理財學習動機

壹、整體學習動機之分析

本節旨在分析使用不同教學模式教材的國小六年級學童，對於不同性別、不 同遊戲經驗與不同遊戲偏好者而言，在整體理財學習動機的表現情形，以及在學 習動機的「注意力」、「相關性」、「自信心」、「滿足感」等層陎之表現情形。

為瞭解【待答問題 4：不同「教學模式」與不同「性別」的學生，在整體學 習動機之差異情形為何？】，因此以教學模式（模擬遊戲式教材 v.s.多媒體互動網 頁式教材）、性別（男、女）為自變項，學習動機量表總分為依變項，理財素養 測驗前測中的「態度類」分數作為共變量，進行二因子共變數分析（two-way ANCOVA），結果如表 5-14、表 5-15 和表 5-16。

在進行二因子共變數分析之前，先對各組進行組內迴歸係數同質性檢定。從 表 5-14 可知，考驗結果未達到顯著水準（F=2.40, p=.074），表示組內迴歸線的 斜率相同，亦即學生的理財測驗前測之態度分數與整體學習動機分數間的關係，

不會因為教學模式和性別的不同而有所差異，符合共變數組內迴歸係數同質性假 定，因此可以繼續進行共變數分析。

表 5- 14

不同教學模式與不同性別學生之迴歸係數同質性考驗摘要表

變異來源 型 III 平方和 自由度 平均平方和 F值 顯著性 迴歸係數同質性 3670.20 3 1223.40 2.40 .074

誤差項 52658.10 89 591.66

從表 5-15 可知，「教學模式」和「性別」在整體學習動機之交互作用效果

（F=1.565, p=.214），未達到顯著水準，因而尌個別因子「主要效果」進行探討。

結果發現「教學模式」的主要效果，達到顯著水準（F=8.306, p=.005），「性別」

的主要效果，未達到顯著水準（F=.363, p=.548），表示不同教學模式下，學生 的整體學習動機有顯著差異。根據表 5-16 調整後的邊緣平均數比較得知，使用

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分數作為共變量，進行二因子共變數分析（two-way ANCOVA），結果如表 5-17、

表 5-18 和表 5-19。

在進行二因子共變數分析之前，先對各組進行組內迴歸係數同質性檢定。從 表 5-17 可知，考驗結果未達到顯著水準（F=.86, p=.516），表示組內迴歸線的斜 率相同，亦即學生的理財測驗前測之態度分數與整體學習動機分數間的關係，不 會因為遊戲經驗和遊戲偏好類型不同而有所差異，符合共變數組內迴歸係數同質 性假定，因此可以繼續進行共變數分析。

表 5- 17

不同遊戲經驗與不同遊戲偏好的學生之迴歸係數同質性考驗摘要表

變異來源 型 III 平方和 自由度 平均平方和 F值 顯著性 迴歸係數同質性 2982.39 5 596.48 .86 .516

誤差項 36296.35 50 725.93

從表 5-18 可知，「遊戲經驗」和「遊戲偏好類型」在整體學習動機之交互作 用效果（F=.686, p=.509），未達到顯著水準，因而尌個別因子「主要效果」進行 探討，結果發現「遊戲經驗」（F=.284, p=.597）和「遊戲偏好類型」（F=1.308, p=.281）

的主要效果，皆未達到顯著水準，表示遊戲經驗不同或喜好遊戲類型不同的學生，

在整體理財學習動機並無顯著差異。根據表 5-19 調整後的邊緣平均數比較可知，

學生的學習動機隨遊戲經驗愈高逐漸降低（ _一年以下=155.52、 _一到兩年=138.47、

超過兩年=136.33）；遊戲偏好「策略模擬類」的學生之學習動機（M=146.08）略 高於偏好「非策略模擬類」的學生（M=140.80）。

表 5- 18

遊戲經驗與遊戲偏好類型在整體學習動機之二因子共變數分析摘要表

變異來源 型 III 平方和 自由度 平均平方和 F值 顯著性 理財態度

（共變量） 1988.12 1 1988.12 2.916 .095 遊戲經驗 193.37 1 193.37 .284 .597 遊戲偏好類型 1783.92 2 891.96 1.308 .281

107 數分析（two-way MACOVA），結果如表 5-20、表 5-21、表 5-22 和表 5-23。

在進行二因子共變數分析之前，先對各組進行組內迴歸係數同質性檢定。從 表 5-20，考驗結果未達到顯著水準（F=209.31, p=.26），表示組內迴歸線的斜率 相同，亦即學生的理財測驗前測之態度分數與學習動機各層陎平均分數的關係，

108 互作用效果（Wilk’s =.862, p<.05），達到顯著水準，因此進一步分析「教學模 式」和「性別」的單純主效果。

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（1）從「性別」的單純主效果來看：

尌遊戲組學生而言，「性別」在學習動機各層陎之多變量檢定（Wilk’s Λ

=.823, p>.05），未達到顯著水準；尌網頁組學生而言，「性別」在學習動機各 層陎之多變量檢定（Wilk’s Λ=.837, p>.05），也未達到顯著水準。由此可知，

使用不同教學模式教材與不同性別的學生，在學習動機各層陎之表現沒有顯著差 異。

（2）從「教學模式」的單純主效果來看：

尌男性學生而言，「教學模式」在學習動機各層陎之多變量檢定（Wilk’s Λ

=.625, p<.05），達到顯著水準，其中在學習動機的「自信心層陎」之單變量檢 定（F=12.234, p<.05），達到顯著水準。表示接受不同教學模式教材的男性學生，

其學習動機的「自信心層陎」之表現有顯著差異；尌女性學生而言，「教學模式」

在學習動機各層陎之多變量檢定（Wilk’s Λ=.275, p<.05），達到顯著水準，其 中在「注意力層陎」（F=28.482, p<.05）和「自信心層陎」（F=42.963, p<.05）

之單變量檢定，也都達到顯著水準。表示接受不同教學模式教材的女性學生，在 學習動機的「注意力層陎」和「自信心層陎」，皆有顯著差異。

從表 5-23 調整後的平均數比較得知，在學習動機的「自信心層陎」之表現，

使用「模擬遊戲式教材」的男性學生（M=3.66）顯著優於使用「多媒體互動網 頁式教材」的男性學生（M =3.09）；使用「模擬遊戲式教材」的女性學生（M =3.99）

顯著優於使用「多媒體互動網頁式教材」的女性學生（M =3.05）。在學習動機 的「注意力層陎」之表現，使用「模擬遊戲式教材」的女性學生（M =3.95）顯 著優於使用「多媒體互動網頁式教材」的女性學生（M =3.01）。

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