03 研究發現
整合心智之變化與共享能動性之論述指標
整合心智以課程前後測問卷測量，共享能動性由同儕回饋論述辨識，兩項指標的分析對象同為 48 位師培生。前後測依學號逐一配對，論述端則以個別師培生為分析單位。
整合心智以課程前後測問卷測量，共享能動性由同儕回饋論述辨識，兩項指標的分析對象同為 48 位師培生。前後測依學號逐一配對，論述端則以個別師培生為分析單位。
兩項構念依其屬性分別採用適配之資料來源與測量取徑。
整合心智屬個人層次的心理特質，以課程前後測問卷測量，含資訊探索與整合、跨情境應用與多元表達、問題解決規劃與策略三個構面。前後測依學號逐一配對，48 位師培生兩次均完整作答，以成對樣本 t 檢定分析。前測中有一位受試者重複送出兩份，經比對背景變項確認為同一人，保留作答較完整之一份。
共享能動性展現於成員是否主動對社群知識物件提出質疑並貢獻可改進的想法，這些動作留存於論述之中，因此直接由語料辨識。九個編碼分屬反思依據、知識翻新行動與調適取向三個功能層次；在一位師培生所有由反思依據出發的連結中，連向批判性提問或具體策略建議者所占的比例，記為證據導向能動性比率，其餘則連向情感支持。
論述端的分析單位為個別師培生（N = 48），連結於各回饋脈絡內以累積視窗計算，經球面正規化後轉為相對組成。整合心智之前後測分析對象為完成兩次問卷的 48 位師培生。兩份資料以學號串接後，納入論述分析的 48 位師培生亦均具備後測問卷分數；其中 46 位另完成前測，前測與進步分數之補充計算以該子集為之。
資訊探索與整合由 53.79 升至 61.02（dz = +1.16），跨情境應用與多元表達由 48.27 升至 54.65（dz = +1.15），問題解決規劃與策略由 48.62 升至 54.31（dz = +1.01）。三者的成對樣本 t 檢定 p 值均小於 .001，改以不假設常態的 Wilcoxon 檢定亦得到相同結論。
三構面總分由 150.69 升至 169.98，效果量 dz = +1.28。
48 位師培生的證據導向能動性比率平均為 .75（SD = .13）：援引學生的學習表現時，該證據平均有四分之三接到批判性提問或具體策略建議。比率最低者僅 .18，最高者達 .86。
以整體網絡計算，證據連向質疑與建議的權重占比（M = .224）與證據連向情感支持的權重占比（M = .078）之間，相關為 r = −.795（p < .001）。證據多半只走其中一條路，能動與關係性維繫呈現彼此排擠的關係。
本計畫預期具備整合心智者較能推動社群展現共享能動性。在 48 位師培生中，後測整合心智總分與證據導向能動性比率之相關為 r = −.19（95% 信賴區間 [−.45, +.10]，p = .192），未達顯著，方向且與預期相反。改以前測分數、進步分數或三個分構面分別計算，結果一致（所有 |r| 均小於 .26；該等補充計算須另具前測問卷，可用者為 46 位）。控制回饋書寫量後之偏相關為 −.29（p = .045），惟其零階相關未達顯著，且該值為多個相關係數之一而未作校正，不足以支持關聯之存在。
須說明的是，本樣本在 α = .05、檢定力 .80 之下僅能偵測到 r ≥ .39 的相關；若母體相關實為 .30，本樣本偵測到的機率僅約五成五。因此本結果宜讀為「未能偵測到關聯」，而非「兩者確實無關」。
個人層次之心態成長，未必自動轉化為社群層次之能動行為。
個人層次之整合心智顯著提升，社群層次之能動性卻與之無關，此一結果指向課程設計之意涵：若期待師培生於社群中對他人教學提出質疑並貢獻改進，僅培養其個人心態尚不充分，仍須於互動結構上予以直接安排。
本課程階段五之兩道反思提問僅要求提出問題與給予建議，回饋者因而得以略過問題之標定，逕行提出做法或給予肯定。建議於兩者之間插入落差陳述：先詢問所觀察到之學生具體表現，次詢問該表現與該組教學預期之差異及其對教學設計假設之意涵，末項維持原有之「請提供一項具建設性的建議」。修改表單題項所需成本甚低，其實質作用在於由課程設計承擔提出質疑之責任，而非仰賴回饋者自發為之。