第三章 研究方法
第四節 資料處理
本節旨在描述各項原始資料回收後的初步整理工作、缺失資料的整理以及在本研究 中所使用的統計分析方法。
一、資料整理
研究工具施測完畢，問卷回收後隨即將資料做初步的整理工作。首先剔除不適用之 廢卷，以保持資料的完整性及可靠性，剔除原則有二：一為資料殘缺嚴重者，即缺答率 在百分之十以上者；另一為出現胡亂作答現象者，即作答反應連續一致或有規則變化 者。廢卷剔除後，隨即進行資料的編碼及登錄。本研究的資料登錄是利用 Windows XP 中的記事本進行資料的登錄處理。
本研究最後收回問卷 506 人，剔除資料殘缺嚴重者及胡亂做答現象等無效問卷 11 人，實得有效問卷人數共 495 人。對於部分缺失資料(missing data)者，都採用部分捨 棄方式(pairwise)來處理。所謂「部分捨棄方式」指在分析資料時，受測者缺失的變項 不參與統計分析，也不以其他方式（例如該變項的平均數）來代替缺失資料，但其他變 項則照常參與統計分析。
二、統計分析
本節旨在說明本研究中所使用的資料統計分析方法，分為編制量表過程及解答問題 所使用之統計方法兩部分。
(一)編製量表部分
研究編製量表過程中所使用的統計方法有下列各種:
1.臨界比(critical ratio)－用以了解各量表各個題目的鑑別度。
2.積差相關(product-moment correlation)－用以了解各量表的重測信度及各題 與各量表（或分量表）總分之間的相關。
3.因素分析(factor analysis)－用以了解各量表所測量的主要向度及各向度所涵 蓋的題目或內容。
4.Cronbach α－用以了解各量表的內部一致性。
(二)解答問題部分
本研究用以解答研究問題所使用的統計方法則如下述:
1.以多變項變異數分析(MANOVA)來解答研究問題一、二、三、四、五、六、七 及八。
2.以多元迴歸 (Multiple regression)分析、逐步迴歸(stepwise regression)分 析來解答研究問題九。
3.以典型相關(canonical correlation)分析來解答研究問題十。
上述各種統計資料，皆是利用 SPSS Statistics 17.0 for Windows 版本之套裝軟 體進行統計分析工作。
第四章 研究結果與討論 研究結果與討論
此結果與黃信誠（2003）研究結果大致相符，不同居住地區，儘管有偏遠、
一般地區之分別，其學習行為態度並無明顯相關，必須透過某些家庭教育資本才 會對學生學習態度產生影響力，偏遠地區文化不利的父母，可透過對子女的教育 參與及管教，以提高學生之學習態度。不過 Harlen 和 Crick(2003)卻認為學習動 機是錯綜複雜又包羅萬象的概念，其會受身心的因素（含學習者的內心本質和外 在社會和自然環境）所影響，環境為影響學習動機因素之ㄧ。在本研究中，宜蘭 縣四個不同型態的地區，是就其產業型態作為區分，學生學習動機關鍵在於授課 教師或父母是否介入督促等外在因素，同時更取決於學生自我本身的動力。因此，
不同居住地區的國民小學學生學習動機無顯著差異。
二、不同年級的國民小學學生與學習動機之比較
為了解不同年級的國民小學學生，在學習動機的各個層面是否會有差異？本 研究以宜蘭縣國民小學學生的年級為自變項，分別以學習動機的六個層面為依變 項，進行多變項變異數分析，其結果如表 4-2。
表 4-2 不同年級的國民小學學生在學習動機的多變項變異數分析結果
學習動機 Λ 自由度
.864＊＊＊ (6,1,406)
＊＊＊p＜.001
由表 4-2 觀之，在學習動機之分數上達顯著水準(Λ=.864, p＜.001)，這結 果表示不同年級之宜蘭縣國民小學學生在學習動機上達到顯著差異存在。因為運 用多變項變異數分析，因此藉由進一步進行單變項變異數分析，以比較不同年級 的國民小學學生在學習動機六個變項中的那些變項分數有顯著差異，其分析結果 如表 4-3 所示。
表 4-3 不同年級的國民小學學生在學習動機六個變項的平均數與單變項變異數分 析結果
平均數
學習動機 中年級 高年級
單變項 F 值 (df=1,406) 自我效能 27.631 25.462 18.780＊＊＊
學習誘因 24.556 22.005 31.705＊＊＊
學習策略 16.877 14.977 43.892＊＊＊
學習態度 16.850 15.810 12.775＊＊＊
學習價值 16.524 14.937 31.635＊＊＊
自我概念 12.893 12.511 3.582＊＊＊
＊＊＊p＜.001
由表 4-3 觀之，在學習動機的六個變項中，有「自我效能」(F=18.780,p
＜.001)，「學習誘因」(F=31.705,p＜.001)，「學習策略」(F=43.892,p＜.001)，
「學習態度」(F=12.775,p＜.001)及「學習價值」(F=31.635,p＜.001)等五項之 F 值達到顯著水準。這顯示了國民小學學生的就讀年級，會顯著的影響到學習動機 的差異，而其差異主要是在自我效能、學習誘因、學習策略、學習態度及學習價 值等五方面，而且都是中年級學生優於高年級學生。
此項結果與邱正雄（2005）、段曉林與靳知勤（2000）、程炳林（1995）及魏 禹綸（2006）之研究結果相符。邱正雄發現國中、小學生自然科學習動機在年級 變項達顯著性差異，尤以自我效能、內在價值與成就動機層面。段曉林、靳知勤 也指出學生在進入學校學習之後，學習動機會隨著年級的升高而減低，尤其發生 在國小步入國中階段，其學習動機會隨其年級的增加，而呈現下降的趨勢。因此，
隨著年級的增加學習動機會逐漸下降的問題，正有賴於教育單位、教育從業人員 及學生家長必須去正視及克服。
三、不同性別的國民小學學生與學習動機之比較
為了解不同性別的國民小學學生，在學習動機的各個層面是否會有差異？本
項，進行多變項變異數分析，其結果如表 4-4。
表 4-4 不同性別的國民小學學生在學習動機的多變項變異數分析結果
學習動機 Λ 自由度
.969＊ (6,1,406)
＊p＜.05
由表 4-4 觀之，在學習動機之分數上達顯著水準(Λ=.969, p＜.05)，這結果 表示不同性別之宜蘭縣國民小學學生在學習動機上達到顯著差異存在。因為運用 多變項變異數分析，因此藉由進一步進行單變項變異數分析，以比較不同性別的 國民小學學生在學習動機六個變項中的那些變項分數有顯著差異，其分析結果如 表 4-5 所示。
表 4-5 不同性別的國民小學學生在學習動機六個變項的平均數與單變項變異數分 析結果
平均數 學習動機
男 女
單變項 F 值 (df=1,406) 自我效能 26.885 26.005 2.995n.s.
學習誘因 23.474 22.859 1.723n.s.
學習策略 15.718 15.985 .790n.s.
學習態度 16.407 16.161 .698n.s.
學習價值 15.828 15.492 1.322n.s.
自我概念 12.694 12.678 .006n.s.
p n.s.＞.05
由表 4-5 觀之，在學習動機的自我效能、學習誘因、學習策略、學習態度、
學習價值及自我概念等六個變項之 F 值，均未達到顯著水準。這顯示了國民小學
學生的就讀年級，並無顯著的影響到學習動機的差異，在表 4-4 中，性別對於學 習態度之分數上達顯著水準(Λ=.969, p＜.05)，而表 4-5 中，六個變項又未達到 顯著水準，其多變項變異數分析結果之 p 值(.49)極為接近顯著臨界值(.05)，因 此可能造成統計上之誤差。綜上所述，不同性別的國民小學學生在學習動機六個 層面，並無顯著差異存在。
此項結果與林瑞基（2004）、魏禹綸（2006）、魏麗敏（1996）及賴香如（2004）
研究結果相符，其指出不同性別之國小高年級學童其科學學習動機無顯著之差 異，這項結果也與 Weiner(1979)所提出歸因模式的中性別差異並不顯著一致。不 過研究結果與邱正雄（2005）、陳雅雯（2003）及葉和滿（2002）的研究結果並不 一致，其學習動機在性別變項達顯著性差異，此差異可能因為研究取樣之範圍不 同，例如：邱正雄取樣的範圍為羅東鎮國民中、小學四至九年級，研究者取樣的 範圍為宜蘭縣全縣的國民小學中、高年級三至六年級學生，學習動機雖會受到外 在環境的影響，但無法直接與個人性別做相關連結。
四、不同父母教育程度的國民小學學生與學習動機之比較
為了解不同父母教育程度的國民小學學生，在學習動機的各個層面是否會有 差異？本研究以宜蘭縣國民小學學生的父母教育程度為自變項，分別以學習動機 的六個層面為依變項，進行多變項變異數分析，其結果如表 4-6。
表 4-6 不同父母教育程度的國民小學學生在學習動機的多變項變異數分析結果
學習動機 Λ 自由度
.907＊＊ (6,3,391)
＊＊p＜.01
由表 4-6 觀之，在學習動機之分數上達顯著水準(Λ=.907, p＜.01)，這結果 表示不同父母教育程度之宜蘭縣國民小學學生在學習動機上達到顯著差異存在。
因為運用多變項變異數分析，因此藉由進一步進行單變項變異數分析，以比較不
析結果如表 4-7 所示。 (df=3,391) 自我效能 23.750 25.875 26.341 27.244 1.789
第二節 背景變項與科學創造力
本節在檢視宜蘭縣國民小學學生的居住地區、年級、性別及父母教育程度等 背景變項，和流暢力、變通力及獨創力等科學創造力間的關係。
一、不同居住地區的國民小學學生與科學創造力之比較
為了解不同居住地區的國民小學學生，在科學創造力的各個層面是否會有差 異？本研究以宜蘭縣國民小學學生的居住地區為自變項，分別以科學創造力的三 個層面為依變項，進行多變項變異數分析，其結果如表 4-8。
表 4-8 不同居住地區的國民小學學生在科學創造力的多變項變異數分析結果
科學創造力 Λ 自由度
.954＊＊ (3,3,491)
＊＊p＜.01
由表 4-8 觀之，在科學創造力之分數上達顯著水準(Λ=.954, p＜.01)，這結 果表示不同居住地區之宜蘭縣國民小學學生在科學創造力上達到顯著差異存在。
因為運用多變項變異數分析，因此藉由進一步進行單變項變異數分析，以比較不 同居住地區的國民小學學生在科學創造力的三個層面中的那一個向度有顯著差 異，其分析結果如表 4-9 所示。
表 4-9 不同居住地區的國民小學學生在科學創造力三個層面的平均數與單變項變 異數分析結果
平均數
科學創造力 城鎮型 鄉村型 漁村型 山地型
單變項 F 值 (df=3,491) 流暢力 13.308 14.035 14.690 11.933 2.056n.s.
變通力 8.086 8.273 8.887 6.467 4.100＊＊
獨創力 8.038 8.035 8.296 5.667 1.100n.s.
＊＊p＜.01
由表 4-9 觀之，在科學創造力的三個層面中，只有「變通力」(F=4.100,p＜.01) 之 F 值達到顯著水準。這顯示了國民小學學生的居住地區，會顯著的影響到科學 創造力的差異，而其差異主要是在變通力層面，其中居住在漁村型地區（頭城鎮、
蘇澳鎮）的學生變通力最佳，而居住山地型地區（南澳鄉、大同鄉）的學生之科 學創造力，其流暢力、變通力及獨創力皆相對較為弱勢。
在台灣，長久以來城鎮、鄉村甚至山地型學校，所分配到的教育資源嚴重不 均。以宜蘭縣來看，城鎮型的地區，往往可以分配到許多的教育資源，資訊、圖 書等資源取得較為容易，相反偏遠的山地型地區可獲得的資源相當有限，造成所
在台灣，長久以來城鎮、鄉村甚至山地型學校，所分配到的教育資源嚴重不 均。以宜蘭縣來看，城鎮型的地區，往往可以分配到許多的教育資源，資訊、圖 書等資源取得較為容易，相反偏遠的山地型地區可獲得的資源相當有限，造成所