大學生班級情緒氣氛、學習自我效能、...

彰化師大教育學報

民 103，第 25 輯，85-112 頁

大學生班級情緒氣氛、學習自我效能、

學習倦怠與學習投入關係研究

邱素玲洪福源

台北海洋科技學院台北海洋科技學院

通識教育中心講師通識教育中心副教授

本研究分析大學生知覺班級情緒氣氛與學習倦怠、學習投入間的關係、以及探討

學習自我效能在大學生知覺班級情緒氣氛與學習投入、學習倦怠中的影響機制。本研

究以台灣 269 位大學生為研究對象，施測以班級情緒氣氛量表、學習自我效能量表、學習倦怠量表、學習投入量表，並利用結構方程模式進行資料分析。結構方程模式分

析結果顯示：(1)班級情緒氣氛可以顯著預測學習自我效能、學習倦怠；(2)學習自我效能可以顯著預測學習倦怠與學習投入；(3)學習倦怠可以顯著預測學習投入；(4)班級情緒氣氛可以經由學習自我效能，對學習投入產生完全的中介效果。整體而言，班級情

緒氣氛對學習自我效能具有相當高的預測解釋力；其次，班級情緒氣氛對學生的學習

倦怠而言是一個重要的保護因子；學生的學習自我效能是強化學生學習投入、減少學

習倦怠相當重要的個人內在資源。最後，根據研究結果進行討論，並且對學校、教師

及未來研究提出相關建議。關鍵詞：班級情緒氣氛、學習自我效能、學習投入、學習倦怠

邱素玲，台北海洋科技學院通識教育中心講師

洪福源，台北海洋科技學院通識教育中心副教授

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壹、緒論目前學生所面臨到的壓力有逐漸增加的趨勢(Weckwerth & Flynn, 2006)，且在亞洲

社會的大學生生活壓力以學業壓力最高(Huan, Yeo, Ang, & Chong, 2006; Wang & Pan, 2006)，而台灣大學生今日於高等教育所面臨到的是未能完成學業或是延畢的風險，然而在剛進入大學時是滿心期待，也花費相當多的時間與精力在課業上，卻可能在就學

期間，甚至是即將畢業時，辦理休學與退學。資料也顯示，近年來台灣大專校院無論

休退學人數、比率均呈逐年增加趨勢，97 學年大專校院休退學人數為 16 萬 3,941 人，較 96學年增加 7.1%，休退學比率為 12.3%，較 96學年增加 0.8個百分點(教育部，2012)。

這種情況顯示學生在面臨許多外在生活壓力時，出現了學習倦怠的心理現象，同

時又在缺乏外在資源的支持情況下，例如教師支持、尊重、同儕互動的學習環境、個

人的效能動機等，只能採取休學、退學加以因應。同樣地，許多實證性研究發現，大

學生因為經驗到高的課業壓力，而產生倦怠感(Jacobs & Dodd, 2003; Meier & Schmeck, 1985)，而學生的學習倦怠感不但與輟學間存在顯著關連性(Deary, Watson, & Hogston, 2003; Salanova, Schaufeli, Martinez, & Breso, 2010)，更可能與學習投入存在顯著負向關連(Alarcon, Edwards, & Menke, 2011; Schaufeli, Martinez, Marques-Pinto, Salanova, & Bakker, 2002a)，因此辨識並分析可能影響學生倦怠感、學習投入的因素、以及瞭解學習倦怠對學生學習投入可能產生的影響，便成為改善學生在學情況與提升學校效能的

當務之急。由於班級是教師對學生發揮影響力、以及學生形成學校概念時常接觸的場域，其

中班級的社會情緒因素對學生動機、學業成就的影響，扮演相當重要的角色。在情緒

上具支持性的班級會與學生的動機、興趣、喜好與投入(Curby et al., 2009; Fraser & Fisher, 1982; Goodenow, 1993; Marks, 2000; Ryan & Patrick, 2001; Woolley, Kol, & Bowen, 2009)、較佳的學生因應策略(Ruus et al., 2007)、較少的暴力行為(Sprott, 2004)、較佳的學校適應與學業成就相關(Konstantopoulos, 2009; Luo, Huang, & Najjar, 2007; Pianta, Belsky, Vandergrift, Houts, & Morrison, 2008; Rudasill, Gallagher, & White, 2010; Ruus et al., 2007; Stuhlman & Pianta, 2009)。然而過去的文獻多探討班級情緒氣氛之個別組成概念與學生投入之關係，不但忽略班級整體心理社會氣氛與學生投入之關連

性，更缺乏班級情緒氣氛與學生學習倦怠關係的支持證據，因此本研究將依據互動教

學架構(Teaching Through Interactions Framework)(Hamre & Pianta, 2001)，將教師支持、促進互動、促進相互尊重、促進表現目標等四個構面視為班級情緒氣氛概念(Ryan & Patrick, 2001)。再加上倦怠與投入之間存在負向的關連性(Alarcon et al., 2011; Schaufeli et al., 2002a)，學生倦怠被認為是學習投入的一種侵蝕(erosion)，因此本研究將進一步探討班級情緒氣氛對學習投入、學習倦怠可能產生的影響、並分析學習倦怠

與學習投入間的關係。綜合上述可知，班級社會環境對學生的學習倦怠、學習投入存在重要的影響，然

而分析其間可能存在的影響機制對提升學生的在學率、學業成就均可能是相當重要

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大學生班級情緒氣氛、學習自我效能、學習倦怠與學習投入關係研究

的。由於自我效能會藉由增強學生的幸福感與堅持程度，而影響學業成就，同時也會

導致更有效的使用已獲得的知識與技能(Bandura, 1982)，因此多將學生動機性信念視為班級環境的中介變項(Patrick, Ryan, & Kaplan, 2007; Ryan & Patrick, 2001)、並用以解釋倦怠、投入(Cherniss, 1993; Leiter, 1992; Pintrich & De Groot, 1990; Salanova, Bresó, & Schaufeli, 2005; Schaufeli, Maslach, Marek, 1993)，可見大學生學習自我效能分別於班級情緒氣氛與學習倦怠、學習投入間關係居重要的角色，但是這些研究多分析班級情

緒氣氛之各個組成構面(例如教師情緒支持、教師學業支持、促進互動、促進尊重等)對自我效能的影響，而忽視了班級情緒氣氛整體特性、且在台灣仍未有研究針對此一

主題加以探討，頗值得本研究以台灣的樣本進行探究，以瞭解班級社會環境概念於台

灣集體主義價值社會之適用性、及認知性效能動機於班級社會環境概念與學習倦怠、

學習投入影響關係之中介作用。

貳、文獻探討

一、班級情緒氣氛依據互動教學架構，具有高班級情緒氣氛的班級特質包括(a)師生關係是溫暖、具

照顧與養育性的、能鼓舞人心的；(b)教師能避免使用諷刺與嚴厲的管教方式(c)教師對學生的需求具敏感度(d)教師能站在學生的立場考量(Hamre & Pianta, 2001)。換言之，當學生認為在課堂上他們能被鼓勵瞭解、與同儕互動、協助同儕、想法能被尊重而不

受輕視、當學生知覺到教師是理解與具支持性時、當學生知覺教師較不強調學生間的

競爭與能力的比較時，學生會傾向投入更多適應性的學習型態(Ryan & Patrick, 2001)。因此 Ryan 與 Patrick 為分析班級環境特質對學生動機與投入的影響，編製班級社會環境量表，該量表共包括教師支持、促進互動、促進相互尊重、促進表現目標

等四個構面。其中，教師支持、促進互動、促進相互尊重等面向所塑造的班級社會環

境是較正向的，且均與學業效能、與教師及學生之社會效能、自我調節學習間存在顯

著的正向相關。相對地，促進表現目標所塑造的班級社會環境是較負向的，與學業效

能、與教師及學生之社會效能、自我調節學習間存在顯著的負向相關，且與破壞行為

間存在正相關。但是由於同儕關係可能會受到班級表現強調以及強調競爭而產生負向

影響(Ames, 1992; Dweck & Leggett, 1988)，再加上強調表現目標與班級情緒氣氛其他分量表，如教師支持、促進互動、促進相互尊重之間，均存在顯著負相關(Ryan & Patrick, 2001)，明顯地與本研究強調正向班級情緒氣氛對學生學習投入與學習倦怠之影響目的不符，因此在分量表與構面之選取上，將刪除促進表現目標。

所謂的教師支持是指，學生能知覺對教師是否關懷與願意協助自己、教師能促進

師生關係的概念(Ryan & Patrick, 2001; Trickett & Moos, 1973)。由於社會支持的研究多未將情緒支持與教學支持之概念與測量區分開來，而無法更精細地瞭解不同的支持型

態可能對結果變項的影響(Colarossi & Eccles, 2003)，因此在測量上會將之區分為教師個人對學生的情緒支持、學業支持(Johnson, Johnson, & Anderson, 1983; Patrick et al.,

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2007)。其次，促進互動是指，教師會在課堂上鼓勵學生互動、並且相互交換意見，藉以創造學生辯證、評估與精煉想法、評估其他種可能性、以及給予或獲得其他同學協

助的機會，以瞭解學業任務中同儕的社會互動情況(Good, Mulryan, & McCaslin, 1992; Ryan & Patrick, 2001; Webb & Palincsar, 1996)。第三，促進相互尊重是指，同儕間的相互尊重，在一個相互尊重的環境涉及了教師期望所有學生都能相互重視，同時要求

學生要考慮別人的感受、以及禁止學生嘲笑他人。因為在這樣的環境中學生可以專注

地學習，而不需要擔心其他同學如何想或如何說(Ryan & Patrick, 2001)。綜合上述，本研究為探討正向班級情緒氣氛對學生學習投入與學習倦怠之可能影響，將參考 Ryan 與 Patrick 的班級社會環境量表、以及 Patrick 等人的班級社會環境概念量表，編製正向班級情緒氣氛量表，並瞭解此一量表於台灣的信效度與適用性。

二、班級情緒氣氛與學習自我效能先前研究顯示，學生對於班級社會環境的概念，包括聯繫(affiliation)、凝聚力、

公平、相互尊重、教師與學生支持等，均與動機信念及學業成就相關連(Fraser & Fisher, 1982; Goh, Young, & Fraser, 1995; Haertel, Walberg, & Haertel, 1981; McRobbie, Fisher, & Wong 1998; Ryan & Patrick, 2001; Trickett & Moos, 1973)。若更進一步來看，教師情感的支持會使學生產生正向的情緒結果、高精熟取向、增加投入行為、較高的理解力、

較高的自我效能、適應性的尋求協助行為、且也可能調節低自我效能與避免協助策略

間的關係(Patrick, Turner, Meyer, & Midgley, 2003; Ryan, Gheen, Midgley, 1998; Stipek, Salmon, Givvin, Kazemi, Saxe, & MacGyvers, 1998; Turner & Meyer, 2004)。同樣地，研究顯示，班級情緒氣氛之各別組成構面，例如教師情緒支持、教師學業支持、促進互

動、促進尊重等，均與自我效能間存在顯著的正相關(Patrick et al., 2007; Ryan & Patrick, 2001)，但是卻少有研究整體探討班級情緒氣氛與自我效能間的關連性，因此本研究將進一步探討兩者間的關係。基於班級情緒氣氛之各別組成構面與自我效能間的關係，

本研究假定：

H1. 班級情緒氣氛對學習自我效能具有正向的預測關係。

三、班級情緒氣氛與學習倦怠、學習投入班級情緒氣氛與學習倦怠、學習投入之關係可利用資源保留理論加以說明。資源

保留理論認為有四種資源可以用來預測人類行為應變與最佳的功能運作(strain and optimal functioning)，包括事物、環境、個人特質與能量(Hobfoll, 1989)。事物資源基於物理本質，或因昂貴或稀有性，所以是很珍貴的，例如房屋即是一種事物資源。教

師所塑造的班級情緒氣氛則是一種環境資源。個人特質則是人們在處理壓力時所能運

用的個人資源，自我效能則是學生在學業上相當重要的個人特質資源。能量是指可以

藉由該資源獲得其他資源者，例如金錢。從資源保留理論來看，在三種情況下人們會受到資源的損失或威脅。首先，當資

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源受到威脅時，如學生獲得較差的分數，便容易產生低自尊，並經驗到壓力。其次，

當資源實際上受到損失，如個體有較差的時間管理而使時間損失，無法完成學業任務

時，在此種情況下會經驗到壓力。第三，如果投注資源，卻沒有獲得資源時，也會經

驗到壓力，例如學生花了時間唸書卻没有成績的提升，即會經驗到壓力(Alarcon et al., 2011)。

更進一步來看，理論建議當外在要求加諸於個人時，多會使用先前所提的四種資

源，以因應這些要求(Hobfoll, 1989)。人們所擁有的資源愈多，則人們會採用更多具建設性的因應策略(Hobfoll & Shirom, 1993)。相對地，人們所擁有的資源愈少，則會採用較多的不適應因應策略，所以因應策略的角色是資源保留理論的重要概念。具體來

說，因應策略應該要能完全調節資源以及對壓力的要求之間的關係(Hobfoll, 1989)。當個人擁有適當資源時，過多外在的要求則會被知覺為較無害的，並且會採用較為成功

的因應策略，相對地，當個人的資源較少時，外在的要求則被知覺為較嚴重的。若以資源保留理論來看，倦怠與投入可被描述為資源的損失與獲取。倦怠是一種

長久耗竭與無趣的心理現象(Gonzalez-Roma, Schaufeli, Bakker, & Lloret, 2006; Maslach, Schaufeli, & Leiter, 2001)。當個人資源如身體健康、時間、自尊或社會支持等的損失，會導致不適當的因應策略，進而產生更進一步的資源損失，也就是形成重覆性的資源

損失，即為倦怠。更具體而言，情緒的耗竭即是個人缺乏精力的感覺，這種精力缺乏

是表現出無建設性因應策略的結果，若持續使用不適應的因應策略將會導致憤世嫉

俗，而憤世嫉俗是一種因應情緒耗竭的策略(Maslach, 2003; Maslach & Goldberg, 1998; Maslach et al., 2001)。相對於個人經驗到倦怠，投入會創造更多資源，並且可能會經驗到正向情緒。這些豐富的資源會產生建設性的因應策略，所以投入被概念化為在工

作中的一種正向且圓滿的狀態，並且包含了活力、奉獻與著迷等概念。綜合以上可知，班級情緒氣氛愈趨正向，便代表個人擁有較重要的環境資源，若

再加上個人特質之高自我效能等資源的支持下，大學生即擁有相當豐富資源可資面對

外在壓力、並能展現較多活力、對學習也較能奉獻。相對地學生所知覺的環境情緒氣

氛愈負面，自我效能愈低，即代表資源較匱乏，不足以因應外在壓力，而可能產生倦

怠。以往很少研究會分析發展性情境如何影響學習倦怠與學習投入 (Fredericks,

Blumenfeld, & Paris, 2004)。Appleton, Christenson 與 Furlong (2008)以及 Fredericks 等人分析了許多學生投入的助長因素，包括學校管理行為、父母與同儕對學校、同儕、

班級與學校情境的態度，相對地同儕受害與拒絕會與學校不投入存在關連性，而其中

很重要的因素即為班級情緒氣氛。先前的研究證實，社會支持可以有效預測學生倦怠(鍾佩君，2011；Halbesleben,

2006)、與投入(Colarossi & Eccles, 2003)，同樣地，當教師能創造出一個正向班級情緒氣氛，就能站在學生的立場考量，且溫暖、具照顧與養育性的師生互動關係，也能夠

提供學生足夠的心理空間與自信心學習(Skinner & Belmont, 1993)，同時學生會覺得自己受到教師情感上的支持，進而促進正向師生關係的建立，以提升學生的學校滿意

度、投入較多的學業活動，如順從班級規則、努力、尋求課業協助、使用自我調節策

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略、也有較高的學業成就(Birch & Ladd, 1997; Gettinger & Stoiber, 1998; Hamre & Pianta, 2001; Klem & Connell, 2004; Newman & Schwager, 1993; Patrick et al., 2007; Ryan & Patrick, 2001 Skinner, Wellborn, & Connell, 1990; Wentzel, 1994, 1997)，同時也會有較少的曠課(Moos & Moos, 1978)、較少班級破壞行為(disruptiveness)(Ryan & Patrick, 2001)。其次，教師促進班級同學間的相互尊重所塑造出來的班級環境，對學生問題解決、認知犯險(cognitive risk-taking)與概念理解均有相當的助益(Cohen, 1994; De Lisi & Golbeck, 1999)，且可以在學生犯錯時降低焦慮感與威脅感，而增加其投入學業的可能性(Turner, Thorpe, & Meyer, 1998)。

由以上可知，教師支持、教師促進班級尊重氣氛均可能與學生學習投入與學習倦

怠間存在關連性，而教師支持與促進相互尊重概念均是班級情緒氣氛的重要構面。同

時實證性研究發現，班級情緒氣氛與學生學習投入、學習倦怠間亦可能存在顯著關連

性(Patrick et al., 2007; Ryan & Patrick, 2001)。因此本研究假定：

H2. 班級情緒氣氛對學習倦怠具有負向的預測關係。

H3. 班級情緒氣氛對學習投入具有正向的預測關係。

四、學習自我效能與學習倦怠、學習投入在探討如何增強學生學習投入、學習倦怠時，社會認知理論提供了理論觀點的解

釋基礎(Bandura 1982)。社會認知理論強調，個人因素(認知)、行為以及環境狀況的交互作用關係，認為人們會在此交互作用關係中產生行為。其中最重要的個人認知因素

即為自我效能，而自我效能是指個人對於自己組織、行動以達成既定目標的能力信

念，高自我效能的學生當面臨到具挑戰性的任務時，他們傾向保有較多的活力、付出

較多的努力、更能堅持(Bandura, 1997)。然而自我效能是如何發展而成？自我效能又是如何提升與增強呢？Bandura

(1997)認為自我效能的影響來源有四種方法，包括表現成就、替代經驗、口語說服、特定的心理狀態。首先，表現成就被視為最具影響力的自我效能影響因素(Bong & Skaalvik, 2003; Pajares, 1997)。若過去的表現成就是成功的，將可以有效地提昇自我效能，反之若過去的表現是失敗的，則會使自我效能降低。例如學生在月考時數學考試

不及格，他們可能會懷疑自己的數學能力，相反地，如果這位學生在一開始的數學考

試中，即能獲得很好的成績，那麼他下一次對於數學考試的自我效能期望將會增強，

因此教師在教學過程中應提供學生較多的成功經驗，以提升其自我效能。其次，替代

經驗(包括觀察學習、楷模示範、模仿)則是藉由觀察相似者的表現而得，包括觀看他們能夠做什麼、注意他們行為的結果，並且使用這些訊息以形成自己行為的期望與結

果。例如教師在教學過程中可以藉由提供刺激、促進智性進步、並且建構利社會期望，

那麼學生間相互的協助與支持，將會形成示範作用，進而提升其自我效能。第三，當

人們相互傳達具有能力、可信度的效能訊息時，自我效能也會隨之提昇，口語說服的

影響因素包括專業性、可靠性、受說服來源的吸引力等。因此教師應多傳遞支持性的

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口語訊息，以提升學生自我效能。最後，當個人感覺到較低的焦慮、壓力感，則其會

有較高的自我效能，所以當學生對自己的能力經驗到負向的想法與焦慮感，這些負向

的情感反應可能會減低其能力概念、並產生壓力感。倦怠通常被概念化為一種嚴重的心理與生理症狀，根源於個人與工作的關係，而

學生的倦怠是指學生受到學習超載(study load)而感到耗竭，所產生對學習的一種憤世嫉俗、分離的態度、且會感覺身為一個學生的無力感(Schaufeli et al. 2002a)。倦怠在概念的測量上係由三個面向所組成，包括全然耗竭(overwhelming exhaustion)、感到憤世嫉俗與分離 (feelings of cynicism and detachment) 、專業化效能 (Professional Efficacy)(Maslach et al., 2001; Schaufeli & Buunk, 2003)。所謂的耗竭是指，在情緒上與生理上的感受，做為排解工作中壓力的反應；感到憤世嫉俗通常是立即性的對耗竭有

所反應，以促使個人在認知上遠離自己的工作；專業化效能是指，對於個人效能信念

的侵蝕，可以視之為耗竭、憤世嫉俗的結果(Maslach et al., 2001)。實證性研究顯示，耗竭與憤世嫉俗是倦怠概念的核心(Schaufeli & Taris 2005)，而倦怠的第三個面向(專業化效能)應被排除(Bresó, Salanova, & Schaufeli, 2007)。的確，專業化效能似乎於倦怠歷程中扮演影響因子的角色，而非組成倦怠症狀的一種面向(Cherniss 1993; Salanova, Llorens, Cifre, Martı´nez, & Schaufeli, 2003)，因此本研究之學習倦怠將刪除專業化效能構面。

另一個與倦怠相對的概念即為投入，學生投入是指學生藉由其想法、感受與行

為，而積極投入於學校的程度，投入依據 Schaufeli 等人 (2002a)的概念，被定義為是一種有關學生任務之正向、完成、動機性的心智狀態，並且具有被活力、奉獻與著迷

(dedication and absorption)的特徵。活力是指高程度的精力與心理復原力、有意願投注努力、並且能在面對困難時加以堅持。奉獻是指一種重要性、熱情、靈感、驕傲與挑

戰的感受。最後，著迷是指對任務的完全專注。然而最近的研究顯示，著迷被認為是

投入的結果，而非結構成份的一部份，因此將著迷面向排除在投入概念之外(Bresó, Schaufeli, & Salanova, 2011; Salanova et al. 2003)，本研究之學習投入亦將刪除著迷構面。

由於投入被認為會增加動機性行為，而這種動機性行為是起因於高自我效能的。

自我效能會藉由增強學生的幸福感與堅持程度，而影響學業成就，同時也會導致個體

更有效的使用已獲得的知識與技能(Bandura, 1982)，因此學習動機與學習投入間存在顯著關連性(魏麗敏、黃德祥，2001)，且過去的研究者多利用自我效能解釋倦怠、投入(Cherniss, 1993; Leiter, 1992; Pintrich & De Groot, 1990; Schaufeli et al., 1993; Salanova et al., 2005)，同時研究也發現自我效能與倦怠、投入間存在顯著關連性，例如學生自我效能與投入間存在顯著正相關(Bresó et al., 2011; Llorens et al., 2007; Salanova et al. 2005 ; Xanthopoulou, Bakker, & Demerouti, 2007)，自我效能信念與倦怠間存在顯著負相關(Capri, Ozkendir, Ozkurt, Karakus, 2012; Salanova, Peiró, & Schaufeli, 2002; Tang, Au, Schwarzer, & Schmitz, 2001; Yang, 2004; Yang & Farn, 2005)。基於以上結果，本研究假定：

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H4. 學習自我效能對學習倦怠具有負向的預測關係。

H5. 學習自我效能對學習投入具有正向的預測關係。

五、學習倦怠與學習投入由於資源保留理論已被廣泛引用，以解釋學習倦怠結果(Lee & Ashforth, 1996;

Wright & Bonett, 1997; Wright & Cropanzano, 1998)，依據該理論，倦怠是發生在員工感覺到某種有價值的資源，在不符合員工要求的情況下喪失(Hobfoll, 1989; Hobfoll & Freedy, 1993)，倦怠就會對員工工作態度產生負向影響，例如減少工作投入、職業承諾、工作滿意度(Burke & Richardsen, 1993; Kahill, 1988)。雖然目前有研究探討工作倦怠與工作投入間的關連性(林淑惠、黃韞臻，2012；Chiu & Tsai, 2006; Elloy, Everett, & Flynn, 1991; Kahill, 1988)，例如林淑惠與黃韞臻的研究發現，大學生的學習倦感與學習投入間存在顯著負相關。而Kahill在研究中發現，倦怠感會負向地影響工作投入與組織承諾。同樣地Chiu 與 Tsai、Elloy, Everett 與 Flynn則發現倦怠感與工作投入間存在顯著負相關。然而學生倦怠與投入間的關連性，卻少有研究加以探討(Alarcon et al., 2011; Schaufeli et al., 2002a)，因此本研究依據資源保留理論、以及在工作職場的研究結果假定：

H6. 學習倦怠對學習投入具有負向的預測關係。

本研究將依上述文獻資料與假設，形成圖1之假設模式。

參、研究方法

一、研究對象本研究以大專院校學生為預試對象，計得有效問卷數216份，其中男性為107人，

占49.5%，女性為109人，占50.5%，本研究所編訂之量表均以216位預試對象進行信效

圖 1 假設模式圖

學習倦怠

班級情緒氣氛

學習投入

學習自我效能

H4

H5 H1

H2

H3

H6

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度分析。此外，本研究之正式受試者主要係由台灣二所大專院校便利取樣而來，共發

出300份問卷，量表施測時間大約15分鐘，在問卷回收後，刪除空白與居中傾向之無效問卷，共得有效問卷數269份。其中台北海洋技術學院共計有127人，占47.2%，真理大學共計有142人，占52.8%；大學一年級學生人數共計有106人，占39.4%，二年級共計57人，占21.2%，三年級共計67人，占24.9%，四年級共計39人，占14.5%。男生人數共計有193人，占71.7%，女生人數共計有76人，占28.3%。

二、研究工具為探討本研究所提出之研究假設，共編訂了四份量表，分別是「班級情緒氣氛量

表」、「學習自我效能量表」、「學習倦怠量表」、「學習投入量表」，而這四份量表之受

試者均為大學生。茲將量表的編製內容及過程述敘如下：班級情緒氣氛量表. 本研究參考Landau 與 Meirovich (2011)的支持氣氛量表、

Patrick, Ryan 與 Kaplan (2007)的班級社會環境概念量表、Ryan 與 Patrick (2001)的班級社會環境量表，編製而成。該量表共計12題，量表的計分採用Likert 6點量尺(1=”完全不符合”到6=”完全符合”)，共區分為四個因素，分別命名為「教師學業支持」(3題)、「促進互動」(3題)、「促進相互尊重」(3題)、「尊重觀點」(3題)。教師學業支持是指，教師對學生所能提供的學業支持；促進互動是指，教師能促進學業任務中同儕的社會

互動情況；促進相互尊重是指，教師能促進同儕間的相互尊重；尊重觀點是指，在班

級教師與同學均會尊重彼此的觀點。「班級情緒氣氛量表」全部題目之內部一致性

Cronbach’s α係數為.91，分量表之內部一致性α係數分別為.86、.81、.78、.77，由此可知本量表之信度良好。

學習自我效能量表. 學習自我效能量表係研究者統整高自我效能學生特徵、並且依據Bandura (1989)的「多向度自我效能量表」中，自我調節學習的自我效能向度、考量大學生的學習情境與任務編製而成，目的在測量學生學習的自我效能，其適用情境

為大專院校，而測量的標的任務為學業的學習。本量表共計9題，量表的計分採用Likert 6點量尺(1=”完全不符合”到6=”完全符合”)，其KMO取樣適切性量數為.88，Bartleet球形檢定χ2（36）＝1516.81（p＜.001），具有因素分析適合性，共得到三個因素，分別命名為「能力取向」(3題)、「努力與堅持」(3題)、「學習方法」(3題)，共可解釋78.45%的變異量。「學習自我效能量表」全部題目之內部一致性Cronbach’s α係數為.90，分量表之內部一致性α係數分別為.92、.88、.77，由此可知本量表之信度良好。

學習倦怠量表(Learning Burnout Scale, LBS). 本研究參考Schaufeli等人 (2002a)的「Maslach倦怠問卷---學生版」(Maslach burnout inventory–student survey)之「耗竭」、「憤世嫉俗」等二個分量表，同時採用Bernhard (2010)的大學生調查(College Student Survey)之「情緒耗竭」分量表編製而成。本量表共計5題，量表的計分採用Likert 6點量尺(1=”完全不符合”到6=”完全符合”)，其KMO取樣適切性量數為.88，Bartleet球形檢定χ2（10）＝708.816（p＜.001），具有因素分析適合性，僅得到一個因素，共可解釋69.00%的變異量。「學習倦怠量表」全部題目之內部一致性Cronbach’s α係數為.89，由

~ 93 ~


此可知本量表之信度良好。

學習投入量表 (Learning Engagement Scale, LES). 本研究係採用 Schaufeli, Salanova, Gonzalez-Roma 與 Bakker (2002b)的「Utrecht工作投入量表學生版」(Utrechtwork engagement scale for students, UWES-S)之「活力」(vigor)、「奉獻」(dedication)等二個分量表。本量表共計7題，量表的計分採用Likert 6點量尺(1=”完全不符合”到6=”完全符合”)，其KMO取樣適切性量數為.87，Bartleet球形檢定χ2（21）＝1099.73（p＜.001），具有因素分析適合性，共得到二個因素，分別命名為「活力」(4題)、「熱情激發」(3題)，共可解釋75.59%的變異量。「學習投入量表」全部題目之內部一致性Cronbach’s α係數為 .88，分量表之內部一致性Cronbach’s α係數分別為.91、.78，由此可知本量表之信度良好。

三、研究分析為達本研究目的，描述性統計資料則從大學生自陳(self-reported)的班級情緒氣

氛、學習自我效能、學習倦怠與學習投入量表加以取得。雙變項相關 (bivariate correlations) 評估本研究的預測變項 (predictor variable) 、中介變項 (intervening variable)、結果變項(outcome variable)間的關係。本研究採用AMOS 16.0統計軟體分析結構方程模式，以分析預測變項、中介變項及結果變項間的關連性。此外，本研究量

表之預試係以探索式因素分析(EFA)進行選題，藉以考驗本量表之建構效度，並以KMO取樣適當性檢定及巴氏球型檢定二個指標做為判定之標準，Kaiser (1974)認為KMO>.70即可接受，若KMO>.90則代表極佳，且巴氏球型檢定之卡方值達顯著，表示適於進行因素分析。再者，本研究亦將以主成分分析法萃取特徵值大於1之標準、陡坡圖做為依據，並使用最大變異數轉軸法，求取題項與因素間的相關係數，即因素負

荷量，並取因素負荷量之絕對值大於.50以上者(Devellis, 1991)。最後根據因素分析結果，求出總量表及各個因素的Cronbach’s α係數，為本量表之信度。

本研究為探討班級情緒氣氛、自我效能、學習倦怠與學習投入四個變項間的關

係，將建構一個假設模式，預測變項為班級情緒氣氛，中介變項則是學習自我效能，

結果變項為學習倦怠與學習投入。本研究經由文獻資料假設班級情緒氣氛、學習自我

效能與學習倦怠等三個變項均能顯著預測學習投入，且假定班級情緒氣氛、學習自我

效能均能顯著預測學習倦怠。最後，假設班級情緒氣氛可以顯著預測學習自我效能。

本研究假設模式的參數估計方法為最大概似法(maximum likelihood approach)，用以判斷模式適配性的指標包含了基本適配度指標、內在適配度指標、χ2、GFI、CFI、RMSEA等，其中基本適配度指標則以是否有負的誤差變異數存在、標準化係數(因素負荷量)是否超過或太接近1、是否有太大的標準誤等做為違犯估計之標準(陳正昌、程炳林，1998; Mueller, 1996)。χ2/df值的標準為不超過3(Bagozzi & Yi, 1988)，GFI指標需超過.9以上(Hu & Bentler, 1999)，CFI指標需超過.95以上(Bentler, 1988)，RMSEA指標則需在.08以下(Browne & Cudeck, 1993)。最後，本研究將進一步分析模式的內在品質，根據Bagozzi 與 Yi (1988)的建議，挑選個別項目的信度(individual item reliability)、潛在

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變項的組成信度(composite reliability; CR)、潛在變項的變異抽取量(variance extracted, VE)等三項做為測量模式之評鑑指標。在個別項目的信度方面，指標的標準值均在0.5以上。其次，潛在變項的組成信度標準需在0.6以上。最後，潛在變項的變異抽取量評斷標準需大於0.5(陳正昌、程炳林，1998，頁383-384)。模式的預測解釋力則是以徑路係數值與R2值加以檢驗。

肆、研究結果

一、量表之驗證式因素分析班級情緒氣氛的四因素驗証式因素分析適配值為，χ2/45 (n=269)=2.340，p=.000，

GFI=.940，CFI=.964，RMSEA=.071，模式適配情況理想。學習自我效能的三因素驗証式因素分析適配值為， χ2/24 (n=269)=2.549，p=.000，GFI=.953，CFI=.975， RMSEA=.076，模式適配情況理想。學習倦怠的驗証式因素分析適配值為，χ2/5 (n=269)= .846，p=.517，GFI=0.994，CFI=1.000，RMSEA=.000，模式適配情況理想。學習投入的二因素驗証式因素分析適配值為，χ2/13 (n=269)，p=.123，GFI=0.980，CFI=.995，RMSEA=.041，模式適配情況理想。

二、描述統計分析與相關分析表1顯示變項與分量表的平均數、標準差與相關係數等數據。本研究進行變項的

常態分配檢定發現，11個測量變項偏態係數的絕對值均小於1，峰態係數的絕對值均小於2，這顯示本研究可進行後續的資料分析。其次，由表內資料可知，班級情緒氣氛、學習自我效能、學習倦怠與學習投入各分量表間均存在顯著相關，值得注意的是，

學習倦怠均分別與班級情緒氣氛、學習自我效能與學習投入之分量表間存在顯著負相

關。更進一步來看，班級情緒氣氛均分別與學習自我效能(r= .43, p

表 1 班級情緒氣氛、學習自我效能、學習倦怠、學習投入描述統計與相關係數摘要表(n=269)

變項 M SD І Ⅱ Ⅲ Ⅳ M SD 偏

態

峰

態 1 2 3 4 5 6 7

8 9 10

Ⅰ班級

情緒氣

氛

1 教師學業支持

52.51 8.79 1.00

13.07 2.75

-0.59 1.13 1.00

2 促進互動 12.67 2.67 -0.2

1 0.59 0.70

*** 1.00

3 促進相互尊重

13.48 2.45 0.10

-0.39

0.53 ***

0.61 *** 1.00

4 尊重觀點 13.30 2.59 0.00 -0.2

4 0.59

*** 0.59

*** 0.62

*** 1.00

Ⅱ學習

自我效

能

5 能力取向

33.87 7.04

0.43*** 1.00

11.44 2.70

-0.22 0.91

0.34 ***

0.26 ***

0.30 ***

0.33 *** 1.00

6.努力與堅持

11.19 2.81

-0.23 0.59

0.29 ***

0.31 ***

0.29 ***

0.30 ***

0.56 *** 1.00

7 學習方法 11.24 2.71 -0.2

3 0.56 0.33

*** 0.34

*** 0.34

*** 0.33

*** 0.62

*** 0.63

*** 1.00

Ⅲ學習

倦怠 8 學習倦怠 16.5

4 5.38 -0.26*

** -0.25*

** 1.00 16.5

4 5.38 -0.0

1 -0.0

6 -0.20*

** -0.23*

** -0.18*

* -0.28*

** -0.22*

** -0.24*

** -0.20*

** 1.00

Ⅳ學

習投

入

9 活力 24.46 5.65

0.39***

0.64***

-0.31*** 1.00

13.55 3.59 0.17 0.55

0.28 ***

0.30 ***

0.30 ***

0.30 ***

0.46 ***

0.50 ***

0.48 ***

-0.29*** 1.00

10 熱情激發 10.91 2.75 -0.0

1 0.93 0.29

*** 0.29

*** 0.26

*** 0.28

*** 0.39

*** 0.59

*** 0.46

*** -0.26

** 0.57

*** 1.00 *p

表2 大學生班級情緒氣氛影響效果結構方程模式估計參數、完全標準化參數摘要表參數估計值標準誤 t 值完全標準化參數

λΧ11 1.101 0.09 12.301＊＊＊ 0.791 λΧ21 1.121 0.089 12.547＊＊＊ 0.828 λΧ13 0.918 0.077 11.967＊＊＊ 0.737 λΧ14 1 --- --- 0.76 λΥ11 1 --- --- 1.00 λΥ22 0.907 0.076 11.998＊＊＊ 0.727 λΥ23 1.038 0.084 12.408＊＊＊ 0.797 λΥ42 1 --- --- 0.798 λΥ35 1 --- --- 0.76 λΥ36 0.762 0.073 10.411＊＊＊ 0.756 γ 11 -0.517 0.211 -2.454＊ -0.190 γ 12 0.558 0.082 6.832＊＊＊ 0.509 γ 13 0.081 0.102 0.797 0.058 β 12 -0.448 0.198 -2.263＊ -0.18 β 23 0.960 0.116 8.261＊＊＊ 0.759 β 31 -0.071 0.030 -2.388＊ -0.140 δ 1 2.816 0.332 8.494＊＊＊ 0.625 δ 2 2.238 0.298 7.503＊＊＊ 0.685 δ 3 2.742 0.295 9.282＊＊＊ 0.543 δ 4 2.827 0.32 8.831＊＊＊ 0.578 ε 1 25.818 2.262 11.412＊＊＊ 0.103 ε 2 2.646 0.344 7.693＊＊＊ 0.637 ε 3 2.878 0.375 7.672＊＊＊ 0.635 ε 4 3.423 0.375 9.139＊＊＊ 0.528 ε 5 5.435 0.734 7.409＊＊＊ 0.578

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ε 6 3.237 0.43 7.521＊＊＊ 0.571 ζ 1 25.818 2.262 11.412＊＊＊ 0.103 ζ 2 3.443 0.505 6.821＊＊＊ 0.259 ζ 3 2.177 .611 3.564＊＊＊ 0.707

＊p< .05. ＊＊p< .01. ＊＊＊p< .001.

再者，本部分將探討假設模式的內在品質。首先在潛在變項的組成信度方面，班

級情緒氣氛為0.800、學習自我效能為0.750、學習投入為0.667，組成信度均在0.6以上。平均變異抽取量方面，班級情緒氣氛為0.608、學習自我效能為0.600、學習投入為0.575，均大於.5之標準，顯示模式的內在品質良好。檢視變項間的標準化迴歸係數發現，班級情緒氣氛可以顯著預測學習自我效能(.51)、學習倦怠(-.19)、且學習自我效能可以顯著預測學習倦怠(-.18)、學習投入(.76)，最後，學習倦怠可以顯著預測學習投入(-.14)，如圖2所示。就本研究的間接效果大小依序排列為，班級情緒氣氛對學習投入之間接效果為.43、班級情緒氣氛對學習倦怠之間接效果為 -.09、學習自我效能對學習投入之間接效果為.03。此外，學習自我效能可被班級情緒氣氛解釋的變異量為25.9%，同時學習倦怠可被班級情緒氣氛、學習自我效能解釋的變異量為10.3%、學習投入可被班級情緒氣氛、學習自我效能、學習倦怠解釋的變異量為70.7%。

四、中介效果分析由於本研究進一步檢視班級情緒氣氛、學習自我效能與學習投入三者的關係發

現，班級情緒氣氛與學習自我效能之間(γ= .51，p

圖 2 大學生班級情緒氣氛影響效果結構方程模式圖 *p

伍、討論本研究提供了班級情緒氣氛對學生學習投入影響效果一個重要的統整性探究，即

具體地使我們瞭解大學生知覺班級情緒氣氛對學習投入的影響歷程。因此本研究建構

發展大學生知覺班級情緒氣氛影響效果結構方程模式，分析了目前影響台灣大學生學

習投入的班級情境與個人效能動機預測因素。本研究不但提供教師如何塑造班級社會

環境，以影響學生的學習歷程資訊，同時亦強調學生效能動機於教師所塑造班級社會

環境影響學生學習行為關係之重要角色。整體而言，本研究結果發現，班級情緒氣氛

可以顯著預測學習自我效能、學習倦怠，同時學習自我效能可以顯著預測學習倦怠與

學習投入，最後學習倦怠可以顯著預測學習投入。本研究所提出之假設多數能夠獲得

支持，唯班級情緒氣氛與學習投入間並未存在顯著關係。值得注意的是，班級情緒氣

氛均可以經由學習自我效能，分別對學習倦怠產生部分的中介效果、對學習投入產生

完全的中介效果。本研究討論的重點有六，首先本研究結果支持了正向班級情緒氣氛概念，係由教

師學業支持、促進互動、促進相互尊重、尊重觀點等四個因素所組成的觀點；其次，

班級情緒氣氛對學習自我效能具有相當高的預測解釋力；第三，班級情緒氣氛對學生

的學習倦怠而言是一個重要的環境保護因子；第四，學生的學習自我效能是強化學生

學習投入、減少學習倦怠相當重要的個人內在資源；第五，學習倦怠可能會對學習投

入產生負面影響；最後，研究結果有助於理解班級情緒氣氛對學習投入、班級情緒氣

氛對學習倦怠的影響機制。本研究所提出之模式能獲得支持，所得模式適配結果均理

想。結果發現，班級情緒氣氛可以顯著地正向預測學習自我效能，支持本研究所提出

之假設1；班級情緒氣氛能夠負向預測學習倦怠之研究結果，支持了本研究所提出的假設2；班級情緒氣氛並未對學習投入具有正向的預測關係，假設3並未獲得支持；學習自我效能可以顯著正向預測學習投入、負向預測學習倦怠，均分別支持了假設4與假設5；大學生的學習倦怠可以顯著負向預測學習投入，支持了假設6。

首先，本研究結果發現，班級情緒氣氛是一個總體性的正向概念，可以由教師學

業支持、促進互動、促進相互尊重、尊重觀點等四個相關的構面組成，且班級情緒氣

氛概念是一個具體可測量師生是否具備正向社會互動班級的指標，能適用於台灣的大

學生樣本，同時此一概念不但提供可辨識提升學生學習投入、減少學生學習倦怠之具

體教師實務教學行為訊息，更提供教師如何塑造正向班級社會環境的具體參考方法。

因此在台灣的教育環境中，本研究之班級情緒氣氛量表不但可以藉由這些測量指標，

做為班級是否為一個有效營造師生正向社會互動環境的檢視工具，亦可由量表之施

測，做為辨識能營造有效能、能尊重學生、具支持性班級社會情境教師之參考。其次，本研究結果發現，班級情緒氣氛與學習自我效能之關係，與先前文獻結果

相符合(Patrick et al., 2007; Ryan & Patrick, 2001)。的確，學生若能知覺教師在學業上給予較多支持、且學生間的社會互動能相互尊重、能尊重彼此間的意見與觀點，則會

有較高的學習效能動機，換言之，學生若能瞭解教師會試著瞭解自己想法、也願意提

~ 100 ~


供學業協助，且能相信教師會給予較多機會與同儕間進行互動，同時同儕也會因教師

的示範與激發而彼此尊重，那麼學生在面對學業困難或學習壓力的同時，更能付出努

力、並且堅持學習行為，同時對學習方法、學習表現及其學習能力均能感到高度信心。第三，雖然文獻較少統整性地分析班級情緒氣氛對學習倦怠之關係，然而本研究

結果亦提供教育環境，能夠保障學生免於學習倦怠的有效方法。具體來說，當教師能

給予學生班級正向社會情緒環境資源供其調節時，即使在面對外在過多的要求與壓

力，也不致於採用不適當的因應策略，因此若教師能夠有效創造正向的班級情緒氣

氛，對學生的學習倦怠現象而言是一個重要的保護因子。第四，值得注意的是，本研究所提出之班級情緒氣氛對學習投入具有正向的預測

關係假設，並未獲得支持，這可能是因為學習自我效能於班級情緒氣氛與學習投入間

存在完全的中介效果，這代表學習自我效能可被視為班級情緒氣氛與學習投入間的認

知性機制(cognitive mechanism)，大學生可以經由提高學習自我效能而增強其學習投入。更具體來說，大學生知覺班級有正向的社會環境氣氛與學習投入間的關係，仍需

視學習自我效能高低而定，換言之，大學生若處於一個正向的班級情緒氛氛中，有較

高的學習自我效能，則會提升學習投入的程度，反之若有較低的學習自我效能，則會

減少學習投入行為的程度。第五，若以資源保留理論而言，學生的學習自我效能無疑是強化學生學習投入、

減少學習倦怠相當重要的個人內在資源。本研究結果發現學習自我效能與學習投入間

存在顯著正相關、與學習倦怠間存在顯著負相關，符合先前的文獻資料。對學生的學

習投入行為而言，只要能有效提升大學生的學習自我效能，大學生亦會知覺到自己是

有能力有效學習的，而學習投入則可視為其高學習自我效能的行為表現，這就如同自

我驗証預言(self-fulfilling prophecy)之期望效果是一樣的。相對地，對學生的學習倦怠行為而言，學習自我效能將是其能面對困難學業生活挑戰的重要內在資源，若能有效

加以提升，便能成功地成為一個克服學習倦怠的學習復原力因子(resilient factors)。另一方面，若進一步比較班級情緒氣氛之班級外在情境資源、學習自我效能之內在個人

特質資源分別對學習倦怠、學習投入的影響而言，學習自我效能均較班級情緒氣氛，

對學生的學習倦怠與學習投入扮演更重要的影響角色。因此，在減少學習倦怠與提升

學習投入上，教師除了形塑正向的班級情緒氣氛外，學生學習自我效能的強化更有其

重要意義，或許未來研究可針對提升大學生學習自我效能訂定一個實驗性計畫，以分

析此一計畫之效果，做為改善大學生學習情況之參考。最後，本研究結果發現，大學生的學習倦怠與學習投入間存在顯著關連性，符合

工作倦怠與工作投入間存在顯著負相關的文獻結果(Chiu & Tsai, 2006; Elloy et al., 1991; Kahill, 1988)。若依據資源保留理論而言，學生的學習倦怠可能是發生在學生喪失學習熱情、或是遭遇多次學業失敗、無法有效地完成學習任務之後，抑或在付出許

多的努力後，卻没有獲得成績提升之情況下所產生的，而這些情況均是個人內在資源

遭到損失與威脅，因而個體持續採用不適應的因應策略，並減少對學習的投入，以避

免更進一步資源的損失與威脅。由於許多研究者建議，倦怠與工作投入間的關係、或

~ 101 ~


倦怠與工作結果間的關係可能是相互遞迴的(reciprocal)(Holgate & Clegg, 1991; Wright & Bonett, 1997)。例如，倦怠感可能會影響後續的學習投入，且學習投入的減少可能導致後續的倦怠感。因此本研究很難以推論學習倦怠與學習投入間的因果關係，僅能

就職場研究結果及資源保留理論，假設大學生的學習倦怠可能會對學習投入產生影

響，或許未來研究可更進一步採用縱貫性研究加以探討兩者間的因果關係。

陸、研究限制本研究之限制有四，其一為本研究所探討之班級情緒氣氛，是指正向的教師學業

支持、促進互動、促進相互尊重、尊重觀點等四個相關的構面所組成的班級社會情境，

而負向的班級情緒氣氛觀點，則未能納人研究架構中進行探討，而無從推論至負向班

級情緒氣氛(如促進表現目標構面)，對學生的學習投入之影響，或許未來研究可以進一步比較正負向班級情緒氣氛對學生的學習行為之影響。其次本研究所測量之班級情

緒氣氛，係屬學生知覺教師行為對班級社會環境所塑造的氣氛知覺，而未能分析何種

學生行為對班級社會環境所塑造的氣氛知覺，可能對大學生學習行為之影響。第三，

本研究結果雖發現，學習倦怠可以顯著負向預測學習投入，然而因果關係之推斷仍待

後續研究採實驗法或蹤貫法進行探究。最後，本研究僅就二所台灣大專院校的學生為

對象進行分析，同時抽樣數以大一學生、男生居多，研究結果的可推論性將有待未來

研究增加更多的樣本加以驗證。

柒、未來研究建議由於本研究的主要目的在探討班級情緒氣氛、學習自我效能、學習倦怠與學習投

入間的關係，並未探討學生個人社經地位、學校公私立的屬性，對班級情緒氣氛對學

習投入之影響，未來研究可進一步加以探討。然而值得注意的是，本研究所建構之大

學生知覺班級情緒氣氛影響效果結構方程模式是否也適用於教師呢？這個問題頗耐

人尋味，如果教師知覺學校情緒氣氛倘若存在，那麼校長的領導行為會如何塑造正向

的學校情緒氣氛呢？學校情緒氣氛會如何影響教師的教學倦感與教學投入呢？同時

教師教學自我效能是否可視為學校情緒氣氛分別與教學倦感與教學投入間的認知性

機制呢？以上問題均是未來研究可以仔細探究的方向。

~ 102 ~


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班級情緒氣氛量表

教師支持 1. 老師會關心我到底學到多少東西 2. 老師想要我在學校的功課能盡全力表現 3. 老師會想要幫助我學習

促進互動 4. 老師會鼓勵我們在課堂上將自己的觀點與其他人分享 5. 老師會鼓勵同學們彼此相互瞭解對方 6. 老師會鼓勵我們協助其他同學的功課

促進相互

尊重

7. 老師並不允許有人嘲笑其他同學的想法 8. 有人在課堂上答錯問題，老師並不會讓同學嘲笑他/她 9. 老師並不允許課堂上同學彼此說些不好的話

尊重觀點 10. 老師會尊重同學的觀點 11. 在上課時，同學並不會阻礙其他同學的傑出表現 12. 同學在上課時，並不用擔心有發表看法的壓力

學習倦怠量表

學習倦怠

1. 在學校學習一天下來讓我感到精疲力盡 2. 在學校中整天和同學與老師來往，使我感到精神緊繃 3. 我對我的學校課業感到倦怠 4. 學校課業給我很大的挫折 5. 在學校裡，我感到身心俱疲

學習投入量表

活力

1. 當我在學習的時候，我會覺得精神很好 2. 當我在學習的時候，我可以持續好長一段時間 3. 當我在學習的時候，我覺得自己充滿了能量 4. 當我在學習的時候，我覺得精神好又充滿活動

熱情激發 5. 我發現自己的學習充滿了意義與目的 6. 我對學習充滿了熱情 7. 我覺得學習充滿了挑戰性

學習自我效能

能力取向 1. 我認為自己的學校成績可以表現得很好。 2. 我認為自己能有不錯的學業表現。 3. 我認為自己的考試成績可以表現良好。

努力與堅

持 4. 我覺得自己即使在很大的學習壓力下，也不輕言放棄。 5. 即使課業壓力很大，我認為自己能夠堅持到最後一刻，盡力學習。

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6. 我認為自己在遇到阻礙時仍能堅持學習。

學習方法 7. 我認為自己能在期限內完成指定的作業。 8. 我認為自己能把課堂的筆記做得很好。 9. 我認為自己在學習時能夠用心、專注，而不太容易受到外界事物的影響。

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Correlations among Classroom Emotional Climate, Learning Self Efficacy, Learning

Burnout and Learning Involvement of University Students

Chiu Su-Lin Hong Fu-Yuan Lecture, Associate Professor,

Taipei College of Taipei College of Maritime Technology Maritime Technology

The purposes of this study are based on the exploration of the correlations among classroom emotional climates, learning of burnout and involvement, and analysis on the possible influential mechanisms that Learning Self-Efficacy exist between classroom emotional climates and learning burnout with learning involvement. This study treated 269 university students in northern Taiwan as the research subjects, and administered on the following four categories: classroom emotional climate scale, learning self-efficacy scale, learning burnout scale, and learning involvement scale. The structural equation model showed that classroom emotional climate could significantly affect learning self-efficacy and learning burnout along with that learning self-efficacy could suggestively affect learning burnout and learning involvement. This leads to learning burnout potentially affecting learning involvement, and that students’ learning self-efficacy had significant intervening effects on the relationship between classroom emotional climate and learning involvement. Overall, classroom emotional climate had a very high explanatory power on predicting the involvement of learning self-efficacy; secondly, classroom emotional climate is an important protective factor to students’ learning burnout. Students’ learning self-efficacy was an important personal inner resource to strengthen student learning and to reduce potential learning burnout. Finally, the research results that were discussed, and relevant suggestions were proposed for schools, teachers, and future research. Keywords: Classroom emotional climate; Learning self-efficacy; Learning Involvement; Learning Burnout

Chiu Su-Lin, Lecture, Taipei College of Maritime Technology; Hong Fu-Yuan, Associate Professor, Taipei College of Maritime Technology

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大學生班級情緒氣氛、學習自我效能、...

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