第四章 研究結果與討論
第四節 學習動機在教學策略對創意表現之中介效果
中介效果，為得知學習動機之中介效果為何，因此進行多元階層迴歸 分析。根據 Baron 與 Kenny（1986）指出，驗證是否具有中介效果時，
首先必須符合下列三項條件，如圖4-1：
(一) 自變項能預測依變項且具有顯著效果，即路徑 c 具有顯著性；
(二) 自變項能預測中介變項且具有顯著效果，即路徑 a 具有顯著性；
(三) 中介變項能預測依變項且具有顯著效果，即路徑 b 具有顯著性；
圖4-1 中介變項效果定義圖
資料來源：修改自Baron & Kenny (1986:1176)
當上述條件皆符合後，將自變項與中介變項加入第二層迴歸模型 中，進行多元階層迴歸，完成對依變項的迴歸分析。根據分析結果，
若加入中介變項後，自變項對依變項所擁有的預測效果變得不顯著，
即路徑 c’不具有顯著性，表示中介變項具有完全中介效果；若加入中 介變項後，自變項對依變項所擁有的預測效果下降，但仍具顯著性，
亦即路徑 c’之β係數 bc’降低但仍顯著，則表示中介變項具有部分中介效 果，最後並以Sobel 檢定（Sobel’s Test）進一步確認中介效果之顯著性
（Baron & Kenny, 1986），以對研究結果進行更精確的討論。以下茲就 依變項「創意表現」的三個子構面，分別進行創意行為、創意歷程與 創意結果之多元階層迴歸分析。
自變項 X (教學策略)
中介變項 M (學習動機)
依變項 Y (創意表現)
a b
c c’
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一、學習動機在教學策略對「創意行為」之中介效果
為確認學習動機在教學策略對創意行為之中介效果為何，因此以
「教學策略」為自變項 X、「創意行為」為依變項 Y、「學習動機」為中 介變項 M，分別進行三次簡單迴歸及一次多元階層迴歸，如圖 4-1 中介 變項效果定義圖所示。分析結果如表 4-39，由模式一可得知教學策略 對「創意行為」具有顯著解釋力，bc=.335，R2= .112，F（1,121）=15.322，
p=.000<.05，表示教學策略可解釋「創意行為」變異量的 11.2%；由模 式二可得知教學策略對學習動機具有顯著解釋力，ba =.180，R2 =.032，
F（1,121）=4.042，p =.047<.05，表示教學策略可解釋學習動機變異量的
3.2%；由模式三可得知學習動機對「創意行為」具有顯著解釋力，
bb=.527，R2 =.278，F（1,121）=46.550，p =.000<.05，表示學習動機可解釋
「創意行為」變異量的27.8%，符合 Baron 與 Kenny（1986）所提出的 三項條件。而在模式四可得知，將學習動機加入多元階層迴歸模型 後，教學策略對「創意行為」亦具有顯著解釋力，bc’ =.249，R2 =.338，
F（2,120）=30.579，p =.000<.05，表示教學策略透過學習動機可解釋「創
意行為」變異量的 33.8%。
進一步分析學習動機之中介效果，在模式一裏，教學策略對「創意 行為」的直接效果 bc =.335（p =.000<.05），在模式四加入學習動機以 後，效果降低成為 bc’ =.249（p =.001<.05），顯示學習動機的投入使得 教學策略對「創意行為」之β值降低，再經過 Sobel’s Test 考驗中介效果 之顯著性，統計結果 t =1.923，p =.055>.05，根據 Preacher 與 Hayes
（2004）所述，當中介效應值未達顯著時，中介模式的推論便無法確 立，在部分中介關係的情況下更是如此，因此，學習動機在教學策略 對「創意行為」的預測力不可說具有中介效果。
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此外，教學策略透過學習動機對於創意行為的解釋增量ΔR2
=.225，ΔF（2,120）=40.797，p =.000<.05，表示學習動機的投入提高了教 學策略對「創意行為」的解釋力。
表4-39 「創意行為」階層迴歸分析模型摘要與參數估計值
模型內變數
創意行為（Y） 學習動機（M）
模式一（X→Y） 模式三（M→Y） 模式四（X+M→Y） 模式二（X→M）
bc t p bb t p bc’ t p ba t p 教學策略
（X） .335 3.914 .000 .249 3.290 .001 .180 2.010 .047 學習動機
（M） .527 6.823 .000 .482 6.387 .000
F 15.322 46.550 30.579 4.042
p .000 .000 .000 .047
R2 .112 .278 .338 .032
ΔF 15.322 46.550 40.797 4.042
p .000 .000 .000 .047
ΔR2 .112 .278 .225 .032
***p<.001，**p<.01，*p<.05
而關於自變項與中介變項的 β 係數之分析結果，根據表 4-39 以及 圖4-2 所呈現的資料顯示，路徑 c 為教學策略對「創意行為」之直接效 果，bc ＝.335，t =3.914，p =.000<.05；路徑 a 為教學策略對學習動機 之直接效果，ba =.180，t =2.010，p =.047<.05；路徑 b 為學習動機對
「創意行為」之直接效果，bb =.527，t =6.823，p =.000<.05；路徑 c’為 教學策略→學習動機→創意行為之間接效果，bc’ =.180×.527=.095；因 此，教學策略與學習動機對「創意行為」的總效果β =.335＋.095=.43
（路徑 c +路徑 c’）。
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（路徑 c’）
bc’=.249，p=.001 學習動機
（路徑 a） ba=.180 bb=.527 （路徑 b）
p=.047 p=.000
教學策略 （路徑 c） 創意行為
bc=.335，p=.000
圖4-2 教學策略-學習動機-「創意行為」之效果路徑圖 資料來源：研究者自行繪製
二、學習動機在教學策略對「創意歷程」之中介效果
為確認學習動機在教學策略對「創意歷程」之中介效果為何，因此 以「教學策略」為自變項 X、「創意歷程」為依變項 Y、「學習動機」為 中介變項 M，分別進行三次簡單迴歸及一次多元階層迴歸。分析結果 如表4-40，由模式一可得知教學策略對「創意歷程」具有顯著解釋 力，bc =.269，R2 =.072，F（1,121）=9.456，p =.003<.05，表示教學策略可 解釋「創意歷程」變異量的7.2%；由模式二可得知教學策略對學習動 機具有顯著解釋力，ba=.180，R2 =.032，F（1,121）=4.042，p =.047<.05，
表示教學策略可解釋學習動機變異量的3.2%；由模式三可得知學習動 機對「創意歷程」具有顯著解釋力，bb =.411，R2 =.169，F（1,121）
=24.646，p =.000<.05，表示學習動機可解釋「創意歷程」變異量的 16.9%，符合 Baron 與 Kenny（1986）所提出的三項條件。而在模式四 可得知，將學習動機加入多元階層迴歸模型後，教學策略對「創意歷 程」亦具有顯著解釋力，bc’ =.202，R2 =.209，F（2,120）=1.817，
p=.000<.05，表示教學策略透過學習動機可解釋「創意歷程」變異量的 20.9%。
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進一步分析學習動機之中介效果，在模式一裏，教學策略對「創意 歷程」的直接效果 bc =.269（p=.003<.05），在模式四加入學習動機以 後，效果降低成為 bc’ =.202（p=.016<.05），顯示學習動機的投入使得教 學策略對「創意歷程」之β值降低，再經過 Sobel’s Test 考驗中介效果之 顯著性，統計結果 t =2.571，p =.01<.05，表示學習動機在教學策略對
「創意歷程」的預測力具有部分中介效果。此外，教學策略透過學習
***p<.001，**p<.01，*p<.05
而關於自變項與中介變項的β係數之分析結果，根據表 4-40 以及圖 4-3 所呈現的資料顯示，路徑 c 為教學策略對「創意歷程」之直接效 果，bc＝.269，t =3.075，p =.003<.05；路徑 a 為教學策略對學習動機之 直接效果，ba=.180，t =2.010，p =.047<.05；路徑 b 為學習動機對「創 意歷程」之直接效果，bb=.411，t =4.964，p =.000<.05；路徑 c’為教學
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策略→學習動機→創意歷程之間接效果，bc’ =.180×.411=.074；因此，教 學策略與學習動機對「創意歷程」的總效果β =.269＋.074=.343（路徑 c+路徑 c’）。
（路徑 c’）
bc=.202，p=.016 學習動機
（路徑 a） ba=.180 bb=.411 （路徑 b）
p=.047 p=.000
教學策略 （路徑 c） 創意歷程
bc’=.269，p=.003
圖4-3 教學策略-學習動機-「創意歷程」之效果路徑圖 資料來源：研究者自行繪製
三、學習動機在教學策略對「創意結果」之中介效果
為確認學習動機在教學策略對「創意結果」之中介效果為何，因此 以「教學策略」為自變項 X、「創意結果」為依變項 Y、「學習動機」為 中介變項 M，分別進行三次簡單迴歸及一次多元階層迴歸。分析結果 如表4-41，由模式一可得知教學策略對「創意結果」具有顯著解釋 力，bc=.316，R2 =.100，F（1,121）=13.417，p =.000<.05，表示教學策略可 解釋「創意結果」變異量的10%；由模式二可得知教學策略對學習動 機具有顯著解釋力，ba =.180，R2 =.032，F（1,121）=4.042，p =.047<.05，
表示教學策略可解釋學習動機變異量的3.2%；由模式三可得知學習動 機對「創意結果」具有顯著解釋力，bb =.385，R2 =.148，F（1,121）
=21.061，p =.000<.05，表示學習動機可解釋「創意結果」變異量的 14.8%，符合 Baron 與 Kenny（1986）所提出的三項條件。而在模式四 可得知，將學習動機加入多元階層迴歸模型後，教學策略對「創意結 果」亦具有顯著解釋力，bc’ =.255，R2 =.211，F（2,120）=16.061，
96 顯著性，統計結果 t =2.740，p =.006<.05，表示學習動機在教學策略對
「創意結果」的預測力具有部分中介效果。此外，教學策略透過學習
***p<.001，**p<.01，*p<.05
而關於自變項與中介變項的β係數之分析結果，根據表 4-41 以及圖 4-4 所呈現的資料顯示，路徑 c 為教學策略對「創意結果」之直接效 果，bc＝.316，t =3.663，p=.000<.05；路徑 a 為教學策略對學習動機之
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直接效果，ba=.180，t=2.010，p=.047<.05；路徑 b 為學習動機對「創意 結果」之直接效果，bb=.385，t =4.589，p =.000<.05；路徑 c’為教學策 略→學習動機→創意結果之間接效果，bc’ =.18×.385=.069；因此，教學 策略與學習動機對「創意結果」的總效果β =.316＋.069=.385（路徑 c+
路徑c’）。
（路徑 c’）
bc’=.255，p=.002 學習動機
（路徑 a） ba=.180 bb=.385 （路徑 b）
p=.047 p=.000
教學策略 （路徑 c） 創意結果
bc=.316，p=.000
圖4-4 教學策略-學習動機-「創意結果」之效果路徑圖 資料來源：研究者自行繪製