學習動機態度與 3Ds MAX 建模基本能力測驗之影響分析

本研究的研究對象為 5 月開班的兩個班，實驗組有 20 人，而控制組原 20 人因進 行教學時，出現 5 名學生曠課次數太多予以剃除，實驗 5 堂課後變成 15 人。研究者於 在實驗教學活動前實施「學習動機態度量表問卷」前測與「3Ds MAX 建模基本能力測 驗」前測，取得前測成績，實驗教學活動結束後實施後測，取得後測成績。

為了瞭解使用「數位學習支援網站-Facebook 社團」與否，對於學生在學習 3D 建 模的學習動機與 3Ds MAX 建模基本能力之影響，因此進行單因子共變數分析 (ONE-WAY ANCOVA)，以「學習動機態度量表問卷」與「3Ds MAX 建模基本能力測

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驗」後測之總分各為依變項，前測之總分為共變項，使用不同媒材的組別為自變項(固 定因子)，進行以下單因子共變數分析。

一、 學習動機態度量表問卷

（一） 組內迴歸係數同質性檢定

在進行共變數分析之前，必頇先檢定組內回歸係數同質性之假設，同質性檢定 為考驗兩組內共變項（學習動機態度量表問卷前測）對依變項（學習動機態度量表問 卷後測）進行迴歸分析所得到的斜率是否相等，此一假設檢定分析，若是將共變項視 為獨立的一個自變項，即在考驗原分組自變項與共變項間是否有顯著的交互作用，因 此在進行共變數分析前頇先進行組內迴歸係數同質性的檢定，以確認能否進行共變數 分析。在本研究中分別以「學習動機態度量表問卷」前測分數為共變量，後測分數為 依變數，使用不同輔助教學的組別為自變項，進行組內迴歸係數同質性檢定。

表 4-3 為組內迴歸係數同質性的檢定考驗結果(組別*學習動機態度量表問卷前 測)，F 值=0.305々P=0.585>0.05，未達顯著水準，接受虛無假設，表示迴歸線的斜率 相同，所以共變項(學習動機態度量表問卷前測)與依變項(學習動機態度量表問卷後測) 之間的關係不會因為自變項(實驗組、控制組)各自處理水準的不同而有所不同，符合 共變數組內迴歸係數同質性假設，可繼續進行共變項分析。

表 4-3 組內迴歸係數同質性的檢定

來源 型 III 帄方和 自由度 帄均帄方和 F 檢定 顯著性 校正後的模式 3349.727a 3 1116.576 19.324 0.000 截距 12.186 1 12.186 0.211 0.649 學習動機態度量表問卷前測 2433.137 1 2433.137 42.109 0.000 組別 39.195 1 39.195 0.678 0.416 組別*學習動機態度量表問卷前測 17.622 1 17.622 0.305 0.585

誤差 1791.245 31 57.782

總和 258186.000 35

校正後的總數 5140.971 34

a.R 帄方 = .652 (調過後的 R 帄方 = .618)

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圖 4-1 實驗組的年齡分布與學習動機後測帄均分數長條圖

圖 4-2 控制組的年齡分布與學習動機後測帄均分數長條圖

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表 4-6 為誤差變異量的 Levene 檢定等式，及變異數同質性考驗，F 值=0.212々 P-value=0.649>0.05，接受虛無假設，表示各組在依變項的誤差變異數相同，具有同 質性。

表 4-6 前、後測成績誤差變異量的 Levene 檢定表 依變數:後測成績

F 檢定 分子自由度 分母自由度 顯著性

.212 1 33 .649

由表 4-7 為共變數分析檢定分析摘要表，排除學習動機量表前測成績(共變項)對 後測成績(依變項)的影響後，自變項對依變項的影響效果檢定之 F 值=7.008，

p=0.012<0.05，達到顯著水準，表示受詴者的後測成績會因使用「數位學習支援網站 -Facebook 社團」輔助教學而有所差異。

表 4-7 學習動機量表之單因子共變數分析摘要一覽表 依變數:後測成績

來源 型 III 帄方和 df 帄均帄方和 F 顯著性

校正後的模式 3332.105^a 2 1666.052 29.474 .000

截距 5.602 1 5.602 .099 .755

學習動機態度量表問卷前測 2783.533 1 2783.533 49.242 .000 組別 396.140 1 396.140 7.008 .012

誤差 1808.867 32 56.527

總數 258186.000 35

校正後的總數 5140.971 34

a.R 帄方 = .648 (調過後的 R 帄方 = .626)

（三） 學習動機量表共變數分析結果整理

綜合以上分析，實驗組和控制組在「學習動機態度量表問卷」中的分數達到顯 著，表示進行教學實驗的兩個班級學生在整個學習動機量表的表現上有明顯的差異。

因此，由「學習動機態度量表問卷」的共變數分析結果，可得知在「數位學習支援網 站-Facebook 社團」輔助的學習情境下，其學習動機有明顯的顯著差異。

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二、 3Ds MAX 建模基本能力測驗

（一） 組內迴歸係數同質性檢定

在進行共變數分析之前，必頇先檢定組內回歸係數同質性之假設，同質性檢定 為考驗兩組內共變項（3Ds MAX 建模基本能力測驗前測）對依變項（3Ds MAX 建模 基本能力測驗後測）進行迴歸分析所得到的斜率是否相等，此一假設檢定分析，若是 將共變項視為獨立的一個自變項，即在考驗原分組自變項與共變項間是否有顯著的交 互作用，因此在進行共變數分析前頇先進行組內迴歸係數同質性的檢定，以確認能否 進行共變數分析。在本研究中分別以「3Ds MAX 建模基本能力測驗」前測分數為共變 量，後測分數為依變數，使用不同輔助教學的組別為自變項，進行組內迴歸係數同質 性檢定。

表 4-8 為組內迴歸係數同質性的檢定考驗結果(組別*3Ds MAX 建模基本能力測驗 前測)，F 值=0.973々P=0.332>0.05，未達顯著水準，接受虛無假設，表示迴歸線的斜 率相同，所以共變項(3Ds MAX 建模基本能力測驗前測)與依變項(3Ds MAX 建模基本 能力測驗後測)之間的關係不會因為自變項(實驗組、控制組)各自處理水準的不同而有 所不同，符合共變數組內迴歸係數同質性假設，可繼續進行共變項分析。

表 4-8 組內迴歸係數同質性的檢定

來源 型 III 帄方和 自由度 帄均帄方和 F 檢定 顯著性 校正後的模式 41.981a 3 13.994 1.229 0.316 截距 1302.471 1 1302.471 114.412 0.000 學習動機態度量表問卷前測 6.521 1 6.521 .573 0.455 組別 20.911 1 20.911 1.837 0.185 組別*學習動機態度量表問卷前測 11.073 1 11.073 0.973 0.332

誤差 352.905 31 11.384

總和 21501.750 35

校正後的總數 394.886 34

a.R 帄方 = .106 (調過後的 R 帄方 = .020)

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（二） 單因子共變數分析(ANCOVA)

在完成組內回歸係數同質性分析後，繼續進行共變數分析，以下為 3Ds MAX 建 模基本能力測驗單因子共變數分析之探討〆

表 4-9 為敘述統計兩組的原始後測成績的帄均數，未排除共變數(前測成績)的影 響，並非是調整後的帄均數，然而控制組（一般課堂教學）之帄均數大於實驗組（FB 社團輔助教學），推估其原因與學習動機相同〆控制組的學生年齡明顯小於實驗組，

對於年齡比較大的學生，在學習上動機明顯不足於年輕學生，導致回家練習程度不如 年輕學生。

表 4-9 敘述統計

依變數:後測成績

組別 帄均數 標準離差 個數

一般課堂教學 25.200 3.0166 15 FB 社團輔助教學 24.075 3.6752 20 總數 24.557 3.4080 35

表 4-10 為誤差變異量的 Levene 檢定等式，及變異數同質性考驗，F 值=0.444々 P-value=0.510>0.05，接受虛無假設，表示各組在依變項的誤差變異數相同，具有同 質性。

表 4-10 前、後測成績誤差變異量的 Levene 檢定表 依變數:後測成績

F 檢定 分子自由度 分母自由度 顯著性

.444 1 33 .510

由表 4-11 為共變數分析檢定分析摘要表，排除學習動機量表前測成績(共變項)對 後測成績(依變項)的影響後，自變項對依變項的影響效果檢定之 F 值=0.418，

p=0.523>0.05，未達顯著水準，表示受詴者的後測成績不會因使用「數位學習支援網 站-Facebook 社團」輔助教學而有所差異。

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表 4 -11 3Ds MAX 建模基本能力測驗之單因子共變數分析摘要一覽表 依變數:後測成績

來源 型 III 帄方和 df 帄均帄方和 F 顯著性

校正後的模式 30.908^a 2 15.454 1.359 .271 截距 1336.944 1 1336.944 117.541 .000 學習動機態度量表問卷前測 20.060 1 20.606 1.764 .194

組別 4.749 1 4.749 0.418 .523

誤差 363.978 32 11.374

總數 21501.750 35

校正後的總數 394.886 34

a.R 帄方 = .078 (調過後的 R 帄方 = .021)

（三） 3Ds MAX 建模基本能力測驗分析結果整理

綜合以上分析，實驗組和控制組在「3Ds MAX 建模基本能力測驗」中的分數未達 到顯著，表示進行教學實驗的兩個班級學生在 3Ds MAX 建模基本能力的表現上未有 明顯的差異。根據蘇寶燕(2010)研究指出電腦學習態度上在年齡有顯著差異，年齡在 40 歲以上的成人學習者普遍存在電腦焦慮狀況，而年齡在 50 至 59 歲的族群，對學 習電腦明顯較不具信心，而學習障礙在主修科系上亦有顯著差異。由表 4-5 實驗組與 控制組學生年齡層分析，40-49 歲實驗組有 7 位、控制組有 1 位々50-59 歲實驗組有 3 位、控制組有 0 位，因此在學習動機上明顯分數實驗組比控制組低，雖然因為使用了

「數位學習支援網站-Facebook 社團」輔助教學使得學習動機態度有所提升，但是因為 3Ds MAX 建模亦屬高階建模軟體，在年齡上明顯對電腦學習會有所差距，而依據表 4-2 實驗組與控制組的科系歸納整理分析中，實驗組有 1 位、控制組有 5 位，也因此 在 3Ds MAX 基本建模能力之前測與後測的帄均分數大於實驗組，且因為控制組有 5 位都是設計科系又是年輕學生，故學習能力較實驗組好。但是，由「學習動機態度量 表問卷」的共變數分析結果，可得知在「數位學習支援網站-Facebook 社團」輔助的學 習情境下，其實驗組的學生學習動機態度較控制組有明顯的顯著差異，亦代表「數位 學習支援網站-Facebook 社團」輔助的學習還是有其一定的效益。

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