不同個人變項之國小教師電視素養知能差異分析

本研究的研究目的之一為驗證不同個人背景變項及不同電視素養相關變項 的國小教師在電視素養知能上是否達到顯著差異，為回答此問題，本節將以教師 不同背景及電視素養相關變項對電視素養各層面進行考驗分析，所使用的方法為 t 考驗（包括性別、婚姻狀況、現任職務、修課狀況、師培實施課程意見、接受 培訓意願以及教學方式異同等）、以及單因子變異數分析（包括年齡、年資、平 日收視時數、假日收視時數以及教育專業背景等），若單因子變異數分析達顯著 水準，則進一步以Scheffe 法進行事後比較。以下即分別從 12 個不同背景變項之 教師對整體電視素養知能及 7 項分層面的差異情形分析比較，相關情形說明如 下。

壹、不同性別教師在電視素養知能上之差異

為瞭解不同性別之受測教師在電視素養知能方面是否有顯著差異存在，本研 究以t 考驗加以分析，結果如表 4-3-1。

表4-3-1 不同性別教師在電視素養知能上之 t 考驗摘要表

電視媒體特質 1.30 歲以下

由表4-3-2 可知，就國民小學教師電視素養知能而言，不同年齡的國小教師

由表 4-3-3 可知，就國民小學教師電視素養知能而言，「已婚」教師和「未

伍、不同教育專業背景教師在電視素養知能

2.32 .051

電視效果 1.師專

1.81 .107

節目真實性區辨 1.師專

4.大學教育學程

1.64 .145

由表4-3-5 可知，就國民小學教師電視素養知能而言，不同教育專業背景的

表4-3-6 不同年資教師在電視素養知能上之單因子變異數摘要表

由表4-3-6 可知，就國民小學教師電視素養知能而言，不同年資的國小教師 在分層面之「電視台」、「電視媒體特質」、「節目真實性區辨」、「理性閱聽人」等 皆無顯著差異存在。差異主要存在於「電視製作技術」、「電視效果」及「價值體 系分析」及「電視素養知能總量表」間。在「電視製作技術」（F 值＝3.11，P＜.05）

層面，年資在「6~10 年」之教師顯著高於「20 年以上」之教師；「電視效果」（F 值 4.31，P＜.01）層面，年資在「5 年內」、「6~10 年內」之教師顯著高於「20 年以上」之教師；「價值體系分析」（F 值 3.44，P＜.05）層面，年資在「6~10 年」

4.2~3 小時

＝3.80，P＜.01）層面，平日「不開電視」之教師顯著高於平日收看電視「1 小 時以內」及「1~2 小時」之教師；「節目真實性區辨」（F 值＝3.68，P＜.01）層

面，平日「不開電視」之教師顯著高於平日收看電視「1 小時以內」及「3 小時

4.2~3 小時

3.49，P＜.01）層面，假日「不開電視」之教師顯著高於假日收看電視「1 小時 以內」、「1~2 小時」、「2～3 小時」及「3 小時以上」之教師。

玖、不同修課情況教師在電視素養知能上之 差異

為瞭解不同修課情況之受測教師在電視素養知能方面是否有顯著差異存 在，本研究以t 考驗加以分析，結果如表 4-3-9。

表4-3-9 教師是否曾修習相關課程在電視素養知能上之 t 考驗摘要表

表4-3-10 教師對於師培過程實施課程意見在電視素養知能上之 t 考驗摘要表

表4-3-11 教師接受培訓意願在電視素養知能上之 t 考驗摘要表

表4-3-12 教師對於電視素養與其他課程教學方式之異同在電視素養知能上之 t

表4-3-13 不同背景變項教師在電視素養知能的差異分析表

在「性別」方面，「男性」教師和「女性」教師在電視素養知能上並無顯著 差異。此研究結果和邱民才（2003）的研究相符。因此，教師的電視素養知能不 因性別的不同而有差異。

在「年齡」方面，「30 歲以下」、「31～40 歲」之教師於「電視製作技術」及

「電視效果」知能上顯著高於「41～50 歲」之教師；顯示年齡越輕的教師對於 電視工作人員對節目的影響力及電視所使用的科技與真實表現的有較高度區辨 能力。在「年資」方面，服務「6~10 年」之教師在「電視素養知能總量表」、「電 視製作技術」、「價值體系分析」等三方面顯著高於年資「20 年以上」之教師。

而「電視效果」層面則是服務「5 年內」、「6~10 年內」之教師顯著高於年資「20 年以上」之教師。

在「平日收視時數」方面，平日「不開電視」之教師在「電視媒體特質」素 養上高於平日收看電視「1 小時以內」及「1~2 小時」之教師；而平日「不開電 視」之教師在「節目真實性區辨」素養上也高於平日收看電視「1 小時以內」及

「3 小時以上」之教師。邱民才（2003）的研究顯示教師收看電視時數與整體電 視識讀能力沒有顯著的相關，和本研究有不同的結果，可能是研究對象不同所 致。由本研究結果可推論教師收看電視時數越長對於瞭解電視媒體特質及區辨電 視節目的真實與虛構並沒有實質助益。

在「假日收視時數」方面，假日「不開電視」之教師在「電視媒體特質」素 養上高於假日收看電視「1 小時以內」、「1~2 小時」、「2～3 小時」及「3 小時以 上」之教師。換句話說，在電視媒體特質方面，假日不開電視之教師的電視素養 知能顯著地高於其他收視時數的教師。饒淑梅（1995）的研究指出，國中生的電 視收視時數與其電視素養能力呈現負相關，雖然研究對象不同，但與本研究得到 同樣的結果。

在「電視素養課程應否於師資培訓過程中實施」方面，認為「不應該」實施 的教師在「節目真實性區辨」素養顯著高於認為「應該」實施之教師。而「接受

電視素養教育之師資訓練意願」方面，「願意」接受電視素養教育師資訓練之教 師在「價值體系分析」及「理性閱聽人」之素養皆顯著高於「不願意」接受電視 素養教育師資訓練之教師。在「電視素養之教學是否應該與平常科目有所不同」

方面，認為電視素養教學方式與平常科目「應該有所不同」之教師在「電視製作 技術」素養顯著高於認為「沒有不同」之教師。

第四節 國小教師電視素養知能接受創新程 度之相關分析

本研究的研究假設之一為「國小教師電視素養知能與接受創新程度間具有相 關」，為回答此問題，本節以皮爾森積差相關法，分析電視素養知能整體及各層 面對於接受創新程度之間的相關性，結果如表4-4-1 所示。

表4-4-1 教師電視素養知能與接受創程度之相關係數摘要表 變項 ^接受創

新程度

電視素

養知能 電視台 電視媒

體特質

電視製 作技術

電視 效果

節目真實 性區辨

價值體 系分析

電視素

養知能 .20^**

電視台 .12^** .75^**

電視媒

體特質 .05 .65^** .56^**

電視製作技術

.14^** .76^** .45^** .40^**

電視

效果 .14^** .72^** .39^** .30^** .50^**

節目真實性區辨 .01 .23^** -.02 -.08^* .11^** .21^**

價值體

系分析 .15^** .64^** .44^** .37^** .43^** .35^** -.02

理性閱聽人 .18^** .69^** .41^** .33^** .41^** .44^** .04 .41^**

* P＜.05，^** P＜.01

由表4-4-1 可得知，「接受創新程度」和電視素養知能間相關達顯著(P＜.01)，

其相關係數r 值為.20，而「接受創新程度」和電視素養各層面間的相關程度，除 了與「電視媒體特質」及「節目真實性區辨」層面間之相關未達.05 顯著水準外，

與「電視台」層面相關係數r 值為.12；與「電視製作技術」層面相關係數 r 值為.14；

與「電視效果」層面相關係數r 值為.14；與「價值體系分析」層面為相關係數 r 值.15；與「理性閱聽人」層面相關係數 r 值為.18。由文獻可得知，相關係數 r 在0.35 以下，表示兩變項間只有存在輕微的關係（楊孟麗、謝水南譯，2003）。

因此教師的接受創新程度與電視素養間的關係為低度正相關，表示教師接受創新 程度與其電視素養知能間存在著輕微的關係，亦即教師的接受創新程度愈高，電 視素養知能也愈高。

第五節 國小教師背景及電視素養變項與接 受創新程度對電視素養預測力分析

本節旨在探討國小教師個人變項（包括背景及電視素養相關變項）與接受創 新程度對其電視素養知能之預測力，以教師個人背景變項（性別、年齡、婚姻狀 況、職務、教育專業背景、年資），與電視素養相關變項（平日收視時數、假日 收視時數、修課狀況、師培實施課程意見、接受培訓意願、教學方式），以及教 師的接受創新程度共13 個變項為預測變項，以電視素養知能中的「整體知能」、

「電視台」、「電視媒體特質」、「電視製作技術」、「電視效果」、「節目真實性區辨」、

「價值體系分析」、「理性閱聽人」等為效標變項，進行逐步多元迴歸分析，以考

能的解釋變異量最高；而「年齡」的Beta 值-.139（t＝-3.006，P＜.01）為負數，

在標準化迴歸係數方面，就量表中的Beta 值來看，「接受創新程度」的 Beta 值為.131（t＝2.845，P＜.01）最大，代表「接受創新程度」其對於「電視台」層 面的解釋變異量最高；而「修課情況」的Beta 值-.094（t＝-2.05，P＜.05）為負 數，代表其對「電視台」層面的影響是負向的；「接受培訓意願」的Beta 值-.092

（t＝-2.021，P＜.05）為負數，因此對「電視台」層面的影響也是負向的。

參、 各預測變項對教師電視素養整體知能

異量最高且為負向的；而「接受創新程度」對「電視製作技術」層面的解釋變異 量亦即Beta 值則為.125（t＝2.734，P＜.01）。

肆、 各預測變項對教師電視素養整體知能

值則為.153（t＝3.438，P＜.001）。

伍、 各預測變項對教師電視素養整體知能 中「價值體系分析」層面的預測力

本部分係以教師之電視素養整體知能為效標變項，而教師個人變項及接受創 新程度為預測變項，採用逐步多元迴歸分析法找出進入迴歸方程式之變項，並分 析此顯著變項的影響力。結果茲列於表4-5-5。

表4-5-5 國小教師「價值體系分析」層面逐步多元迴歸分析結果摘要表 投入變項 ^多元

相關 係數R

決定 係數 R²

調過 後的 R²

R²改變

量 F 值

標準化迴 歸係數

Beta

t 值

1（常數）

接受創新程度

.153 .024 .021 .024 11.270^***

.153

16.795^***

3.357^***

2（常數）

接受創新程度 平日收視時數

.198 .039 .035 .016 9.507^***

.155 .125

15.021^***

3.419^***

2.754^**

**P＜.01，^***P＜.001

在表4-5-5 中，進入迴歸方程式的預測變項依序有「接受創新程度」及「平 日收視時數」兩項，兩個預測變項的多元相關係數為.195，聯合解釋變異量為 3.9

％，其中以「接受創新程度」對「價值體系分析」層面較具預測力，其單獨解釋 量為2.4％，而「平日收視時數」的預測力則為 1.6％。

在標準化迴歸係數方面，就量表中的Beta 值來看，「接受創新程度」的 Beta 值為.153（t＝3.357，P＜.001）最大，代表「接受創新程度」對於「價值體系分 析」層面的解釋變異量最高；其次則為「平日收視時數」，其對「價值體系分析」

層面的解釋變異量Beta 值為.125（t＝2.754，P＜.01）。

陸、 各預測變項對教師電視素養整體知能 中「理性閱聽人」層面的預測力

本部分係以教師之電視素養整體知能為效標變項，而教師個人變項及接受創 新程度為預測變項，採用逐步多元迴歸分析法找出進入迴歸方程式之變項，並分 析此顯著變項的影響力。結果茲列於表4-5-6。

表4-5-6 國小教師「理性閱聽人」層面逐步多元迴歸分析結果摘要表 投入變項 ^多元

相關 係數R

決定 係數 R²

調過 後的 R²

R²改變

量 F 值

標準化迴 歸係數

Beta

t 值

1（常數）

接受創新程度

.178 .032 .030 .032 15.600^***

.178

21.516^***

3.950^***

2（常數）

接受創新程度 年齡

.222 .049 .045 .018 12.336^***

.172 -.133

20.043^***

3.842^***

-2.969^**

**P＜.01，^***P＜.001

在表4-5-6 中，進入迴歸方程式的預測變項依序有「接受創新程度」及「年

在表4-5-6 中，進入迴歸方程式的預測變項依序有「接受創新程度」及「年

在文檔中 國小教師電視素養知能之研究 (頁 69-0)