學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗：以數學領域為例

《當代教育研究季刊》第二十卷第三期· 2013 年 9 月，頁 113-150 001: 10.6151/CERQ.2013.21 03.04

學業情緒為中介的自我調整學習模式

之檢驗:以數學領域為例

江民瑜* 摘要 回時全回

回缸峙tJl

本研究旨在檢驗以學業情緒為til 介之自我調整學習模式與觀察資料的適 配情形，並進」步分析學生所知覺教師自主支持對本模式的調節效果。樣本 選取高雄市 II 所國小 22 個班級共 656 名學生，蒐集的資料以結構方程模式 與多樣本分析進行統計分析o 研究結果如下:←.、自主動機對學業情緒、向 我調整學習策略均有顯著的正向效果;被控制動機對學業情緒有顯著的負向 效果，但對自我調整學習策略則為IE 向效果;學業情緒對自我調整學習策略 有顯著的正向效果;三、自主動機與被控制動機皆透過學業情緒間接影響自 我調整學習策略，自1j者透過學業情緒的中介擴增對自我調整學習策略的正向 效果;後者透過學業情緒的中介負向解釋自我調整學習策略，且降低被控制 動機對自我調整學習策略的效果;三、自主動機對學業情緒的正向效果在高 知覺教師自主支持組顯著較高;學業情緒對自我調整學習策略的正向效果在 低知覺教師自主支持組顯著較高。據此，本研究針對教學實務與未來研究提 出建議與討論。 關鍵詞:自我決定動機、自我調整學習策略、知覺教師自主支持、學業情緒

*

江民瑜，國立成功大學教育研究所博士班研究生(通訊作者) 電子郵件: [email protected] 投稿日期: 2012 年 3 丹 26 曰:修正日期: 2012 年 10 丹 18 日，接受日期: 2013 年 3 丹 13 日

Contemporary Educational Research Quarterly

September,

2013,

Vo

1.

21

,

No.3,

pp. 113-150

001: 10.61511CERQ.2013.21 03.04

An Ex

amination of the Mediating Role

of Academic

Em

otion to

Self-regulated Learning Model:

Taking Math as

Ex

ample

Min-Yu

Chiang~'

Abstract

The study aims at testing: (a) a structural model of the mediating role of

academic emotion between the self-determination motivation and self-regulated

learning strategy; (b) the moderating effect of students' perception of teacher's

autonomy support on the self-regulated learning mode

l. Th

e sample consisted of

656 fifth and sixth graders represting 22 classrooms from 11 schools in Kaohsiung

City. Data were analyzed using structural equation modeling and multi samples

analysis. Results indicated: (a) autonomous motivation positively predicted

academic emotion and self-regulated learning strategy

,

controlled motivation

negatively predicted academic emotion but positively predicted self-regulated

learning strategy

,

and academic emotion positively predicted self-regulated

learning strategy; (b) the effects of autonomous and controlled motivation on

self-regulated learning strategy were mediated by academic emotion

,

and academic

emotion augmented the effect of autonomous motivation on self-regulated

learning strategy but reduced the effect of controlled motivation on self-regulated

learning strategy; (c) on the condition of high perception of teacher's autonomy

support the positive effect of autonomous motivation on academic emotion was

significantly higher than that on the condition of low perception of teacher's

autonomy

suppo此，

and on the condition of low perception of teacher' s autonomy

support the positive effect of academic emotion on self-regulated learning strategy

*

Min-Yu Chiang,

Ph.D.

Stude 訓，

Institute of Education,

National Cher

>

g Kung University

E-ma泊:

min [email protected] (Corresponding Author)

區值

江民瑜 115

學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗﹒以數學領域為例

was significantly higher than that on the condition of high perception of teacher's

autonomy suppor

t.

The implications for intervention and future research were

addressed.

Keywords: academic emotion

,

perception of teacher'

s

autonomy support

,

《當代教育研究季刊》第二十 卷第三期

116

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vo1.21,NO.3

壹、緒論

一、研究動機與目的

自我調整學習(sel已regulated learning) 近來已成為教背心理學研 究的焦點之一，該理論假定學習乃是.t~動建構歷程，學習者在日我調 整學習歷程中會從內、外在環境獲取ITJ利用的訊息來主動是構其意義、 日標與策略， fl[]J;;~{t1有設定學習日標、選擇策略且白我監抖:策略使用， 而個人所持動機fll 念則會影響自我調哲學何活動，同時也受到的境特徵 的限制與引導(

Pintrich

,

2000; Zimmerman

,

2000; Zimmerman

&

Schunk

,

2008

)。可見自我調輕學習乃是整合認知、動機、情境與自我調整行為

等領域的互動歷程。 Pintrich 曾歸納不同的自我調整學習模式，建構一 整合性架構，指吐出我調暫歷程乃是由四個循環階段與調整領域彼此交 織互動而形成，循環階段包括預思(forethought) 、監控( monitoring) 、 控制 (control) 與反應/反思 (reaction

and

reflection) 調整領域涵蓋 認知、動機/情感、行為與情境。舉例來說，認知監控引導認知策略選 擇與使用，亦調整努力科度，反思則可評價個人表現。 雖然向我調整學習模式已成功整合認知、動機、行為與情境面向， 然而對於學業情緒及其與內我調整學習各面向間關係的討論卻較為不 足 O 事質 I'.除 f 考試焦慮，過1::令關學業情緒議題大多被教育心理學的 研究所忽視。考量理論與實務I:的重要性，教育研究需要更投入探討影 響學習與行為表現、引導師!f:.h動的情緒經驗(

Pekrun

,

Goetz

,

Titz

, &

Pe叮y，

2002)

0 關於學業情緒在f~j 我調整學習歷程所扮演的角色，根據

Pekrun

(2006) 學業情緒的控制偵值理論(

control-value

the。可) ，認為 個人對於成就的動的主觀控制(

subjective

control) 與 l~觀價值(

subject

values) 是決定成就情緒的近側凶素。其中主觀價值包指內在價值與外

h 江民瑜 學業情緒為中介的自我諷整學習模式之檢驗:以數學領域為例 I \17 獲得的分數或報酬無關;外在價值意指行動或結果的工具性或效用性

(Pekrun

,

2006) 。從關注的焦點來看，內在動機與內在價值均在學習 本身，認為學習的目的在滿足個人學習興趣;外在動機則類似外在價值， 認為學習的目的在獲得父母或教師認可、達成未來生涯目標等(

Lepper

,

Corpus

,

&

Iyengar

,

2005; Ryan

&

Oeci

,

2000) 。顯示內、外在動機與學

業情緒亦有密切關係。

在白我決定論(

self-detennination

theo句， SOT) ，內、外在動機乃

是白我決定動機的兩個主要類型，內在動機反映白我決定程度最高的 動機形式;外在動機按價值與調整內化程度形成不同的動機連續狀態

(Oeci

&

Ryan

,

1985; Ryan

&

Oeci

,

2000

)。過去研究也發現自我決定動

機能顯著預測認知策略、努力與堅持等自我調整行為(施淑慎，

2008 ;

陳秀惠，

2010 ; Vansteenkiste

,

Lens

,

& Oeci

,

2006

)。故本研究以自我決 定動機做為解釋學業情緒與白我調整行為的前因變項。再就學業情緒與 白我調整學習變項的關係，

Pekrun

(2006) 的控制價值理論主張情緒透 過認知與動機的中介機制影響學習成果，稱為學業情緒的認知 動機 模式。根據認知 動機模式，學業情緒直接解釋自我調整學習變項。 綜合上述理論觀點，自我決定動機可能透過學業情緒進而解釋自 我調整學習變項。此外，多數自我調整學習理論均強調自我調整學習 策略的使用，唯有透過策略使用才能進一步瞭解學習者的自我調整情形

( Zimmennan

,

2000

)。因此本研究以自我調整學習策略做為結果變項， 結合白我決定理論與學業情緒的控制價值理論，探討在白我調整學習歷 程中，自我決定動機對自我調整學習策略運用的解釋情形，以及學業情 緒可能扮演的中介角色。此為本研究動機之一。 按自我調整學習的社會認知論觀點，自我調整學習歷程乃是個人特 質、情境特性與白我調整行為三個面向的交互作用所形成(

Zimmennan

,

2000

)。即個人特質與自我調整行為間的關係會隨情境特徵而不同，例

1« 當代教育研究季刊》第二十 卷第三期

1181

Cor的mporary

Educational Research Quarterly Vo

1.

21

,

No.3

γ…一 … 一一 日…一 自一

如學生學習某項技能的自我效能會影響其努力與堅持，然如果獲得來自 教師的正向回饋(情境特徵) ，會讓個人感覺更有效能，並付出更多努 力以達到成功。關於情境特徵，許多根據自我決定論的研究都支持教師 營造自主支持的學習情境，學生對於學習活動會有較高的內在動機、學 習投入與較佳的適應|生學習歷程和結果(施淑慎，

2008 ;

Bl

ack

&

Deci

,

2000; Soenens

&

Vansteenkiste

,

2005)

0 學業情緒的控制價值理論亦主 張知覺教師自主支持對於控制與價值評價有直接效果，且透過控制與價 值評價的中介作用解釋學業情緒(Pekrun，

2006; Pekrun

,

Frenzel

,

Goe缸，

&

Perry

,

2007)

0 可見知覺教師自主支持是引導自我決定動機、學業情 緒及學習成果的重要情境變項。然而，過去研究多半將情境變項視為前 因變項，分析情境變項與自我調整學習間的線性關係，較少注意情境因 素對自我調整學習歷程可能的交互作用效果 O 不同於 Pekrun

(2006)

控制價值理論主張的直接效果，本研究按自我調整學習的社會認知論觀 點，認為情境因素會與動機、情緒與自我調整學習策略所構成之自我調 整學習歷程模式產生交互作用(Zimmerman， 2000) 。本研究欲探討學 生所知覺教師自主支持對本模式的調節情形。此為本研究動機之二。 根據前述研究動機，本研究目的有: (少檢驗本研究建構的白我 決定動機透過學業情緒進而影響自我調整學習策略之關係模式與實際觀 察資料的適配，情形; (三)分析學生知覺教師自主支持之情境因素對自 我調整學習模式的調節效果。

二、自我調整學習策略的意涵

自我調整學習策略乃是學習者在學習歷程中用以調整自我學習的 各種策略與方式 (Zimmerman，

2000)

0 本研究參照 Pintrich (2000) 所 提出自我調整學習階段與領域的整合性架構，將自我調整學習策略分 成認知、動機、行為與情境四個調整領域。在認知調整，根據訊，息處理

江民瑜 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗-以數學領域為例 1119 論，複誦、精緻化與組織是三個有效處理訊息的認知策略。複誦策略引 導學宵者選擇性注意及保持訊息在短期記憶中活躍;精緻化策略有助 於建立外在聯結;組織策略有助於訊息的內在聯結(

Schunk

,

Pintrich

,

&

Meece

,

2008)

0 藉由這三個認知策略的運用有利於訊息在長期記憶 中儲存。在動機調整，成就動機的期望一一價值模式(

expectancy-value

model) 指出期望、價值與情感是自我調整學習歷程三個重要的動機 成分 (Eccles

&

Wigfield

,

2002; Pintrich

,

1989

,

2000; Wigfield

&

Eccles

,

2000) 。在期望成分，白我效能論與歸因理論是以期望為基礎的理論額 型 (Eccles

&

Wigfield

,

2002; Schunk et a

l.

2008) 。自我效能意指能完 成某項任務的個人信念，它是學習者對其成就表現與選擇的知覺，而不

是期待結果為何( Schu此 et

a

l.

2008) 。歸因乃是個人對於成功或失敗

原肉的詮釋，它決定了未來在成就任務的投入程度 (Eccles

& Wigfield

,

2002

)。學宵者如何白我監控與控制自我效能(自我效能管理) ，並對

結果做出適當歸閃(歸因抖制) ，將有助於維持與增進學習動機，此為 期望調整策略關注的焦點 (Pintrich，

1999; Wolters

,

2003 )

工作價值(

task

value) 是價值的主要成分，它解釋學習者為何從事

學習工作的理由(

Eccles & Wigfield

,

2002

)。重要性與效用性是工作價 值的兩個要素，重要性意指將學習[作做好的重要;效用性意指從事學 習工作是為了配合個人未來計畫(

Eccles & Wigfield

,

2002; Wigfield &

Eccles

,

2000

)。在價值調整策略，主要焦點為個人如何調整對於學習 任務的重要性與效用性知覺。情感是第三個動機成分，意指學習者對於 學習工作的情感反應，例如喜歡某學習內容 (Pintrich，

1989

,

2000)

情感調整策略即是學習者用來調整對於學習工作之情感反應的方式，例 如告訴自己，-學習工作很有趣，要用愉快的心情來完成。」 行為調整意指個人試圖幣制與調整外顯行為，包括努力與堅持， 以配合學習任務需求 (Pintrich，

2000

)。情境調整意指控制與調整課室

《當代教育研究季刊》第二十 卷第三期

Contemporary Educational Research Quarterly Vol. 21,NO.3

中面臨的學習任務與情境，包括工作與材料控制及環境建構，前者意 指控制或調整特定學業任務與學習材料，例如與教師協商工作方式或改 變任務內容，讓它們變得吋實行或更容易達成;後者意指藉由縮減遭遇 分心物的機率或降低分心物發生的強度來減少中斷工作行為的fjJ能性

(Pintrich

,

1999

,

2000; Wolters

,

2003 )

綜合上述，本研究的自我調整學習策略包合指如1 、動機、行為與情 境四個領域，甜、知調整主要指認知策略運用;動機調摔一包括期望調整策 略(自我效能增進與歸因控制)、價值調整策略(電 t蚓、生與效用，性增進) 與情感調整策略的運用;行為調整指努力與堅持策略運用;情境調整包 括環境建構及主作與材料控制策略運用。

三、自我決定動機、學業情緒與自我調整學習策略

的關係

(一)自我決定動機

白我決定論 (SDT) 以多向度觀點來理解動機，即 A個人可能同時 持有多種動機類則，不同的是程度:J-.的羔別。 SDT 草於引發一項活動的 不同理由或目標來區分動機類型，草本 t分成內在動機與外在動機，前 者意 m從事某項活動乃是閃為本質上有趣或令人滿足與愉快，而不是其 r.具性價值;後者意捐活動帶來本身以外的結果，例如獲得高分或避免 受罰 (Ryan

& Deci

,

2000) 。就外在動機 'SDT 主張外在動機並非一層 不變地非自主性，認為可依價值與行為調整的內化與統整曆程區分成外 在調整 (external regulation) 、內攝調整(

introjected

regulation) 、認 同調幣 (identified regulation) 與統整調整 (integrated

regulation)

，問

個動機類型按照自我決定科度依序落在從相對被控制到更高的正l 主性的

連續軸線上 (Deci

&

Ryan

,

1985; Ryan

&

Deci

,

2000) 。

江民瑜 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗:以數學領域為例 1121 為了獲得教師獎勵或逃避處罰;內攝調整意指行為受到內在刺激與壓力 所激勵例如自我價值相關事件或罪惡與羞愧感，由於需要外在事件，但 也部分受到白身需求所影響，故行為調整只部分內化，例如學生做作業 一方面是為了獲得獎勵或逃避處罰，另一方面也是因為不做作業的罪惡 感使然;認同調整是外在動機的內化形式，發生在當行為被認定具有個 人價值，對個人而言具重要性，例如努力讀書以順利進入好學校就讀; 統整調整是外在動機中自主或內化程度最高的形式，意指整合內、外在 訊息至自我基模，涉人行為乃出於自我感覺的重要性，與自己的意志相 符合，例如學生做作業完全出於自願(

Deci

&

Ryan

,

1985; Ryan

&

Deci

,

2000; Schunk et a

I.,

2008

)。根據 Ryan 、 Connell 與 Grolnick (1992) 的

研究指出統整調整出現在發展上較後面的階段，孩童時期很難觀察到。 本研究以國小學童為對象，故在自我決定的連續向度上，外在動機不包 括統整調整。 不論是基於內在滿足或認同行為的個人關聯性，均有可能產生涉 入活動的意願與意志，故實徵研究通常將內在動機與認同調整組合成自 主動機 (autonomous

motivation)

.將行為受外在事件影響，並非由自 我所起動與決定的內攝調整與外在調整組合成被控制動機(

controlled

motivation)

(Vansteenkiste et a

I.,

2006; Vansteenkiste

,

Simons

,

Lens

,

Sheldon

,

& Deci

,

2004; Vansteenkiste

,

Zhou

,

Lens

,

&

Soe凹的， 2005 )。本

研究的自我決定動機採用自主動機與被控制動機，此二者分別反映學習 任務價值內化程度的高與低，前者意指動機是內在的，個人對行動具有 相當的意志與認同感，行為調整有良好內化，認同行動的價值與重要性; 後者意指行動須符合外在要求或規範，且從事活動時伴隨內在或外在壓 力感、義務與抗拒。 (二)學業情緒 在控制價值理論，成就情緒 (achievement emotion) 被定義為

《當代教育研究手干Ij»第二十 卷第三期

122

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vo

1.21.

No.3

與成就活動或成就結果直接關聯的情緒 (Pekrun

et a

I.,

2007) 。過

去的成就情緒研究多聚焦在成就結果相關的情緒，例如學習的喜悅

(

enjoyment) 、成功的自豪 (pride) 或考試焦慮 (anxiety) 等，這類 情緒由於與學業學習、課室教學或學業成就直接有闕，所以也使用學業

情緒(

academic

emotion) 一詞來表示 (Pekrun

et

址， 2002

)

在學業情緒的分類， Pekrun 等 (2007 )指出根據情緒的對象焦點

(object

focus) 可分為活動相關與結果相關的情緒，前者如參與學習活

動的喜悅(enjoyment) 或對課室教學感到厭煩(boredom) ;後者如達 成學業目標的喜悅(joy) 與自豪 (pride) ，或對失敗感到慚愧(shame) 。

Pekrun

(2006) 將結果相關情緒再分成預想的(prospective) 與同顧的

(

retrospective) 情緒，前者如成功的希望 (hope) ;後者如經驗成就 的白豪。另外，如果根據價向 (valence) 亦可區分為 IE 向 (positive) 與負向 (negative) 情緒。顯示教育情境中的學業情緒具多樣性，除 r 正向與負向情緒，若經由學習者的認知評估可分成活動與結果相關情 緒，如果考量結果情緒發生的時間點，文可分成預想的與回顧的情緒， 按照這些向度可將學業情緒分類整理如表 I 0 本研究建構的自我調整學習模式，學業情緒乃是產生在學習者評估 學習活動例如做課'!it練習，進而運用自故調整學習策略之前，凹的我決 定動機形成對學習任務的行動意向，主主於對行動意向的認知評估所伴隨 之情緒反應，故本研究的學業情緒乃是預想情緒，而不是完成學習任務 的回顧情緒。此外，過去研究發現 IF.向學業情緒對自我調整學習變項的 效果最高，例如李俊青 (2007 )檢驗學業情緒歷程模式，發現正向學業 情緒對招生11 動機變項的i阿拉效果高達 .87 0 基於上述，本研究以結果 /預想 IUrtj 早棠'I'r仔細包扒預期的哼'I兌與希望做為學業情緒的觀察變項。 (三)自我決定動機、學業情緒與自我調整學習策略的關係 J事業情緒掉制價fIR理論是曰前整合動機、認知與情緒研究的重要理

江民翰! 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗:以數學領域為例 123 表 1 學業情緒的分類 對象焦點 評估 情緒 價向 _控制 結果/預想的 高度 _{預期的喜悅( anticipatory joy)} 正向(成功) 中等 希望 (hope) 低度 無望 (hopelessness) 高度 _{預期的放心(anticipatory relie}f) 負向(失敗) 中等 焦慮 (anxiety) 低度 無望(hopelessness) 結果/回顧的 無關 _{喜悅 (joy)} 正向(成功) 自我 自豪 (pride)

他人

凰激(gratitude) 無關 _{難過 (sadness)} 負向(失敗) 自我 慚愧 (shame)

他人

生氣 (anger) 活動 正向 高度 _{喜悅 (e吋oyment)} 負向 高度 _{生氣 (anger)} 正向/負向 _{低度 挫折(台ustration)} 鑑 _{高度/低度 厭煩(boredom)}

資料來源 Pekrun，R. (2006).The control-value theory of achievement emotions: Assumptions, eorol1aries,and implications for educational research and practice. Educational Psychology Review,18,320.

論依據，理論內涵大致可分成控制←一價值模式與認知一一動機模式兩 個部分，前者討論學業情緒的形成前因，後者則是學業情緒對自我調整 學習與成就的解釋機制 (Pekrun，

2006;

Pekrun et a

I.,

2002;

Pekrun et址，

2007) 。控制一一價值模式主張學業情緒的產生取決於控制與價值相關 的認知評估，就價值評估而言，內在價值聚焦於學習活動本身的價值， 外在價值關注學習活動以外的工具性或效用性(Pekrun， 2006) 。同樣 以所經驗的價值為焦點，自我決定論認為學習者內化學習任務價值的程 度可形成幾個連續的自我決定動機類型，以自主動機的價值內化程度較 高，被控制動機的內化程度較低，持自主動機的學習者認定學習活動具 高度內在價值，本質上有趣、令人滿足且感到愉快;持被控制動機的 學習者在意學習活動所帶來的外在價值，對未能完成學習任務感到罪 惡與羞愧 (Ryan

&

Deci

,

2000) 。再根據認知一一動機模式，學業情緒

《當代教育研究季刊》第二十一卷第三期

124

I Contemporary Educational Research Quarterly Vo

1.21,NO.3

直接解釋認知與動機等自我調整學習變項(伊Pekru肌I 2002幻)。根據前述，本研究參照學業情緒的控制價值理論，結合自我決 定論，建構以自我決定動機(自芋，動機與被控制動機)為前因變項、學 業情緒(預期的喜悅與希望)為中介變項與自我調整學習策略為依變項 的自我調整學習模式，並檢驗本模式與觀察資料的適配情形。 在相關研究上， Black 與 Deci (2000) 針對大學生的研究發現自主 動機能解釋較高的興趣/喜悅o Mouratidis 、 Vansteenkiste 、 Sideridis 與

Lens

(2011) 以小學生為對象，結果發現自主動機能解釋較高的喜悅O Pekrun 等 (2002 )的研究發現不論是大學生或中學生，預期的喜悅與 希望均顯著正向關聯於內在動機、興趣、學習策略與自我調整學習。 Vansteenkiste 等 (2005 )以平均年齡 23 歲的東方學生為對象，研究發 現自主動機正向解釋學業興趣、時間管理與注意力控制;被控制動機則 負向解釋學習態度、注意力控制與時間管理等自我調整學習變項，正向 解釋非適應性的逃避與拖延行為。李俊青 (2007 )以國中生為對象的研 究顯示價值評估透過學業情緒的中介進而解釋自我調整學習變項。簡嘉 菱 (2009 )以國中生為對象，結果發現自主動機透過學業情緒的中介進 而解釋認知動機變項。 根據上述理論與相關實證研究結果，持自主動機者從事學習活動乃 因個人意志、興趣與愉快感受，故自主動機正向解釋預期喜悅與希望之 學業情緒，且透過學業情緒的中介正向影響自我調整學習策略。持被控 制動機者，價值與調整的內化程度較低，不論追求自我價值，亦或逃避 罪惡與羞愧感，行為主要受外在壓力事件影響，使得持被控制動機較不 易形成正向學業情緒，也可能導致降低自我調整學習策略使用。

四、知覺教師自主支持對自我調整學習模式的調節效果

自我決定論主張教師的教學型態可概念化為從高度控制到高度自

江民瑜 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗﹒以數學領域為例

主支持的連續狀態 (Black

&

Deci

,

2000; Ryan

&

Deci

,

2000) 。採用自

主支持的教師使學生涉入與動機自主來源一致的課室活動，例如藉由採 納學生觀點來增進自主，辨別且培養其需求、興趣與偏好，提供理想的 挑戰性任務，強調有意義的學習目標，早現有趣、相關、豐富且多樣的 活動等。具體而言，自主支持教師可由三個教學行為範疇來展現特徵:

(一)培養內在動機資源; (-~)仰賴非控制的訊息語言; (三)承認

學生的觀點與感覺(lang，

Reeve

, &

Deci

,

2010; Reeve

&

Ja嗯， 2006 )。 相關研究顯示教師傾向自主支持會展現較多正向教育結果。 Reeve 與 Jang (2006) 的研究發現知覺 H 主支持與喜悅、學習涉入與表現有 顯著的正向關聯。施淑慎 (2008 )針對國中生的研究發現知覺教師自 主支持正向解釋自主動機，且透過白 j三動機的中介間接解釋行為與情緒 投入。另外， Black 與 Deci (2000) 以大學史為對象，發現知覺教師自 主支持與自主動機在學習表現上存在交互作用效果，亦即當學生知覺較 高的教師自主支持，有利於課程起始時自主動機較低的學生在未來表現 會較佳。 Vansteenkiste 等 (2004 )以大學生為對象，發現當內在動機與 教師自主支持同時存在，在兩者交互作用下，將會產生較高的認知策略 運用與考試表現。 Mouratidis 等(

2011

)針對國小高年級學生的研究亦 提供交互作用效果的證據，即相較於低自主動機學生，知覺需求支持

(

need-supportive) 課室情境明顯有助於高自主動機學生喜悅情緒的發 展。可見基於知覺教師自主支持的效果，使得持不同自主動機水準的學 生在學業情緒、自我調整學習可能有不同表現結果。 關於情境因素與個人自我調整歷程間的交互作用，本研究根據白我 調整學習的社會認知論觀點，認為自我調整歷程乃是個人特質、情境特 性與自我調整行為三個面向的交互作用所形成 (Zimmennan，

2000)

即特質與行為間的關係會隨著情境特性的不同而變動。同時參照前述 相關研究結果，知覺教師自主支持情境可能與自我決定動機、學業情緒

《當代教育研究季刊》第二十一卷第三期

126

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vo

l.21,

No.3

與自我調整學習策略所構成的關係模式產生交互作用 O 當學習者知覺較 高的教師自主支持可能影響持自主動機者形成較強烈的結果/預想正向 學業情緒，主要是持自主動機者持續感受教師自主支持氣氛，能夠滿足 學習者涉入的自主需求、興趣與偏好，形成較強烈的預期喜悅與希望， 也有助於提升自我調整學習策略使用，達到較佳的學習成果。相對地， 在低知覺教師自主支持課室情境，教師未能持續使動機自主來源維持在 學習活動 l-.. ' 且傾向表達控制的訊息語言，如此將難以維繫內在動機資 源，進而削弱白主動機的動力及其轉換為學業情緒的效果，可能較不利 自我調整學習策略的發展與運用。

五、研究假設

本研究主要目的有三: (.)檢驗本研究建構的自我決定動機透過 學業情緒進而影響自我調整學習策略之自我調整學習模式與觀察資料的 適配情形; c--.)檢驗知覺教師自主支持對自我調整學習模式的調節效 果 o 針對研究 H 的卒，根據理論與相關實誰研究結果(李俊青，

2007 ;

簡嘉菱，

2009 ; Black

&

Deci

,

2000; Mouratidis et

址， 2011;

Pekrun

,

2006;

Pekrun et

址，

2002; Pekrun et

址，

2007; Vansteenkiste et

址， 2005) ，假設

自主動機與被控制動機能透過學業情緒的中介進而解釋自我調整學習策 略。本研究預測自主動機能正向解釋學業情緒，旺透過學業情緒IE 向影 響白我調整學習策略;被控制動機對價值與調暫的內化程度較低，行為 受外在事件例如避免處罰所引導，較不利結果/預想正向學業情緒的發 展，如此可能減低其對自我調整學習策略的效果。針對研究目的二，本 研究根據 Zimmerman (2000) 自我調整學習的社會認知論觀點，以及

Mouratidis等 (2011 )、 Ryan 與 Deci (2000) 、 Vansteenkiste等 (2004

)

的論點與研究發現，假設自我決定動機、學業情緒與自我調整學習策略

江民瑜 學業情緒為中介的自我諷整學習模式之檢驗:以數學領域為例 I 127 高的教師自主支持，有助於持自主動機者形成較高的結果/預想正向學 業情緒，且運用較多的認知策略、努力與堅持等自我調整學習策略。

貳、研究方法

一、研究對象

本研究以 99 學年度 i高雄市(縣市合併前)國小高年級學生為研究 對象，共抽取兩批樣本，第批樣本採便利取樣，共抽取三所學校六個 班級 183 人(五、六年級各-班) ，作為分析測量工具的信、效度之用; 第二批樣本用於進行測量工具的驗證性凶素分析與考驗研究假設，採叢 集抽樣，在每個行政區隨機抽取 A所學校，十」個行政區共抽取 11 所 學校，每校五、六年級各抽一班，共抽 22 個班級，經剔除作答不完全 的受試者，有效樣本數為 656 位學生，男生 337 人，女生 319 人。

二、模式架構

根據理論與文獻探討結果，本研究建構自我決定動機透過學業情緒 進而影響自我調整學習策略之自我調整學習模式(見圖l)。模式的四 個潛在變項分別是自主動機 (';1 )、被控制動機(已)、學業情緒(句 I) 與自我調整學習策略 (η2) 0 白主動機與被控制動機的觀察指標採

Bandalos

(2002) 建議的題項包里(

item parceling)

，將自我決定動機 量表題組一與題組二的第1 題合併成自主動機-一，第2 題合併成自主動 機二;將題組一與題組二的第3 題合併成被控制動機一一第4 題合併成 被控制動機二。量表題項包里的策略能夠減少測量誤差與無關變異量， 提高觀察指標信度，且增加樣本與自由參數的比值，提高估計的穩定度

《當代教育研究季刊》第二十 卷第三期

128

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vo1. 21,NO.3

5₂

丹在l|41

!動機 I I 動機 1

l 卡;jzii 」

¢12

Y21

Y11

Y22

YI2

β21

λ;2

SI

S2

圖 1 別是預期的喜悅與希望， 1:'1我調整學習策略的觀察指標為認知調整、動 機調整、行為調整與情境調整等問個領域策略。

三、研究工具

(一)自我調整學習策略量表 本研究根據 Pintrich (2000) 的自我調整學習理論內涵與分類架構、 Wigfield 與 Eccles (2000) 的成就動機期望一價值模式做為量表編製的 理論其礎。編製過程參考林宴瑛與程炳林 (2007 )的自我調整學習策略 呈表、蘇嘉鈴與科炳林 (2005 )的動機調整策略量表，以數學科為特定

江民瑜 學業情緒為中介的自我諷整學習模式之檢驗.以數學領域為例 1129 領域，編製自我調整學習策略量表，包括認知、動機、行為與情境等問 個調暫領域分量表。認知調整主要指認知策略運用 (4 題) ;動機調整 包括期望、價值與情感調整策略運用 (9 題) ;行為調整指努力與堅持 策略運用(3題) ;情境調整包括環境建構及工作與材料控制策略運用 (6 題)。作答採五點量表型式，反應選項包括 5 (完全符合)、 4 (大 部分符合)、 3 (還算符合)、 2 (不太符合)到 1 (完全不符合) ，分 別給 5 至 1 分，並以受試者在分量表全部題日得分的加總除以題數來代 表該分量表的得分，得分愈高，表示受試者在該類型自我調整學習策略 的使用愈頻繁，反之愈低。 第一批樣本的項目分析顯示，各題與刪除該題後量表總分的相關 係數介於 .37

-

.73 。接著進行主軸法因素分析，根據理論與文獻探討結 果，設定萃取四個因素，採 Promax 斜交轉軸，問個閃素共解釋 54.16% 的變異，分別是因素一「動機調整 J ， 9 題共同性介於.42

- .62

'轉軸 後組型負荷量介於 .39

- .85

;因素二「認知調整 J ， 4 題共同性介於 .38 ~兒，轉軸後組型負荷量介於 .58 ~

.74

;因素三「行為調整 J ， 3 題共 同性介於 .52

- .79

'轉軸後組型負荷量介於.4 3

- .94

;因素四「情境 調整 J ， 6 題共同性介於.4 5

- .71

'轉軸後組型負荷量介於 .55

-

.91 。 因素轉軸後皆能符合簡單結構原則。四個因素的 Cronbach'sα 值依序 是 .90 、 .78 、 .73 、 .80 。初步可看出量表有良好的信、效度， 22 題均予 保留。

以第二批樣本進行驗諦，性因素分析 ，

l

(203

, N

=

656)

=

660.2 '

p

<

.05 ' RMSEA = .059 ' GFI = .91 ' AGFI = .89 ' NFl = .91 ' NNFI =

肘，

CFI

=

.94 ' IFI

=

.94

'顯示整體適配度算是良好; 22 個測量指標的

因素負荷量介於 .54 ~

.84

'個別指標信度介於 .30 ~

.71

'四個因素的成

份信度介於 .79

- .90

'平均變異抽取量介於.4 1

-

.56 。綜合前述，本自 我調整學習策略量表的評鑑指標適配度大致良好。

《當代教育研究季刊》第二十一卷第三期

130!

Contemporary Educational Research Quarterly Vo

1.21,NO.3

(二)自我決定動機量表

本研究的自我決定動機量表係參考Ryan 與 Connell (1989) 的學 業自我調整量表(

Self-Regulation

Questionnaire-Academic)以及陳秀惠

(2010

)的自我決定動機量表，以數學科為特定領域編製而成。量表以 題組方式呈現，每4 題如t '兩個題在[1共 8 題，題組﹒的題幹是，為 什麼我要做回家功課l呢? J '題組 -.1約也幹是，為什麼我要做課空空 練習呢? J 。每-題粗的前兩題為向主動機題項，例如: 'I大|為我很享 受做回家功課的樂趣 J 後兩題為被體制動機題項，例如，內為這樣 在師;才不會處罰我 J 0 w答採五點量表 tW式，反應選項包括 5 (完全符 仆)、 4 (大部分符合)、 3 (還算符合)、 2 (不太符合)與 I (完全 不符合) ，分別給 5 至 l 分，就以自主動機與被控制動機全部題盯得分 的加總除以題數來代表受誠者在該動機類型的得分，得分愈、高，代表從 事學習任務時愈能反映該動機型態。 第」批樣本的項日分析顯示，各題與刪除該題後量表總分的相關係 數介於 .26 ~ .65 。接著進行主軸法因素分析，根據理論與文獻探討結果， 設定萃取兩個因素，並採 Promax 斜交轉軸，兩個因素共解釋 47.87% 的變異，分別是因素一「自主動機 J '4 題共同性介於.43 ~

.52

'轉軸 後組型負荷量介於.65 ~.77; l天|素二「被控制動機J ， 4 題共同性介於.30 ~

.64

'轉軸後組型負荷量介於.51-.74 ;轉軸後結果能符合簡單結構原 則。 Cronbach'sα值分別是臼1-:動機.78 與被控制動機 .71 0 初步可看出 量表有良好的信、效度，兩個組組共8 題均予保留。

以第:批樣本進行驗證性F朴素分析 ，

i

(1

9

,

N

=

656)

=

183.8 '

P

<

.05 ' RMSEA

=

.091 ' GFI

=

.94 ' AGFI

=

.87 ' NFT

=

.89 ' NNFI

=

.86 '

CFI

=

.90 ' 1FT

=

.90

'顯示整體適配度還算可接受;8 個測量指標的因

素負荷量介於 .30 ~

.92

'個別指標信度介於 .10 ~

.84

'兩例因素的成份

江民瑜 學業情緒為中介的自我調整學習模式之被驗:以數學領域為例 I 131 品質稍低。本自我決定動機量表的評鑑指標適配度大致可以接受。 (三)學業情緒量表 本研究參考李俊青 (2007 )所編製學業情緒量表中的高興分量表與 希望分量表，以數學科為特定領域編製學業情緒量表 O 本量表共 8 題， 分別是喜悅分量表 4 題，例如:回答老師間的數學問題時，我感到很喜 悅;希望分量表 4 題，例如:寫老師指派的數學練習題時，我覺得很有 信心。作答採五點量表形式，反應選項包括 5 (完全符合)、 4 (大部 分符合)、 3 (還算符合)、 2 (不太符合)與 1 (完全不符合) ，分別 給 5 至 1 分，並以受試者在分量表全部題目得分加總除以題數來代表該 分量表的得分，得分愈高，表示評估學習結果的預期喜悅與希望情緒愈 強烈。 第一批樣本的項目分析顯示，各題與刪除該題後量表總分的相關係 數介於 .70~.80 0 接著進行主軸法因素分析，根據理論與文獻探討結果， 設定萃取兩個因素，並採 Promax 斜交轉軸，兩個因素共解釋的 .82% 的變異，分別是因素一「喜悅 J ， 4 題共同性介於 .62

- .76

'轉軸後組 型負荷量介於 .67 ~

.84

;因素二「希望 J ， 4 題共同性介於 .54

- .84 '

轉軸後組型負荷量介於 .50 ~

.97

;轉軸後結果能符合簡單結構原則。 Cronbach'sα 值分別是喜悅 .90 與希望 .89 。初步可看出量表有良好的信、 效度， 8 題均予保留。

以第二批樣本進行驗證性因素分析 'l

(1

9

,

N=

656)

=

133.6'

p

<

.05 ' RMSEA = .096 ' GFI = .95 ' AGFI = .91 ' NFl = .97 ' NNFI = .96 '

CFI

=

.97 ' IFI

=

.97

'顯示整體適配度還算良好 ;8 個測量指標的因素

負荷量介於 .74 ~.駒，個別指標信度介於 .54 ~

.77

'兩個因素的成份信

度為 .90 與 .89 '平均變異抽取量為 .68 與 .69 '顯示量表的內在品質良好。 本學業情緒量表的評鑑指標適配度算是良好。

《當代教育研究季刊》第二十一卷第三期

132

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vol. 21,NO.3

(四)知覺教師自主支持量表

本研究的知覺教師白主支持量表係參考施淑慎(2008 )的 n 主支持 知覺量表與賴姿閃 (2005 )的課京結構量表，以數學科為特定領域編製 而成。本量表共有7 題，測量學生所知覺教師在教學過科中提供自主支 持的程度，例如:算數學時，老師鼓勵我們可以自己尋找不同的解題方 式。作答採五點量表形式，選項有5 (完~符合)、 4 (大部分符合)

3

(還算符合)、 2 (不太符合)與 1 (完全不符合) ，分別給 5 至 1 分， 並以全部題日符分flU總除以題數來代表學生所長[]覺教師白毛支持程度。

第

數介於 .6的3 ~.6ω8 。接著以主軸法抽取因素，根據理論與文獻探討結果， 設定萃取」個因素，能解釋 50.25% 的變異，命名為「知覺教師自主支 持 J ' 7 題共同性介於.46 ~

.55

'因素負荷量介於 .68 ~ .74 。內部一致 性 Cronbach'sα 值為 .88 。初步可看出量表有良好的信、效度， 7 題均

保留。以第二批樣本進行驗證性內素分析 ，

l (

14

,

N

=

656)

=

60.9 '

p

<

.05 ' RMSEA

=

.072 ' GFI

=

.98 ' AGFI

=

.95 ' Nfl

=

.96 ' NNFI

=

.96 ' CFI

=

.97 ' IFI

=

.97

'顯示整體適配度還算良好 ;7 個測量指標的 因素負荷量介於 .62 ~

.75

'個別指標仿度介於 .38 ~

.57

'因素的成份信 度為 .86 '平均變異抽取量為.47 。存在II覺教師自主支持量表的評鑑指標 過配度算是良好。

四、資料分析

本研究以 LISREL 8.80 和 SPSS 17.0 進行統計分析。就研究口的 在理論模式與觀察資料的適配度考驗，本研究參考， Bagozzi 與 Yi

( 1988

)的建議，從主主本適配度、整體適配度與內在結構適配度 f 方面 來評鑑自我調整學習模式的適配情形。在評鑑模式的草木適配度較重要 的有:1.不能有負的誤羔變異; 2. 誤差變異必須達 .05 顯著水準; 3. 估

江民瑜

學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗﹒以數學領域為例 I 133

計參數間相關係數的絕對值不能太接近 1

;

4. 因素負荷量不能太低或太

高，最好介於 .50 到 .95 之間; 5. 不能有太大的標準誤 (Bagozzi &凹，

1988

)。在整體適配度，根據 Hair 、 Anderson 、 Tatham 與Black

( 1998 )

的建議，可從絕對適配指標、相對適配指標與精簡適配指標來進行評 鑑。絕對適配指標以 RMSEA

<

.08 、 GFI> .90 、 AGFI> .90 為模式的適 配標準;相對適配指標以 NFl 、 NNFI 、 eFI 、 IFI 、 RFI 都高於 .90 為模 式的適配標準;精簡適配指標以 PNFI> .50 、 PGFI> .50 為模式的適配 標準。在內在結構適配度， McDonald 與 Ho (2002) 建議的評鑑標準包 括:1.所有 A 值皆達 .05 顯著水準; 2. 個別指標信度達到 .50 以上; 3. 潛 在變項的組合信度達到 .60 以 r·o

;

4. 平均變異抽取量達到 .50 以上。 就研究日的二，本研究以受試者在知覺教師自主支持分量表得分的 中位數為基準'分成高知覺教師自主支持組 (n=311) 與低知覺教師 自主支持組 (n =

345)

，接著採 SEM 的多樣本分析對兩組受試者在自 我調整學習模式結構參數矩陣的差異進行比較。多樣本取向(

subgroup

approach) 是結合調節與中介效果的分析方式之一，它將樣本區分成幾 個次樣本來表示調節變項不同的值，並在幾個次樣本當中評估中介效果

(Edwards

&

Lambert

,

_{2007) 。而且此分析取向亦能維持由潛在變項所}

構成的關係模式，藉由比較卡方值改變量來檢視相同模式中次樣本的結

構參數矩陣不變性(

invariance )

，進而考驗構成中介效果幾個影響路

幣的差異 (Williams，

Edwards

, &

Vanderberg

,

2003

)。本研究採用此方 式，分析不同程度知覺教師自主支持受試者在本研究模式結構參數矩陣 的差異情形。 在進行多樣本分析時，設定的考驗順序是先以兩組受試者有相同形 式 (form )為基準，即兩組有相同的潛在變項數日，八個參數矩陣有相 同形態的固定、自由與限制參數，接著依序增加F 矩陣(潛在自變項對 潛在依變項的直接效果)與 B 矩陣(潛在依變項對潛在依變項的直接效

《當代教育研究季刊》第二十一卷第三期

134

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vo1. 21,NO.3

果)兩組相|司的限制，再以卡方差量(6./)逐一比較兩組在F 矩陣和|

B 矩陣是否具不變，性 (Bollen，

1989)

0 並藉由跨樣本共同量尺(common

metric) 完全標準化估計值比較兩組受試者的結構參數(Joreskog

&

Sorbom

,

1996)

參、研究結果

一、基本統計分析

表 2 顯示多數變項間的相關皆迷.01 顯著水準 O 被控制動機 (X3 與 X4) 與認知調整 (Y3 )間的相關達 .05 顯著水準，與喜悅 (YI) 希望 (Y2 )間的相關則未達顯著水准O 另外，被控制動機與自主動機

(XI 與 X2) 、自我調整學習策略(Y3 ~ Y6) 間的相關雖都達顯著水準，

但係數值均較低 (.09 ~

.19)

，顯示被控制動機較難形成正向學業情緒， 表 2 模式觀察變I頁的相關係數、平均數與標準差(N

=656)

n 主動機一 (Xl) 自主動機千二 (X2) 被體制動機-

(X3 )

被冉制動機二 (X4) 再悅 (YI) 希望 (Y2) 認知 I ，tl，胡啟 (Y3) 動機已問學 (Y4) 行為調整 (Y5) 情境調整 (Y6) 、|之均數

標準 x'

瓜。一句 /AU Y-59 一 ， l 句 3 5-6l6 Y-5OAO 一 ， l 、 3.I A U T -1 、3 ， E 句J Y-767. 一 ， l 句 3 3-85677 Y 一 后 5549. 一 ， l 句 3 可也 -A 守 QO 仇 VQOQY 呵/ Y 一 后 ， 力 54.3AM 一 ' ， 且 勻 3.I t -0 0 、3 弓，'。。“ υ 。。可 h y -7 滔滔 A5]1 一 ， l 句 3 ， I A守一，、UAOQYQOA--LOA 『可 h x 一 βAMAMIll--o -E 且 句 、 J' ，且 、3 -A 且可可也 ζJA" 、3 弓 h 、3 、Jro x 一 后 OAMI---1l-YQJ -句 、 ν 2-78ll6302lo x----55454.4OAAM -句 3 ， I EE-AOQY弓，'，、UAVQOF、UEEF、 d 弓，'，、 u x----]55454.Ab9. 句、 ν 註: ..p<.01 •p<.05

江民瑜| 學業情緒為中介的自我諷整學習模式之檢驗:以數學領域為例川 35 使用自我調整學習策略頻率亦較低。整體 I而言，除了被控制動機，其餘 變項間的相關係數最低是.40 ，最高是 .78 '屬於中度到高度正相關。

二、模式的適配度考驗

首先是基本適配度，在誤差變異上，包括 X 變項的測量誤芳~ (δ\­ δ4) 、 y 變項的測量誤差 (£1 -£2) 與潛在依變項的殘差( (\與 ι) ，從 表 3 得知都沒有負值且達 .05 顯著水:准，亦沒有太大的標準誤(介於 .02

-

.15 之間) ;估計參數間的相關係數絕對值沒有太接近 1 (介於 .00 ~ .83 之間) ;因素負荷量也都在 .50 ~ .95 之間，實際介於 .71 ~ .91 之間。 可見本模式的基本適配度良好。 其次是整體適配度，在絕對適配指標，由表 3 得知 ，

i

(29

,

N=

656)

=

86.50 ' P

<

.肘，達顯著水準 o 不過， X2 易受樣本數影響，需要 參考其他評鑑指標， GFI 與 AGFI 均大於 .90

' RMSEA

=

.055

'介於 .05

至U .08 之間，表示模式適配良好;在相對適配指標， NFl 、 NNFI 、 eFI 、 IFI 、盯I 昀大於 .90 '表示模式具有良好適配;在精簡適配指標， PNFI 與 PGFI 均大於 .50 的適配標堆，表示本研究模式的估計參數數日

表 3 模式的整體適配度考驗結果

1.絕對適配指標 (

I ) Degrees ofFreedom

=

29

Minimum Fit Function Chi-Square

=

86.50

(p

=

.00)

( 2) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)

=

.055

90 Percent Confidence Interval for RMSEA

=

(.042 ; .069)

(3) Goodness ofFit Index (GFI)

=

.97

(4) Adjusted Goodness ofFit Index (AGFI)

=

.95

2. 相對適配指標 (

I ) Norrned Fit Index

(N

Fl)

=

.99

(2) Non-Norrned Fit Index (NNFI)

=

.99

(3) Comparative Fit Index (CFI)

=

.99

(4) Incremental Fit Index

(l

FI)

=

.99

( 5) Relative Fit Index (RFI)

=

.98

3. 精簡適配指標 (

I ) Parsimony Norrned Fit Index (PNF

I)=

.64

《當代教育研究季刊》第二十 卷第三期

136

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vo1.21,NO.3

是精簡的。綜合前述，除了 t 因樣本數較大而達顯著，其餘指標都具 有理想的適配度，顯示理論模式與觀察資料的適配情形相當良好，本研 究提出的白我調整學習模式有良好的外在品質。 在內在結構適配度，表 4 顯示所有 A 值皆達 .05 顯著水準'符合評 鑑標准。由表 5 得知 10 個觀察變項的個別指標信度均達到 .50 以上的 評鑑標準 ;4 個潛在變項的組合信度依序是 .87 、 .78 、 .88 、肘，達到 .60 以上的評鑑標準;平均變異抽取量依序是 .77 、 .64 、 .78 、 .62 '達到 .50 以上的評鑑標準。顯示本研究建構的白我調整學習模式有理想的內在品 質 o 以值計算學業情緒與白我調整學習策略兩個潛在依變項的 R2_值， 分別得到 .46 與 .73 。 表 4 模式的參數估計值及顯著性考驗結果 參數估計值標準誤 d直

標準化 參數估計值標準誤

_估計值 t 值 標準化_估計值 XII 1.00 .89

/3

21 0.54 .04 13.71 .71 X 21 1.01 04 22.60' 86 61 0.19 .03 7.19 .21

X

32 1.00 79 62 0.26 03 9.0

7'

.26

X

42 1.09 15 7.29' 81 δ3 0.35 08 4.41' .38 %11 1.00 89 64 0.35 09 3.78' .34 1'21 0.95 03 27.85 .88 GI 0.27 03 9.81 .21 ~Y32 1.00 .77 G2 0.26 03 10.31' .23 %42 1.13 05 24.71 91 G3 0.38 .02 15.43 .41 1Y'2 1.05 .05 19.83 .75 G4 0.15 02 9.41' 17 %62 0.85 05 18.60 71 G

,

0.50 .03 15.84 44 Yll 0.82 05 15.98 70 G6 0.40 02 16.32 .50 Y21 。 15 .04 3.68 17 ι 0.53 05 11.46 .54 Yl2 -0.15 05 -2.81 _-.12 ι 0.15 .02 8.58 27 Y22 0.12 03 3.60 .12 吵 12 0.16 .03 4.85 25 註:一一表示參照指標，未進行估計 C p<.05

江民瑜 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗:以數學領域為例 表 5 模式的內在晶質評鑑結果 觀察變項之 個別指標信度 變項 潛在變項之 潛在變項之 組成信度 平均變異抽取最 自主動機(

';1 )

自主動機一 自主動機二 被控制動機 (ι) 被控制動機一 被控制動機二 學業情緒(月 I) 喜悅 希望 自我調整學習策略(句2) 認知調整 動機調整 行為調整 情境調整 .87 .77 .79 .74 .78 .64 .62 .66 .88 .78 仇 Y 司/ 寸 f 司/ .87 .62 59

.83

.56 .50

三、模式各潛在變項間的效果

潛在變項間的效果包括直接效果、間接效果和全體效果 O 首先在 直接效果，由國 2 可看出自主動機對自我調整學習策略 (Y21 =

.1 7 '

p

<

.05

)與學業情緒 (Yll =

.70

,

p

<

.05) 的直接效果皆達顯著水準;被控 制動機對自我調整學習策略 (Y22=.12 'p<.05) 與學業情緒 (Y12=-·12'

p

<

.05)

的直接效果達顯著水準;學業情緒對自我調整學習策略(此I

.71

'p<.05) 的直接效果亦達顯著水準。其中以自主動機對學業情緒以 及學業情緒對自我調整學習策略的影響效果最大，且效果量相當，亦即 當學習者採取自主動機，愈有助於形成較強烈的正向學業情緒;對於學 習任務愈感到喜悅與開心，愈能感受到希望與信心，使用自我調整學習 略的情況愈佳 o 兩個自我決定動機類型對自我調整學習策略皆為正向效 果，自主動機的效果又稍高於被控制動機，可見不論是基於學習興趣、 享受學習過程，或是希望做個好學生、不被老師處罰，都能夠影響學習

1« 當代教育研究季刊》第二十一卷第三期

138

I

Contemporary Educational Research Quarterly Vo1.21

,

NO.3

.70*

.7

1"

.7

1"

.27*

.54*

一 .12*

.77*

.41"

.17*

.12*

喜悅 I I 希喂!

? •

.38*

.34*

.2

1"

.23*

圖 2 臼我調整學習模式的參數估計結果

.25*

3主 p<.05 者使用自我調整學習策略，不過自一生動機的效果仍會 i有於被扣制動機 O 被控制動機則負向解釋學業情緒，表示學習者如果採取被控制動機較不 利於!老生有助於學習的結果/預想正向學業情緒。 其次在間接效果， [13 國 2 日I得知自主動機與被控制動機皆透過學業 情緒對自故調整學習策略犀生間接效果。表 6 顯示自主動機透過學業情 緒對手!我調轄，學習策略的間接效果為 .50

(Y11

Xβ21 =

.70

X

.71)

，達顯 著水準 (p<.05) 。怕得d:立的是，此間接效果又更高於自t動機對自 我調整學習策略的直接效果，這反映出自主動機透過學業情緒的中介作

江民瑜j 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗﹒以數學領域為119仆 139 表 6 潛在自變項與潛在依變項間的標準化效果值 直接效果 間接效果 全體效果 自主動機C<;'t )對自我調整學習策略(可2) 經學業情緒(可 I) 被控制動機C<;2 )對自我調整學習策略(可2

)

經學業情緒(可 I) 註 ..p< 肘 .17 .12' .50 -.09 .67 .03 用將會擴增對自我調整學習策略的影響效果。被控制動機透過學業情緒 對自我調整學習策略的間接效果為一 .09

(Y12 XP21

=

-.12

x

.71)

，亦達顯 著水準 (p

<

.05)

，但效果值為負，表示被控制動機透過學業情緒的中 介作用反而負向影響自我調整學習策略。 最後在全體效果，自主動機及其透過學業情緒對自我調整學習策略 的全體效果為 .67

(.17

+

.50)

，達，顯著水準 (p

<

.05)

;被控制動機及 其透過學業情緒對自我調整學習策略的全體效果為.03 (.12 一 .09) ，未 達顯著水准。顯然考量學業情緒的中介作用後，被控制動機對自我調整 學習策略的全體效果有所縮減且變得不顯著。

二、知覺教師自主支持對自我調整學習模式的調節

效果

就研究目的二，本研究進行SEM 的多樣本分析，比較高與低知覺 教師自主支持組在自我調整學習模式結構參數的差異。由表7 可看出將 表 7 兩組的結構參數短陣差異考驗結果 假設 / df H"mn 145.91 58 H r 159.87 62 H_r的 164.22 63 註 /'1， 1 表示/差量 ; /'I， df表示 df芹量。 p<.05

1\/

13.96 4.35'

b.

df 4

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I

Con1emporary Educational Research Quarterly Vo1.21. NO.3

Gamma 如何i設定不變 ，

Ll

(4

, N

=

656)

=

13.俑 ，

p

=

.007 <的，表 示卡方增豈不是隨機變化量，兩組在Gamma 矩陣(潛在自變項對潛在

依變項的II'I接效果)于J顯著是異。再將Beta 矩陣投定不變 ，

Ll

(1

, N

=

656)

=

4.35 '

P

=

.037

<

.肘，顯jl~1桐布且在 Beta J;!i陣(學業情緒對自我 調整學習策略的直接效果)亦有點、持荒異 O 針對 Gamma 矩怖的顯著差異，為探討兩制究竟在那也結構參數有 差異，進一步對照卡 }j 差量與兩制的共同 JE 尺完全標準化估計值。表

8 顯示兩組在與 H

_form

與

H

_yll

的卡力是量達顯寓

，

D..

l

(1

,

N

= 656) =

13.53 'P

= .000<.的，表示兩組在Yll (白主動機對學業情緒的I直接效果) 存在荒異，以南女i噴教師自主支持組的直接效果較高，係數值為.81

(P

<

.05) 。其次，在 Hylly2仙yl2 與 Hyl1y2J肉眼l 的卡方差量亦達顯著水準，

表示兩組在此 I (學業情緒對自我調整學習策略的直接效果)存在差異， 以低知覺教師自主支持組的直接效果較高，係數值為 .79 (p<.05) 。 表 8 兩組的結構參數差異考驗與共同量尺完全標準化估計值 兩組受誠者共同量尺 完全標准化估計值 假設

l

df

Dl

Adf 高知覺教師 低知覺教師 自主支持 自主支持 Hjl.lm1 145.91 58 H 159.44 59 13.53 .81 44 H 159.53 60 0.09 .15 18 H 159.77 61 0.24

.13'

08 H 159.87 62 仇0.10 -.17 -.07 Hvllv2h22 仟們 164.22 63 4.35' .54 .79 註 Ai 表示 it辛量 ; 6dj表示 df 主量。 p<.05

肆、結論與討論

學業情緒過去在白我調整學習歷程的研究巾多被忽視，本研究根

江民瑜 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗﹒以數學領域為例 據學業情緒的控制價值理論與動機的自我決定論，建構以自我決定動機 (自主動機與被控制動機)為前因變項、學業情緒為中介變項與自我調 整學習策略為結果變項的自我調整學習模式，檢驗其與實際觀察資料的 適配情形。此外，本研究根據自我調整學習的社會認知論觀點，探討知 覺教師自主支持對模式各潛在變項間關係的調節效果。

一、自我調整學習模式的驗證

模式的適配度考驗結果顯示除了/因樣本數較大而達顯著，本自

我調整學習模式在基本適配度、整體適配度與內在結構適配度皆符合理 想的評鑑標準值，表示理論模式可用來解釋實際的觀察資料，研究結果 大致符合本研究假設，模式解釋學業情緒與自我調整學習策略的正值 分別是.46 與 .73 。 本研究發現自主動機與被控制動機對學業情緒與自我調整學習策 略都有顯著的直接效果。首先，自主動機對學業情緒的直接效果為正向

(.70)

，表示當學習者採取自主動機，有助於形成較強烈的正向學業 情緒;自主動機對自我調整學會策略亦有顯著的正向直接效果(.1 7)

,

然效果量低於對學業情緒的直接效果。其次，被控制動機對學業情緒的 直接效果為負向 (-.12) ，表示持被控制動機並不利於學習者產生預期 喜悅與希望的正向學業情緒;不過，被控制動機對自我調整學習策略的 直接效果 (.12 )為正向。顯然持被控制動機無助於形成正向學業情緒， 只是在面對學習任務時，還是會考慮選擇使用自我調整學習策略來幫助 完成學習任務，惟效果量低於持自主動機學習者。 相較於過去研究普遍發現自主動機對自我調整學習變項有較高的效 果量(彭淑玲，

2010

;簡嘉菱，

2009 ;

Bl

ack & Deci

,

2000; Vansteenkiste

et

此，

2004; Vansteenkiste et

祉， 2005 )。本研究結果顯示在納入學業情

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I

Contemporary Educational Research Quarterly Vol. 21,NO.3

低，這表示學業情緒在自主動機與自我調整學習策略問確實扮演重要的 中介角色，它相當程度解釋了自主動機對自我調整學習策略的效果。按 照本研究模式，自主動機透過學業情緒影響自我調輕學習策略的間接效 果為 .50

(YII

Xβ21 =

.70

x

.71)

，效果量更高於白主動機對白我調整學 習策略的直接效果 (.17) ，亦即透過學業情緒的中介作用已然提高了 nt動機對自我調整學習策略的效果O 根據自我決定論，持fj 主動機者 的白我決定程度較高，涉入學習活動乃是出於個人意志與認同，認為學 習活動本質上是有趣、白發愉快與令人滿足(Deci

&

Ryan

,

1985; Ryan

&D悶，

2000)

，故形成的jE向學業情緒也會較為強烈。再苦，根據學 業情緒認知 動機模式，預期喜悅與希望屬於正向活化(

activating)

情緒(

Pekrun et a

I.,

2002)

，它不僅能讓人感到學習的快樂與信心，也 能促(史學習有較多運用自我調整學習策略來達成學習日標o 就被控制動機而言，本研究發現在考量學業情緒後，被控制動機 對自我調整學習策略仍有顯著的正向效果，惟效果量較低。這樣的結果 與過去研究相似 (De Bil缸，

Vansteenkiste

, &

Lens

,

2011

)。不同的是，

Vansteenkiste 等 (2005 )的研究發現被控制動機負向解釋注意力、時間 管理與價值態度等自我調整學習變項。不論是低度正向效果或負向效果 均顯示持被控制動機 Mr. 不是有利於學習者使用自我調整學習策略的白我 決定動機類型 O 另外，從本研究模式可得知，被控制動機負向解釋學業 情緒， l.l P學習者。持被控制動機會降低對學習任務預期的喜悅與希望之 I 巨 向學業情緒，使得被控制動機透過學業情緒進 rfIj影響自我調整學習策略 的間接效果變為負向 (Y12

X

P21

=

-.12 x .71)

，也就是被控制動機有降 低jE 向學業情緒進而妨育學習者使用自我調整學習策略的可能，r

fJf

F

lJ

lt

負向間接效果也降低f 原本被控制動機對自我調輕學習策略的正向直接 效果，使得整體效果 (.03 )變得不顯著。 根據上述討論，白1::動機透過學業情緒能擴增對臼我調整學習策略

江民瑜 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗 以數學領域為例 I 143 的效果，亦即持自主動機者會展現對學習結果較佳的預期喜悅與希望， 而預期喜悅與希望之正向學業情緒有助於維持與提升自我調整學習策略 使用，顯示正向學業情緒在此影響途價上其強化效果。被控制動機對自 我調整學習策略亦存在正向效果，表示持被控制動機的學習者為彰顯好 學牛.形象，藉以取悅他人或避免受罰，仍會使用一些白我調整學習策略 以完成學習任務。然而持被控制動機者由於並不是循著自己對學習的興 趣或認同來從事學習活動，也就是並不符合自身的意願與意志，故較難 形成適宜的正向學業情緒，在缺乏由學業情緒所支撐之內在條件下，自 然更不利於持被控制動機者持續投入與主動運用白我調整學習策略來幫 助自己學習，這樣的發現也支持本研究假設一。顯然學業情緒對於持自 主動機與持被控制動機者在運用自我調整學習策略過程中產生不同的中 介歷程，前者發揮強化效果，後者則產生消弱的作用。

二、知覺教師自主支持的調節效果

關於知覺教師自主支持對自我調整學習模式的調節情形，相較於 低知覺教師自主支持組，高知覺教師自主支持的情境特徵明顯有助於提 升自主動機對學業情緒的正向效果，效果量達 .81 '顯示教師營造自主 支持課室氣氛能使持自主動機者形成更強烈的預期喜悅與希望，如此將 有助於學習者涉入自我調整學習策略，此結果支持本研究假設二。相較 於高知覺教師自主支持粗，在低知覺教師自主支持組，學業情緒影響自 我調整學習策略的效果顯著較高，效果量達 .79 '亦即當知覺教師自主 支持程度較低時，學業情緒在白我調整學習策略使用上將扮演更重要角

色。

綜合來說，如果學習者持白主動機，從事學習活動能符合其意願與 意志，則情緒歷程本質上是有趣、令人喜悅與感到希望，如此能進一步 促使學習者運用自我調整學習策略來維持其意志，進而達成學習目標，

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怕得注意的是在此歷程中，高知覺教師自主支持組明顯更能增強自主動 機對學業情緒的效果;相對地，如果學習者持被控制動機，原就不利於 形成結果/預想一正向學業情緒，若課室情境特徵傾向低知覺教師自主支 持，學業情緒解釋自我調整學習策略的效果更高，結果將可能使持被控 制動機者更不易主動運用u 我調整學習策略。

三、對教育實務的歐示與未來研究建議

本研究發現自主動機透過學業情緒能擴增對自我調整學習策略的效 果，而 R在高知覺教師CI·t~支持課室情境，自主動機對於提升正向學業 情緒的效果更是明顯。基於此，為促使學習者運用自我調整學習策略， 完成學習仁作，教師一方面需營造們下支持課室氣氛，另A方面可嘗試 轉換學來的價值內化歷程，使其朝向門不動機來發展。為達此日的， 教師在教學上可設計由學牛且主安排學習計畫、工作步驟與完成時間的 作業內容，作業主題可考量學生需求、勝任情形以及對學生而言是有意 義的，須注意的是，當在學習過程中遭過困難，教師的任務乃是與學生 共同討論問題，激發學生各種想法，支持其持續投入，最後仍是由學生 自己擬定解決策略，亦即教師的教學設計必須從提升學生的自主程度著 手，讓學生認同學習活動對自己的重要性，引導採取自主動機。另外， 教師須留意學生的情緒狀態，這可利用課堂練習、指定回答問題等機會 覺察其對學習工作是否有足夠的信心，以及涉入的喜悅感如何o 教師基 於口主支持角色，應避免給予學生無法勝任或表現失敗的訊息回饋，鼓 勵投入預期喜悅的學習任務。對此，教師可設計漸進的學習任務，先從 簡單仁作著于，逐步建立對完成任務的希望與f甘心，並引導學年選擇使 用能夠增進下.作表現的自我調整學習策略o 關於未來研究建議，首先，根據前述學業情緒的分類r~J得女lJ教育情 境中的學業情緒具多樣性，本研究僅以結果/預想的喜悅與希望來反映

江民瑜; 學業情緒為中介的自我調整學習模式之檢驗﹒以數學領域為例 145 正向學業情緒，未來需就各類型學業情緒及其與動機、白我調整學習、 學習成就與課室動機氣氛間的互動關係做更多探討，藉以對學業情緒及 其對學習的影響有更周全的瞭解。例如學生對學習工作經常感到厭煩， 而厭煩或倦怠在自我調整歷程中扮演何種角色?課室動機氣氛與厭煩如 何交互影響白我調整歷程?都值得後續研究做進一步探討。其次，本研 究以知覺教師自主支持做為模式的調節變項，在區分高與低知覺教師自 主支持組乃是以該分量表得分的中位數做為切截點，此方式可能產生的 問題是中位數會隨樣本不同而變動，使得同一名受試者在不同抽樣群體 中可能得到不同分組結果 o 未來可嘗試運用多層次分析技術，例如將知 覺教師白主支持合計( aggregate) 為共享的班級層次變項，直接納入研 究模式中，探討是否存在跨層次交互作用效果。本研究受限於班級層次 的樣本數不足(抽取 22 班) ，未來可提高抽取班級數目，以獲得足夠

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Conlemporary Educalional Research Quarterly Vo

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