第三章 科學學習經驗、探究相關好奇心與科學活動的投入對探究能力的影響
第四節 研究結果
在進行結構模式的估計前，首先針對探究能力 (以第一個 PV 值表之)以及 21 個試題之間進行相關係數的考驗，以檢驗這些潛在變項之間具有可進行結構關係。
表3-4-1 之相關矩陣顯示探究能力與其他各個指標試題均具有顯著相關，而且從 矩陣中亦可發現指涉相同變項內的指標試題之間的相關係數也普遍高於其他試 題。此兩項結果顯示不僅表示探究能力是合適的作為依變項，且進行結構模式之 探討。此外，本研究亦以驗證性因素分析 (CFA)透過其指標試題的信度與一致性 係數考驗，來驗證潛在變項的測量效果。而透過 CFA 的檢驗構念效度與測量模 式的建立之後，遂進行結構模式的分析以估計理論模式中，所假設之學習經驗、
探究相關的好奇心與投入以及學生探究能力之間的關係。以下分別針對測量模式 與結構模式的分析結果進行說明。
測量模式
由於 CFA 主要是用以建立測量模式與所蒐集之觀察資料之間的合適程度的 檢驗技術。也就是說透過 CFA 的結果，可以了解模式中各潛在變項的指標試題
72
之相同構念內的聚合效果與不同構念間的區辯程度，並且可以透過信度係數的呈 現來測量模式的穩定度；此外，本研究亦透過整體測量模式的模式適配指標的檢 驗，來呈現本理論模式可以有效地解釋觀察資料。表3-4-2 呈現初始的測量模式 與刪題後修改的模式中各變項之標準化因素負荷量。從表中可以發現，雖然初始 模式中的各個指標試題均具有顯著的因素負荷量，但基於負荷量應大於 0.55 或 殘差小於0.71 才可被視為是好的或極佳的指標 (Comrey & Lee, 1992; Harrington, 2008)，故剔除其中 infor1、infor2 以及 En1 等三題，僅保留其中的 15 個試題進 行第二次的CFA 以檢驗修改後模式的信效度分析。根據表 3-4-2 的報導，修改後 模式的均具有顯著的因素負荷量。
73
表 3-4-1 各試題的相關矩陣 (n = 1,090)
觀察指標 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22
1.PV 1
2.Infor1 .111** 1 3.Infor2 .074* .323** 1 4.Infor3 .104** .307** .228** 1 5.Infor4 .068* .295** .316** .525** 1 6.SciLab .345** .116** .210** .123** .164** 1 7.En1 .188** .172** .239** .211** .213** .174** 1 8.En2 .344** .130** .231** .148** .211** .307** .349** 1 9.En3 .286** .162** .103** .135** .095** .180** .341** .478** 1 10.En4 .312** .176** .107** .146** .159** .176** .373** .432** .657** 1 11.En5 .332** .169** .161** .173** .213** .237** .447** .527** .504** .673** 1 12.En6 .273** .176** .099** .135** .085** .115** .357** .352** .560** .559** .508** 1 13.En7 .353** .194** .103** .139** .101** .175** .339** .438** .586** .563** .507** .772** 1 14.En8 .336** .189** .110** .156** .102** .178** .339** .427** .588** .577** .534** .701** .804** 1 15.En9 .242** .183** .166** .142** .176** .179** .385** .437** .437** .430** .511** .465** .543** .524** 1 16.Curi1 .290** .232** .210** .247** .210** .203** .476** .368** .370** .385** .449** .430** .438** .456** .380** 1 17.Curi2 .256** .236** .171** .224** .234** .171** .418** .332** .339** .369** .424** .391** .431** .417** .361** .683** 1 18.Curi3 .316** .205** .176** .173** .203** .235** .416** .377** .406** .408** .494** .438** .464** .468** .428** .663** .706** 1 19.Curi4 .343** .184** .156** .181** .179** .229** .431** .386** .407** .433** .487** .466** .516** .516** .441** .678** .686** .748** 1 20.Curi5 .315** .197** .174** .189** .199** .244** .429** .407** .410** .439** .507** .453** .487** .487** .430** .633** .677** .741** .757** 1 21.ComEx1 .093** .010 .010 .063* .011 .030 -.024 -.002 -.037 -.026 .013 -.014 -.013 .002 -.013 -.011 .016 -.035 .014 .008 1 22.ComEx2 .096** .043 -.020 .033 .070* .050 -.028 .006 .034 .049 .016 .008 .018 .022 -.041 .053 .056 .031 .045 .032 .008 1
Note. PV 代表第一個似真值用以指涉學生探究能力；Infor1 到 Infor 4 代表非正式科學學習經驗的指標；SciLab 代表學生正式科學學習 經驗的指標；En1 到 En9 代表探究相關的實驗室投入之指標；Curi1 到 Curi5 代表探究相關的好奇心之指標；ComEx1 與 ComEx 2 代 表學電腦經驗的指標。
*p < .05. **p < .01.
74 (average variance extracted，簡稱 AVE)來檢驗非正式科學學習經驗、探究相關實 驗室投入與探究相關好奇心三個變項之指標試題的聚合程度。由於三個 AVE 值 均大於0.500 (範圍從 0.502 到 0.697)，顯示組成這些變項的指標之變異大於測量 誤差，故而代表這些變項有被確實的量測。而由於所有的CR 值都超過 0.600 (範
75
圍從0.665 到 0.919)，顯示這三個變項具有充分的內在一致性。
此外，AVE 的指標也可以用來進行區辯指標試題與其他潛在變項之間的關係，
即指該變項之平均變異數萃取量開根號後仍大於個潛在變項之間的相關係數的 數值 (Anderson & Gerbing, 1988)。從表 3-4-3 之區辨效度表可知，三個潛在變項 之 AVE 的平方根均大於該變項與其他變項之間的相關 (範圍從.308 到.696)，顯 示這三個變項均具有足夠的外在區辯效果與其他兩個變項進行區別。
表 3-4-3 測量模式之區辨效度
潛在變項 非正式科學
學習經驗
探究相關實 驗室投入
探究相關好 奇心 非正式科學學習經驗 (0.707)a
探究相關實驗室投入 0.308b (0.727)
探究相關好奇心 0.407 0.696 (0.835) 註：a表該變項各項指標之平均變異數萃取量開根號。b表各變相間的相關係 數。
結構模式
在經過CFA 測量模式的檢驗之後，遂進行本研究之結構模式的估計。圖 3-4-1 呈現結構模式以及各變項之間路徑的參數。以下透過此一結構模式對本研究所 關心之結構關係進行說明。同時，表3-4-4 之路徑參數表呈現各觀察指標對潛在 變項的路徑參數及其殘差之估計值。其中可以發現23 個觀察變項之路徑係數不 僅達.001 之顯著水準，且其範圍介於 0.65~0.87，均符合理論建議值的路徑係數 需大於 0.55；以及其個別的殘差值之範圍亦介於 0.22~0.69，均滿足理論建議之 殘差數值小於0.71。顯示所使用之觀察變項可以適切地反映其背後的潛在變項。
而整體模式之各項適配指標顯示除了卡方檢定量的直達顯著水準 (χ²
=
1217.00, df = 141, p < .001)，其他適配指標均指出修改後的測量模式整體上都是 位於理想值範圍內 (以 pv 1 為例：SRMR = 0.046 < 0.08, CFI = 0.96 > 0.90, and RMSEA = 0.84 < 0.10)，顯示具有良好的適配度去說明所觀察資料數據。76
77
(一) 探究相關的好奇心、實驗室投入與探究能力的相互影響關係
為回答本研究之第一個研究問題：是否學生的探究相關的好奇心會與其探究 能力有關連以及第二個研究問題：是否學生探究實驗的投入在探究相關的好奇心 與探究能力之間具有中介效應。本研究將檢驗好奇心、實驗室投入與探究能力三 者之間的關係。
首先針對好奇心與探究能力之間的關係，本研究將以直接效應、間接效應以 及總效應來進行探討 (見表 3-4-5)。探究相關的好奇心對探究能力的總效果是達 顯著的 (effect = 0.36, SE = 0.04, p < .001)，顯示兩者之間具有顯著關聯。雖然透 過實驗室投入的間接效果有達顯著 (indirect effect = 0.19, SE = 0.03, p < .001)，表 示實驗室投入的行為可能具有中介效應去影響著好奇心對探究能力的效果。然而 好奇心本身對探究能力的直接效果也有達顯著 (direct effect = 0.16, SE = 0.06, p
< .001)。顯示對高中學生而言，實驗室投入只有扮演著部份中介的角色去調節好 奇心與探究能力之間的關係。
表3-4-5 探究相關好奇心對探究能力之標準化效應參數
內衍變項 直接效應 (SE) 間接效應 (SE) 總效應 (SE) 探究相關好奇心 0.16 (0.06)** 0.19 (0.03)** 0.36 (0.04)**
**p < .01. ***p < .001.
(二) 在相互影響的關係中學習經驗的角色
為了回答第三個研究問題：是否學生的正式與非正式的學習經驗會透過探究 相關的好奇心影響他們在探究實驗中的投入。本研究以同樣地直接效應、間接效 應以及總效應來探討學生的兩種學習經驗在探究相關的好奇心與實驗室投入的 關係中所扮演之角色。表3-4-6 呈現這些效果的參數估計值。
對高中學生而言，這兩種學習經驗對探究相關的實驗室投入的總效應均達顯 顯著 (正式學習經驗：total effect = 0.21, SE = 0.06, p < .001；非正式學習經驗：
total effect = 0.19, SE = 0.05, p <.001)，但兩者之間的差異未達顯著 (difference = 0.02, SE = 0.07, ns)。這個結果顯示雖然是不同種類的學習經驗，但整體上兩者對
78
於學校課室中的探究活動相關的實驗之影響效果是相似，或者是說對實驗導向之 學校的探究活動，無論是何種形式的經驗都同樣重要。而且進一步分析比較他們 的直接與間接效應，可以發現兩種經驗對實驗室投入的影響方式也是相似的。
首先，兩個學習經驗的間接效應都有達顯著(正式學習經驗：indirect effect = 0.14, SE = 0.03, p < .001；非正式學習經驗：indirect effect = 0.18, SE = 0.04, p <.001)，
但兩者之間的差異未達顯著 (difference = 0.02, SE = 0.05, ns)。這個結果顯露兩種 形式的學習經驗具有相同的詮釋力透過好奇心的中介去預測學生的實驗室投入。
其次，透過直接效應的比較可以發現，此兩個學習經驗的直接效應均沒有顯著 (正式學習經驗：direct effect = 0.06, SE = 0.03, ns；非正式學習經驗 direct effect = 0.01, SE = 0.04, ns)。這兩個沒有顯著的效應暗示著高中學生的正式與非正式學習 經驗與實驗室投入之間沒有共通點。統整兩學習經驗之直接與間接效應的結果可 以發現學生的好奇心是完全中介著學習經驗對實驗室投入的關係，即當學生在正 式與非正式學習經驗所引發之好奇心愈高時，其探究相關的實驗室投入亦會隨之 增加。
表3-4-6 學習經驗對探究相關實驗室投入之標準化效應參數
外衍變項 直接效應 (SE) 間接效應 (SE) 總效應 (SE) 正式學習經驗 0.06 (0.03) 0.14 (0.03)*** 0.21 (0.06)***
非正式學習經驗 0.01 (0.04) 0.18 (0.04)*** 0.19 (0.05)***
兩者差異(SE) -- 0.02 (0.05) 0.02 (0.07)
*p < .05. **p < .01. ***p < .001.
小結
綜合上述之研究結果可以發現，(1) 實驗室投入扮演著部份中介的角色去調 節好奇心與探究能力之間的關係。(2) 無論是正式或非正式的科學學習經驗均須 透過好奇心的中介才會影響(促進)學生在探究相關實驗室的投入。因此，從研究 一的分析發現可以做出一個結論，即為「透過學習經驗的培養學生的探究相關的 好奇心，會驅動他們對探究相關活動的投入，進而影響探究能力的表現」。
79
再者，過去針對學習投入的文獻中均已提出並具有實徵證據顯示，學生的學 習投入是包含了行為上的、認知上的、情意面上的，以及社會互動上的投入，因 而學生的學習投入是一個具多層次面向的概念。然而，本論文在研究一中所發展 之「探究相關的投入」為針對學生在實驗課時所會展現之行為表現，如表 3-3-2 所示之背景問卷試題描述。實則係一僅著重於行為投入的探討，對於投入理論中 其他三個種類的投入並無詳細的探討 (例如，認知投入、情意投入，以及社會互 動投入)。故此，為了更加釐清影響高中學生探究能力表現的關係模式，本論文遂 再設計一個研究，藉由先前文獻建議之理論關係，建立一個假說模式，即學生在 參與實驗室活動時的四項投入之間是具有交互作用的關係，且學生先透過在行為、
認知以及同儕間社會互動的投入之後，再促進其對實驗活動產生情義上的投入。
為探討不同種類投入之間以及其如何影響學生的探究能力，研究二將使用 Fredricks 等人 (2016)所發展之良好問卷─「數學與科學課室投入量表」作為研究 工具，來收集高中學生在參與實驗室活動時的四種投入的狀態 (Fredricks et al., 2016; Wang et al., 2016)。進而透過結構模式的分析來探討學生對實驗室活動中不
為探討不同種類投入之間以及其如何影響學生的探究能力，研究二將使用 Fredricks 等人 (2016)所發展之良好問卷─「數學與科學課室投入量表」作為研究 工具，來收集高中學生在參與實驗室活動時的四種投入的狀態 (Fredricks et al., 2016; Wang et al., 2016)。進而透過結構模式的分析來探討學生對實驗室活動中不