教學反應模式的學習障礙鑑定檢驗

本節旨在探討 RTI 模式在學習障礙診斷的正確性，第一部分將分析實驗組和 對照組「被轉介進行特殊教育鑑定的學生」的學障鑑出率有何差異，並仔細檢視 實驗組中，教師轉介和補救教師轉介在發現學習障礙學童的人數，其比率、正確 性有何差異；第二部分將分析實驗組採用的教學反應指標是否能區分出學習障礙 學童與一般低成就學童。本研究旨在及早補救、及早鑑定學習障礙學童，故分析 對象主要為2-3 年級，即為 98 學年度研究介入期間的 1-2 年級；由於反敗計畫 擴及1-6 年級，故 4-6 年級的部分也會補充說明。

一、以教學反應模式進行學障鑑定的效度

研究者自教育部特殊教育通報網及台東縣特殊教育資源中心蒐集台東縣在 99 學年度（2010 年）的特殊教育鑑定資料，彙整鑑定結果和統計數據。從表 4-2-1 中可看出，2010 年台東縣接受學障鑑定的國小學生共有 176 人，總計有 75 名學 生研判為學障，35 名學生被列為疑似學障的追蹤輔導個案，18 名學生被研判為 輕度智能障礙，48 名學生被判定為一般低成就學生。75 名學習障礙學生包含 98 學年度（2009 年）追蹤確認個案，總計 99 學年度（2010 年）的學習障礙鑑出率 為42.61％。

本研究的實驗組 5 所學校 2-3 年級共轉介出 16 名學生進行學障鑑定，有 7 名學生被鑑定為學習障礙，7 名學生均非上一年度追蹤個案，總計 2010 年實驗 組學校2-3 年級的學習障礙鑑出率為 43.75％。若樣本計算擴及 2-6 年級，實驗 組5 所學校 2-6 年級共轉介出 30 名學生進行學障鑑定，有 17 名學生被鑑定為學 習障礙，其中有3 名學生為上一年度追蹤個案，有 5 名學生被研判為輕度智能障 礙，2 名學生列為本年度追蹤確認個案，6 名學生被研判為一般低成就學生，總 計2010 年實驗組學校 2-6 年級的學習障礙鑑出率為 56.66％。

對照組 3 所學校 2-3 年級共轉介出 18 名學生進行學障鑑定，有 5 名學生被 率（56.66％）同樣高於對照組（25％）；實驗組也同時高於台東縣全縣的學障鑑 出率（42.61％），由此可見，使用教學反應模式的實驗組，可有效提升學障鑑出

國內現行的學障鑑定標準中，將「一般教育所提供之教學輔導無顯著成效」

列為學習障礙鑑定的必要條件（教育部，1998）。讀寫算低成就兒童被判定為「疑 似學習障礙」之後，依特教小組的行政規定，必須在原校接受教學輔導一年，根 據教學輔導的成效，第二年再送鑑輔會確認是否為學習障礙。但是，除了教育資 源豐富的縣市，多數的中小學缺乏專業或足夠的資源去進行有品質的教學介入

（Tzeng, 2007）。因此，第二年鑑定時，負責研判的心評老師經常面對的難題是，

一年前被判為疑似學習障礙的兒童，資料顯示讀寫算仍然毫無進展；但心評老師 無法判斷，孩子的狀況是「具有生理基礎的學習障礙障」造成的？還是「缺乏適 切的教學介入」或造成的？而本研究的實驗組，經過初篩，先行找出高危險群，

進行有效的轉介前介入教學，再行RTI 模式的學障鑑定。學童在介入教學中的教 學反應，包含課程本位評量的數據及補救教師的教學判斷，正可提供心評老師可 信的資訊進行學障研判。

此外，在實驗組的學障轉介中，原班導師和補救教學教師的轉介，何者正確 率高？補救教學教師的轉介對象，即為「教學無反應」者。比對「補救教師」轉 介疑似學障學生名單和「導師」轉介疑似學障學生名單後，發現「補救教師」共 轉介4 名學生，「導師」則轉介出 16 名學生，補救教師轉介名單與導師轉介名單 有4 名學生重疊，這 4 名學生之後均被鑑定為學障。而實際上被鑑定為學障的學 生有7 人，排除 2 名轉學生後，補救教師真正遺漏的個案為 1 名。綜言之，雖然 7 名學障生均被原班導師發現其學習困難，但同時有 5 名一般低成就學生被轉介 出來；補救教師雖錯失1 名學障生，但轉介出來的 4 名學生均為學障生，因此補 救教師的轉介，其正確率與敏感度應高於導師。

二、教學反應指標的區分效度

本研究主要使用「月檢測」和「補救教師主觀印象」作為教學反應指標。「月 檢測」即為傳統的月考，但本研究實驗組的月考，由反敗為勝計畫的教材設計人 員輔助學校教師設計考題，每一學期約有三到四次的月考。「補救教師主觀印象」

則是執行介入教學的教師，對於低成就學童在介入教學中的學習表現，包括學習 動機、練習量、識字書寫狀況、課文朗讀流暢性等的總括印象。「補救教師主觀 印象」將留待下一節進行細部討論。

實驗組的低成就學童，從 98 學年度上學期開始接受介入教學，經由一學期 的補救後，研究者以98 學年度下學期的「月檢測」和「補救教師主觀印象」為 準，進行疑似學習障礙學童和一般低成就學童的區分，疑似學障學童由於是生理 致因所造成的成就低落，在有效的介入教學下，學習雖然有進度，但仍可能出現 困難，因此學習成效應與一般低成就學童會有所差異。以下說明「月檢測」和「補 救教師主觀印象」的區分結果，並呈現疑似學習障礙學童和一般低成就學童的語 文能力差異。

（一）、月檢測的區分結果

本研究的「月檢測」為 98 學年度下學期所實施的月考，研究者以 80 分為通 過標準，四次月檢測中，有三次高於（含）80 分以上即視為「通過」；反之，四 次月檢測中，有三次低於80 分，即視為「不通過」。

表4-2-2、不同語文能力在月檢測對實驗組二三年級低成就學生分組之 t 檢定分 析摘要表

月檢測通過分組 個數 平均數 標準差 t 值 顯著性 (雙尾) 識字量 通過 65 849.14 446.57

4.18 .000^***

不通過 16 477.94 278.23 國字聽寫 通過 65 18.98 9.97

3.86 .000^***

不通過 16 11.31 6.23 註：*p<.05；**p<.01；***p<.001；n.s.為未達顯著

實驗組二三年級低成就學生，使用「月檢測通過」為教學反應指標分組，依 變項為「識字量」、「國字聽寫」。

在「識字量」方面，Levene 檢定達顯著差異，（F=6.84, p<.05），顯示月檢測

「通過」與「不通過」的變異性（離散情形）有顯著差異，故假設變異數不相等，

（t=4.18, p<.001），因此月檢測「通過」與「不通過」在依變項「識字量」達極 為顯著差異。

在「國字聽寫」方面，Levene 檢定達顯著差異，（F=7.23, p<.05），顯示月檢 測「通過」與「不通過」的變異性（離散情形）有顯著差異，故假設變異數不相 等，（t=3.86, p<.001），因此月檢測「通過」與「不通過」在依變項「國字聽寫」

達極為顯著差異。；

簡言之，二三年級低成就學生，月檢測「通過組」在識字量顯著大於「未通 過組」（t=4.18, p<.001）；且月檢測「通過組」在國字聽寫同樣顯著大於「未通過 組」（t=3.86, p<.001）。

表4-2-3、不同語文能力在月檢測對實驗組二年級低成就學生分組之 t 檢定分析 註：*p<.05；**p<.01；***p<.001；n.s.為未達顯著

實驗組二年級低成就學生，使用「月檢測通過」為教學反應指標分組，依變

相等，（t=2.52, p<.05），因此月檢測「通過」與「不通過」在依變項「國字聽寫」

達顯著差異。

簡言之，二年級低成就學生，月檢測「通過組」在聽寫符號顯著大於「未通 過組」（t=3.05, p<.01）；而月檢測「通過組」在聽寫音與「未通過組」未達顯著 差異（t=1.29, p>.05）；月檢測「通過組」在識字量與「未通過組」未達顯著差異，

（t=1.62, p>.05），而月檢測「通過組」在國字聽寫顯著大於「未通過組」（t=2.52, p<.05）。

表4-2-4、不同語文能力在月檢測對實驗組三年級低成就學生分組之 t 檢定分析 註：*p<.05；**p<.01；***p<.001；n.s.為未達顯著

實驗組三年級低成就學生，使用「月檢測通過」為教學反應指標分組，依變 項為「識字量」、「國字聽寫」、「閱讀理解」。

在「識字量」方面，Levene 檢定未達顯著差異，（F=.097, p>.05），顯示月檢 測「通過」與「不通過」的變異性（離散情形）沒有顯著差異，故假設變異數相 p<.001）；月檢測「通過組」在閱讀理解顯著大於「未通過組」（t=2.69, p<.05）。

（二）、補救教師主觀印象的區分結果

註：*p<.05；**p<.01；***p<.001；n.s.為未達顯著

實驗組二三年級低成就學生，使用「補救教師轉介」為教學反應指標分組，

依變項為「識字量」、「國字聽寫」。在「識字量」方面，Levene 檢定達顯著差異，

（F=4.14, p<.05），顯示補救教師「轉介」與「不轉介」的變異性（離散情形）有 顯著差異，故假設變異數不相等，（t=4.55, p<.001），因此補救教師「轉介」與「不

表4-2-6、不同語文能力在補救教師轉介對實驗組二年級低成就學生分組之 t 檢 註：*p<.05；**p<.01；***p<.001；n.s.為未達顯著

實驗組二年級低成就學生，使用「補救教師轉介」為教學反應指標分組，依

數相等，（t=2.84, p<.01），因此補救教師「轉介」與「不轉介」在依變項「國字 聽寫」達顯著差異。

簡言之，二年級低成就學生，補救教師轉介「不轉介組」與「轉介組」

在聽寫符號未達顯著差異（t=1.77, p>.05）；而「不轉介組」在聽寫音與「轉介組」

同樣未達顯著差異（t=1.97, p>.05）；補救教師轉介「不轉介組」在識字量顯著大 於「轉介組」，（t=3.12, p<.01），而「不轉介組」在國字聽寫同樣顯著大於「轉介 組」（t=2.84, p<.01）。

表4-2-7、不同語文能力在補救教師轉介對實驗組三年級低成就學生分組之 t 檢 註：*p<.05；**p<.01；***p<.001；n.s.為未達顯著

實驗組三年級低成就學生，使用「補救教師轉介」為教學反應指標分組，依 變項為「識字量」、「國字聽寫」、「閱讀理解」。

在「識字量」方面，Levene 檢定未達顯著差異，（F=.27, p>.05），顯示補救教 師「轉介」與「不轉介」的變異性（離散情形）沒有顯著差異，故假設變異數相 p<.01）；「不轉介組」在閱讀理解同樣顯著大於「轉介組」（t=2.27, p<.05）。

（三）、綜合討論

三、以「學障研判」檢驗教學反應指標的效度

根據本節第二部分的分析，本研究的兩項教學反應指標「月檢測」和「補救 教師主觀印象」對於一般低成就學童和學障學童，具有不錯的區分效度。而第三 部分，研究者將以學障確診結果，回溯檢驗這兩項教學反應指標的效度。根據本 研究的理論，學障確診學童應該兼具「月檢測未通過」和「補救教師轉介」兩項 條件。

從表 4-2-9 來看，學障確診學童多數確實具有「月檢測不通過」、「補救教師

從表 4-2-9 來看，學障確診學童多數確實具有「月檢測不通過」、「補救教師