第三章 研究設計與實施
第四節 資料處理
:依變項 :自變項
圖3-3-2 本研究之研究變項
第四節 資料處理
本研究運用Hedges & Olkin(1985)的技術,來分析各重要之研究結果(吳 政達、陳芝仙,2006;黃寶園、林世華,2002;詹志禹,1988;Cohen, 1988;Hedges
& Olkin, 1985):
一、計算 Hedges & Olkin 的不偏估計值 d
本研究皆有實驗組與控制組之標準差與平均數,因此採用Hedges & Olkin
(1985)所提出公式運算效果量,如公式 3-1、公式 3-2 以及公式 3-3 所示:
SP=
( ) ( ) ( ) ( )
2 1
1 2 2
− +
− +
−
C E
c C E
E
N N
S N
S
N 公式 3-1
其中,N 和E N :是指實驗組人數和控制組人數; C S 和E S :是指實驗組和控制組的標準差。 C SP:兩組合併的標準差(聯合標準差)。
g= (M -E M ) / SC P 公式 3-2 其中,g:估計母群的效果量指標;
M 和E M :是指實驗組和控制組的平均數。 C
要合併標準化效果量d 時,是假設它們都來自同一母群,都是在估計同一個 母群的效果。在一般情況下,不違反同質性假設時,Hedges & Olkin 提出不偏估計 值d(是一個標準化效果量),如公式 3-3 所示:
批判思考教學成效:
1.批判思考能力、
2.批判思考傾向 研究對象特徵:
1. 學習階段 2. 教學區域
實驗設計特徵:實驗週數
一般特徵:
1. 出版年代 2. 教學者性別
d = (1-
再算出平均效果量的標準誤(SE of the Mean ES),如公式 3-8。
SEd+=
∑
= ki
wi 1
1 公式 3-8
(二)計算 Z 檢定值、95%信賴區間值
平均效果量(Mean ES)的 Z 檢定(Z-test for the Mean ES)與 95%信賴 區間(95% Confindence Interval)如公式 3-9、公式 3-10a 與 3-10b 所示。根 據標準誤所估計之95%信賴區間(95% Confindence Interval)值,如果區間 值未包含0,顯示其有顯著性差異,反之,如果區間值有包含 0 顯示其無顯著 性差異;另外,Cohen (1988) 對效果量的解釋,實證研究之 t 檢定與 z 檢定值,
效果量的標準為效果值在 .8 以上者代表高度效果、.5 左右代表中等效果量、.2 左右代表小效果(吳政達、陳芝仙,2006;Cohen, 1988)。
Z=
+
+
SEd
d 公式 3-9
Lower=
d
+ - 1.96 (SEd+ ) 公式 3-10a Upper=d
+ +1.96 (SEd+) 公式 3-10b(三)平均效果量
d+值的參考標準與考驗力分析(power analysis)
Cohen (1988)提供平均效果量d 值的參考標準,效果量在 .2 左右代表效+ 果量低、效果量在 .5 左右代表效果量中等、效果量在 .8 以上代表效果量高。
本研究採取 Cohen (1988)所發表的不重疊量數 U(%)3 作為平均效果量d+ 值的考驗力分析,且黃寶園、林世華(2002)也說明不重疊量數 U3(%)相 當於d 值在常態曲線中的位置,透過常態曲線中的位置的對照,可以得到實+ 驗組超過控制組的百分比。以下列出平均效果量d 值與不重疊量數 U+ 3(%)
值的等值表,如表3-4-1 所示:
表3-4-1 d值與不重疊量數U3(%)值的等值表
d值 不重疊量數U3(%) d值 不重疊量數U3(%)
.0 50.0 1.6 94.5 .1 54.0 1.7 95.5 .2 57.9 1.8 96.4 .3 61.8 1.9 97.1 .4 65.5 2.0 97.7 .5 69.1 2.2 98.6 .6 72.6 2.4 99.2 .7 75.8 2.6 99.5 .8 78.8 2.8 99.7 .9 81.6 3.0 99.9 1.0 84.1 3.2 99.9 1.1 86.4 3.4 *
1.2 88.5 3.6 * 1.3 90.3 3.8 * 1.4 91.9 4.0 * 1.5 93.3 *
*:表示大於 99.95
資料來源:Cohen(1988)
三、同質性考驗(Homogeneity test)
Hedges & Olkin(1985)提出同質性的假設,即在正常情況下,實驗組和控制 組的變異量是沒有顯著差異的,此時,使用聯合實驗組和控制組來估計母群的變 異量較準確;如果違反此假設,則需對合併結果做解釋,而當同質性考驗顯著時
(表示異質),就可以進一步去探討調節變項,此時,必須除去異值的研究才可將 效果量合併,但是,因為本研究僅有22 冊實徵性研究論文,若直接將異值性研究 刪除恐怕導致研究數量過少,而失去後設分析的目的,因此,本研究不做刪減異 質的程序而直接進行同質性分析以考驗是否該進行尋找調節變項。為考驗一系列 的d 值是否同質如公式 3-11 所示(Hedges & Olkin, 1985),Q 為同質性檢定統計量,
Q 統計量呈卡方分配,自由度 df=k-1。
Q=
∑
p[ (
− +) ]
i
SEd
d
d 2 / 2 公式 3-11 其中,Q:統計數;
p:效果量的數目。
四、調節變項的考驗
本研究自變項為類別變項,因此採用 Hedges & Olkin(1985)固定效應模式
(fixed effect model)。
(一)固定效應模式(fixed effect model)
表3-4-2 呈現此模式的分析方式,將研究特徵變項歸類後進行調節變項分 析,類似變異數分析(ANOVA)的方式探討調節變項的解釋力(Hedges & Olkin, 1985, pp.144-165)。
表3-4-2 固定效果模式的調節變項分析
來源 統計量 自由度
組間 QB p-1
組內 QW k-p
第一組內
1
QW m1-1
: : :
第 p 組內
QWp mP-1
總和 QT k-1
資料來源:Hedges & Olkin(1985)
分為類別變項所解釋的QB及殘差變異(合併組內變異)的部份Qw,其 公式分別為如公式3-12 至公式 3-17 所示:
QT=Q + W QB 公式 3-12 其中,QT:統計量總和(代表全部效果);
Q :組內統計數(代表類別內的效果)w ; QB:組間統計數(代表類別間的效果)。
+
d
+ =∑∑ ( )
= =
p ×
i mi
j
ij ij d w
1 1
/
∑∑
= =
p
i mi
j
wij 1 1
公式 3-13
其中,
d
++:d
+總和;p:指將這一系列研究分成 p 類;
m:每類中所含的研究數;
QT=
∑∑ [ ( ) ( ) ]
(二)固定效應模式(fixed effect model)之假設原理:
本研究整理固定效應模式之架設原理(詹志禹,1988;Hedges & Olkin, 1985)如下:
1. 計算同質性考驗統計量 Q 值,經
χ
2檢定的結果是否達顯著p< .05。(1) 如果同質性考驗統計量 Q 值未達顯著水準,接受同質性假設,說 明各組間之效果量具有同質性,則表示沒有影響成效之調節變項 存在,無需再進行下一步考驗。
(2) 如果同質性考驗統計量 Q 值達顯著水準,拒絕同質性假設,說明 各組間之效果量具有異質性,則表示有影響成效之調節變項存 在,需再進行下一步的檢定(
Q
B與Q 檢定)w 。2. 選擇可能會影響成效的調節變項,分別計算檢定各類別內的效果Q 值是否w 達顯著水準p< .05,再求出類別間的效果
Q
B值。(1) 如果Q 值未達顯著水準,w
Q
B值達顯著水準,則代表已經找到要找 的調節變項且可以解釋這一系列研究的大部分變異,即表示找到 一個適宜的模式。(2) 如果Q 值達顯著水準,且w
Q
B值也達顯著水準,則代表已經找到要 找的調節變項,可是解釋力不夠強,還有其他調節變項在影響成 效的變異情形,值得再進行探討。(3) 如果Q 值達顯著水準,但是,w
Q
B值未達顯著水準,則必須詳細檢 查Q 值,去尋找哪一個組內是異質的,並找出影響成效的因素;Wi 但是,因為本研究篇數較少,惟恐再進行分割而產生偏誤情形,故不再對調節變項進行更細目的變項探討。