學生在閱讀態度之研究結果與討論

一、學生在閱讀態度之表現分析 (一) 閱讀態度因子之描述性統計

本研究根據蒐集到的有效樣本，依據不同組別分析學生閱讀態度的認同程度，由描 述性統計量來看，可以發現三組引導活動的平均得分皆大於3.5，且接近 4，表示三組引 導活動的學生對於數學閱讀的內在閱讀動機是正向的，見表4-1-1。

表4-1-1、閱讀態度因子之描述性統計摘要表

平均數(標準差) 性別 實作組 (N=46) 活化組 (N=53) 對照組 (N=45) 前測 女 3.60 ( .83) 4.07 ( .86) 3.73 ( .61)

男 3.94 ( .80) 3.88 ( .84) 4.18 (1.11) 後測 女 3.67 ( .80) 3.98 ( .75) 3.64 ( .84) 男 3.92 ( .73) 3.73 ( .91) 4.08 (1.03)

(二) 引導活動、閱讀作答習慣與性別對閱讀態度之影響

在進行分析前，先檢驗各實驗處理以及不同性別間的起點行為是否一致。以前測態 度因子為固定因子，透過單因子變異數分析三組引導活動的學生在前測的「閱讀態度」

表現上是否有顯著差異，結果顯示在無顯著差異（𝐹(2,143) = .737, 𝑝 = .480），表示各 個「引導活動」在內在閱讀動機量表中的「閱讀態度」的起點行為一致。以獨立樣本T 檢定檢驗不同「性別」在「前測閱讀態度因子」的表現是否有顯著差異，結果顯示未達 顯著（𝑡(142) = 1.199, 𝑝 = .233），表示女性與男性在內在閱讀動機中的閱讀態度因子的 起點行為一致。以下將引導活動、閱讀作答習慣與性別進行分析。

分析「引導活動」、「閱讀作答習慣」與「性別」對學生「閱讀態度」表現的影響，

以「後測閱讀態度」作為依變項，「前測閱讀態度」作為共變項，「引導活動」、「閱讀作 答習慣」與「性別」為自變項，以廣義線性模式（GLM）進行檢驗。分析結果顯示各因

子與共變項無交互作用，因此將共變項排除再進行一次 GLM 檢驗，結果顯示「閱讀作

及「性別」因子有交互作用（引導活動*閱讀作答習慣：Wald-Chi Squares(2, 𝑁 = 142) = 14.424，𝑝 = .001；性別*閱讀作答習慣：Wald-Chi Squares(1, 𝑁 = 142) = 5.255，𝑝 = .022），見表 4-1-2。因此以下將「閱讀作答習慣」分成「邊讀邊寫」與「其他」各別進

表4-1-4、GLM 檢驗邊讀文本邊寫的學生在各變項間之交互作用 GLM 檢定，其分析結果顯示在「引導活動」因子上有顯著差異（Wald-Chi Squares(2, 𝑁 = 32) = 7.856，𝑝 = .020），見表4-1-5。進一步地進行組別間的事後比較，由分析結果可

(2) 分析閱讀習慣為邊讀邊寫的男性學生

檢驗「引導活動」與「前測態度」是否有交互作用，其結果顯示無交互作用

（Wald-Chi Squares(2, 𝑁 = 43) = 0.301，𝑝 = .860），故將交互作用項排除再進行一次 GLM 檢定，其分析結果顯示在「引導活動」因子上有顯著差異（Wald-Chi Squares(2, 𝑁 = 43) = 7.860，𝑝 = .020），見表4-1-7。進一步地進行組別間的事後比較，由分析結果可 以知道在男性學生的部分，「實作組」的閱讀態度顯著高於「活化組」，「實作組」的閱讀 態度顯著高於「對照組」，而「活化組」與「對照組」間則未達顯著差異，見表 4-1-8。

表4-1-7、GLM 檢驗邊讀文本邊寫的男性學生在態度因子之表現結果

變項 Wald 卡方檢定 𝑑𝑓 𝑝值

（截距） 7.623 1 .006*

引導活動 7.860 2 .020*

前測態度 325.515 1 .000*

* 𝑝 < .05

表4-1-8、邊讀文本邊寫的男性學生在態度因子下組別間之事後比較 組別(I) 組別(J) 平均值差異

(I-J) SE 𝑑𝑓 𝑝值 差異的 95% Wald 信賴區間 實作組 活化組 0.30 0.12 1 .01* 0.06 0.54

對照組 0.33 0.13 1 .02* 0.06 0.59 活化組 實作組 -0.30 0.12 1 .01* -0.54 -0.06

對照組 0.03 0.13 1 .84 -0.22 0.28 對照組 實作組 -0.33 0.13 1 .02* -0.59 -0.06

活化組 -0.03 0.13 1 .84 -0.28 0.22

* 𝑝 < .05

2. 分析閱讀作答習慣為其他之學生

檢驗「引導活動」、「性別」與「前測態度」是否有交互作用，其結果顯示因子與共 變項間皆無交互作用，故將交互作用項排除再進行一次GLM 檢定，分析結果顯示在「性 別」因子上有顯著差異（Wald-Chi Squares(1, 𝑁 = 67) = 4.771，𝑝 = .029），見表4-1-9。

進一步地進行性別間的事後比較，由分析結果可以知道其他閱讀習慣的女性學生，經由 引導活動與閱讀活動後其態度的表現顯著優於男性學生，見表4-1-10。

表4-1-9、GLM 檢驗其他閱讀作答習慣的學生在態度因子之表現結果

變項 Wald 卡方檢定 𝑑𝑓 𝑝值

（截距） .169 1 .681

引導活動 4.759 2 .093

性別 4.771 1 .029*

前測態度 284.380 1 .000*

引導活動 * 性別 .540 2 .763

* 𝑝 < .05

表4-1-10、其他閱讀作答習慣的學生在態度因子下性別間之事後比較 性別(I) 性別(J) 平均值差異

(I-J) SE 𝑑𝑓 𝑝值 差異的 95% Wald 信賴區間 女 男 0.25 0.11 1 .03* 0.03 0.47

* 𝑝 < .05

綜合上述對於不同閱讀習慣的學生在內在閱讀動機量表中「閱讀態度」的表現結果，

以下以各「閱讀態度」的後測減去前測來看，透過性別來比較不同引導活動間的表現差 異。首先，對於「女性」學生的部分，可以發現採用「邊讀文本邊寫」的女性學生中，

僅有實作組在閱讀態度的表現是提升的，且經由統計分析結果也證實實作組的閱讀態度 顯著高於對照組，活化組的閱讀態度顯著高於對照組。而採用「其他」閱讀作答習慣的 女性學生，可以發現經由引導活動或閱讀活動後，三種引導活動組別在「閱讀態度」的 表現上並無太大的提升或下降。對於「男性」學生的部分，可以發現採用「邊讀文本邊 寫」的男性學生中，僅有實作組在閱讀態度的表現是提升的，且經由上述統計分析結果 也證實實作組在閱讀態度因子上顯著高於活化組與對照組。而採用「其他」閱讀作答習 慣的男性學生，可以發現經由引導活動或閱讀活動後，三種引導活動組別在閱讀態度的 表現上皆為下降，但三種引導活動間未有顯著差異，見圖4-1-1。

但綜合不同閱讀習慣來看，由GLM 檢驗的分析結果可以知道在性別與引導活動上 皆無顯著差異，由圖形來看，可以發現不論女性或男性，在「邊讀文本邊寫」或「其他」

閱讀作答習慣的學生在各因子的進度或退步程度來看，可以發現各組皆無太大的變化，

並沒有哪一組別是進步或退步超過1 分的，皆只有些微的影響。

圖4-1-1、各因子在閱讀態度的表現比較（後測－前測）

二、學生在閱讀態度之研究結果與討論

以廣義線性模型（GLM）分析學生在內在閱讀動機中的閱讀態度，可以發現三組「引 導活動」對學生的「閱讀態度」皆無顯著差異，表示經由簡短幾分鐘的引導活動，並不 會顯著提升學生的閱讀態度。但是若考慮閱讀作答習慣來看，可以發現閱讀作答習慣為

「邊讀文本邊寫」的學生中，女性學生在不同引導活動中有顯著差異，其中實作組顯著 高於對照組，活化組顯著高於對照組，且僅有實作組在後測的表現是提升的，實作組與 對照組間則未達顯著差異，男性學生在不同引導活動中有顯著差異，其中實作組顯著高 於活化組，實作組顯著高於對照組，且僅有實作組在後測的表現是提升的，活化組與對 照組間則未達顯著差異。另一方面，閱讀作答習慣為「其他」的學生中，分析結果發現 女性學生在後測的表現上皆顯著優於男性學生，表示經由引導活動後，在採用「先讀文 本再寫測驗」、「先看測驗題目再讀文本」或「其他」的閱讀作答習慣的學生，女性學生 的「閱讀態度」表現較男性學生佳。

對照Bråten 等人（2017）的研究結果，其研究也顯示三組引導活動在內在閱讀動機 的表現上並無顯著差異。由於Bråten 等人（2017）在進行閱讀活動時，讓學生先閱讀文 本，閱讀完畢後收回文本再進行閱讀理解測驗，讓學生回憶所讀的內容，其研究並未考 慮到學生的閱讀作答習慣，由於本研究的主題是針對數學閱讀，且文本內容為學生尚未 學習過的新概念，考量到數學文本含有許多的技術性詞彙，加上學生閱讀作答習慣的不 同，所以本研究同時發放文本與閱讀理解測驗，分析不同閱讀作答習慣的學生之間是否 有差異，因此多考慮了「閱讀作答習慣」的因子對學生「閱讀態度」的影響。由研究結 果發現，引導活動不影響學生的閱讀態度，但若搭配一些好的閱讀作答習慣能帶來閱讀

態度上影響。在不同的「閱讀作答習慣」中，本研究發現僅有採用「邊讀文本邊寫」的 學生，引導活動才對其有帶來影響，依據閱讀理論來看，「邊讀文本邊寫」是屬於交互作 用模式，即 Bottom-up 與 Top-down 模式是同時進行的，表示讀者與文本間是有雙向的 互動，且讀者是主動地建構文本的意義，由研究結果來看可以發現透過引導活動與閱讀 活動後，這類型學生的閱讀態度顯著高於未進行引導活動的對照組，表示與文本有良好 互動的讀者，引導活動確實能夠提升讀者對閱讀態度的認同程度。

綜合本研究以及Bråten 等人（2017）的結果，實作組皆被假設能夠提升學生在「內 在閱讀動機量表」中的「閱讀態度」，本研究推測未達顯著的原因除了上述結果發現的

「閱讀作答習慣」因素之外，可能尚有學生對文本的期望與實際上文本所呈現的內容有 落差，在進行閱讀活動前的實作活動可能讓學生對於接下來的任務感到興趣，且有別於 平時課程的進行方式而具有一定的期望，但實際上在進行閱讀時，文本的內容為統計概 念的描述，且為新的統計概念，可能讓學生感到較抽象而難以理解。此外，文本內容的 設計為一般教科書的內容，因此而難以引起學生對於文本的興趣，而研究者在設計文本 時，考量到一般課堂上的教師大多採用教科書來進行教學，為了不讓學生面對新的文本 結構與內容感到陌生，因此選擇參考既有的教科書內容與結構來設計，但教科書又缺乏 了學生所感興趣的情境，所以本研究挑選學生較有興趣的情境並融入於文本之中。然而，

依據CORI 所強調的學生能夠挑選感興趣的閱讀文本（Guthrie et al., 2004a），本研究所 採用的文本與情境為研究者所挑選，而非學生自行選取的，這可能也是造成三個實驗處 理在內在閱讀動機中的閱讀態度未有顯著的原因之一。

對於實驗流程而言，Bråten 等人（2017）的研究告知學生在閱讀完文本後將進行一 份閱讀理解測測驗，而本研究則是將文本與閱讀理解測驗同時發下，讓學生可以自行選

對於實驗流程而言，Bråten 等人（2017）的研究告知學生在閱讀完文本後將進行一 份閱讀理解測測驗，而本研究則是將文本與閱讀理解測驗同時發下，讓學生可以自行選