=.32）和診斷學習及變通教學（r=.32）三項之相關亦達顯著水準（P< .01/.001）。

3. 幽默特質方面：

「幽默創造」與學習動機之內在目標取向(r=.27)、工作價值（r=.23）、學習控制信念(r=.28)、期望成功(r=.33)和測試焦慮（r=.34）五項呈顯著的正相關(P < .01/.001)。與學習策略之相關，在11項分數中除時間與環境經營(r=.18)、努力經營(r=.14)二項外，其餘各項的相關均達.01以上的顯著水準(r=.21∼.47)。另外，與教學自我效能總分(r=.26)、盡心教學及善用方法(r=.32)亦呈顯著的正相關。

「幽默能力」則除了與抗衡家長管教負面影響呈正相關（r=.23, P< .05），與計劃策略（r=-.23, P< .01）、診斷學習及變通教學（r=-.24, P< .05）存有低度負相關外，與各變項間之相關皆不顯著(r=-.15∼.15, P > .01)。

4. 學習動機與學習策略方面：

同表1結果得知，受試教師學習教育心理之動機成分中之內在目標、外在目標、工作價值、學習控制信念、學習自我效能、期望成功、測試焦慮七項分數除外在目標與努力經營相關不顯著（r=.16, P>.05），以及學習自我效能只與複誦（r=.27, P<.01）、精進（r=.22, P< .05）、計劃（r=.23, P< .05）存低度相關外，與學習策略11項分數之相關均呈顯著的低中度相關（r=.25∼.64；P< .01/.001）。

另外，學習動機各成分主要與盡心教學及善用方法(r=.19∼.34)呈低度的正相關；期望成功、測試焦慮亦分別與教學自我效能總分相關達顯著（r=.29；r=.30），且內、外在目標、學習控制信念和測試焦慮也與診斷學習及變通教學存有低度的正相關（r=.20∼.23, P皆< .05）。

至於學習策略方面，11項分數中除了努力經營（r=.17）一項與教學自我效能總分相關不顯著外，其餘各項與教學自我效能總分(r=.22∼.37, P< .05/.01）。與教學效能分量表之相關中，主要與盡心教學及善用方法(r=.13∼.41)和診斷學習及變通教法(r=.14∼.38)呈顯著的低中度正相關。

5. 學習成績方面：

受試教師修習教育心理期末成績(86年暑期)與神秘的思考(r=.22, P < .01)、尋求幫助行為(r=.20, P < .01)呈正相關，但與抗衡學生參照人物影響則呈負相關(r=-.20，P < .01)。

（二）中學教師人口／思考屬性與其學習教育學科之動機策略之典型相關

中學教師的人口變項思考屬性係透過何種方式影響其在教育學科之學習動機和策略之使用？是本研究所關心的。本研究以典型相關分析，將受試教師人口變項中之性別、年齡、婚姻、年資和思考屬性變項之建設性思考六項分數、認知需求、幽默創造、幽默能力等13個變項作為X組變項，而以學習動機七項分數、學習策略11項分數為Y組變項。表2是分析結果。

從表2典型相關分析結果得知，可抽出五組顯著的典型相關。X組變項的第一個典型因素(χ1)可以說明Y組變項的第一個典型因素(η1)的總變異量72.8%。而Y組變項的第一個典型因素(η1)又可解釋Y組變項總變異量的20.98%，所以X組變項透過第一個典型因素χ1可以解釋Y組全體變項之總變異量的15.27%。易言之，中學教師十三個人口與思考屬性變項透過第一個典型因素χ1，可以說明中學教師學習教育心理課程之動機和策略總變異量的15.27%。

X組變項的第二個典型因素(χ2)可以說明Y組變項的第二個典型因素(η2)的總變異量58.7﹪。而Y組變項的第二個典型因素(η2)又可以解釋Y組變項總變異量的4.79﹪，所以X組變項透過第二個典型因素χ2，可以解釋Y組全體變項之總變異量的2.81﹪。易言之，受試教師十三個人口／思考屬性變項透過第二個典型因素χ2，可以說明受試教師的動機和學習策略總變異量的2.81﹪。

X組變項的第三個典型因素(χ3)可以說明Y組變項的第三個典型因素(η3)的總變異量53.3﹪。而Y組變項的第三個典型因素(η3)又可解釋Y變項總變異量7.93﹪，所以X組變項透過第三個典型因素χ3，可以解釋Y組全體變項之總變異量的4.23﹪。易言之，受試教師十三個人口／思考屬性變項透夠第三個典型因素χ3，可以說明其學習教育心理之動機與策略總變異量的4.23﹪。

X組變項的第四個典型因素(χ4)可以說明Y組變項的第四個典型因素(η4)的總變異量39.2﹪。而Y組變項的第四個典型因素(η4)又可解釋Y變項總變異量8.88﹪，所以X組變項透過第四個典型因素χ4，可以解釋Y組全體變項之總變異量的3.48﹪。易言之，受試教師十三個人口／思考屬性變項透夠第四個典型因素χ4，可以說明其學習教育心理之動機與策略總變異量的3.48﹪。

X組變項的第五個典型因素(χ5)可以說明Y組變項的第五個典型因素(η5)的總變異量34.9﹪。而Y組變項的第五個典型因素(η5)又可以解釋Y組變項總變異量的5.26﹪，所以X組變項透過第二個典型因素χ5，可以解釋Y組全體變項之總變異量的1.79﹪。易言之，受試教師十三個人口／思考屬性變項透過第五個典型因素χ5，可以說明受試教師的動機和學習策略總變異量的1.79﹪。

　

表2 中學教師人口/思考屬性與其學習教育課程之動機及策略之典型相關分析摘要表