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大學生選課自主性動機與學習投入之關係

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 155 教育科學研究期刊 第五十五卷第一期 2010 年,55(1),155-182

大學生選課自主性動機與學習投入之關係

李宜玫

*

孫頌賢

國立臺北教育大學心理與諮商學系 副教授 國立臺北教育大學心理與諮商學系 助理教授

摘要

本研究目的在檢視大學生選課動機對於學習投入的影響效果,凸顯自主性動機對於學習 投入的積極效應與交互影響效果。以臺灣高等教育資料庫的問卷題項為基礎,先以九十四學 年度(n=24,581)大三學生選課動機檢驗大學生學習投入模式的適配度,進而分析比較外在 資訊與自主性動機對學習投入的影響效果。此外,透過縱貫資料的交叉延宕分析,以九十二 學年度的大一學生持續追蹤至九十四學年度的大三學生為受試對象(n=18,387),分別探討自 主性動機與外在資訊動機對於學習投入時間是否展現交互影響的效果。研究結果顯示:一、 本研究之大學生學習投入模式與實證資料之間具良好的適配度。二、屬自主性動機的興趣、 實用性與修課計畫等選課動機對學習投入有正向影響。三、屬外在資訊動機的及格、老師風 評與修課時段等選課動機對學習投入有負向影響。四、縱貫資料顯示自主性動機與學習投入 時間有正向的交互影響,相對地,僅大一學習投入時間對大三外在資訊動機為單向且負面的 影響效果。綜而言之,自主性選課動機與學習投入在學習歷程中展現正向的良性循環;相對 地,學習投入較差則會影響後續選課時採取更多外在資訊的評估,而更失去個人自主學習的 目標與理想性,此二者可作為日後對大專院校學生學習輔導時,加強學生自主學習與生涯規 劃之參考。 關鍵字:交叉延宕分析、自主性動機、自我決定理論、學習投入 通訊作者:李宜玫,E-mail: meilee@tea.ntue.edu.tw 收稿日期:2009/09/10;修正日期:2010/03/19;接受日期:2010/03/20。

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156 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢

壹、緒論

近年來高等教育的快速擴展,大學普遍增設系所,九十五學年度各大學學系數已高達 4,666所(教育部,2007a),大學入學機會已經超乎九成(教育部,2007b),低分即可入學的 高入學率現象已經引發社會大眾對於高等教育品質的質疑。一般而言,大學生被期許在大學 階段可以培養更多專業能力與適應自主學習的型態,因此設定個人學習目標與積極投入學習 就成為基本的要件(歐慧敏,2005)。然而,臺灣高等教育資料庫調查九十四學年度大三學生 的學習情形,負向消極的學習人數(很少與從不積極參與課堂活動)占 21.3%、正向積極的投 入學習(很少與從不做課堂無關的事)僅占 30.9%、堅持學習參與(很少或從不蹺課)只有約 半數(50.8%)(國立臺灣師範大學教育評鑑與發展研究中心,2006),可見整體大學生對於課 堂學習的參與仍不盡理想。 大學階段是養成專業領域基本能力的重要時期,但是前述約五分之一學生所出現不願學 習投入的問題,更反映出探究學習動機與學習輔導工作的重要性。是以,大專院校的學習輔 導除了針對大學生的認知發展特質與專業發展之外,大學階段是成人學習與終身學習的開 端,更應導向以自主學習為目標。許多強調自主學習動機與自我調節的相關研究也顯示動機 對學習過程與結果有重要的影響(施淑慎,2008;Wigfield, Eccles, Schiefele, Roeser, & Davis-Kean, 2006; Zimmerman & Schunk, 2004)。程炳林(2002)曾分析大學生自我調整學習 策略的運用,結果發現,內、外在動機調節策略的使用雖然不如訊息處理策略的比例多,但 是對於考試成績的預測上,動機調節與後設認知策略均達顯著,顯示動機調節策略對學習結 果亦具重要促進效果。 大學生的學習歷程開端是「選課」,才接續整學期的學習投入。選課涉及學習內容的選擇 與決定,雖然大多數大學生都是自行選課,但並不意味著此行為是經過審慎評估自我意願的 自我決定。以自我決定理論(self-determination theory)的觀點加以分析,能秉持自主性動機 的大學生會以個人內在興趣、未來生涯目標作為選課考量,進而促發積極的學習投入;相對 地,因為逃避不及格、輕易得高分等誘因或被動地聽從他人建議都是屬於外在動機,可能減 損既有的學習內在動力,造成不願學習投入又擔心學習成果不佳的惡性循環(Ryan & Deci, 2000, 2006)。因此,雖然是看似簡單的「選課」,卻可以反映出隱含的學習動機。是以,本研 究在探究以自主性動機促動學習投入的可能性,針對臺灣高等教育資料庫中大學生學習的選 課理由分析其動機內涵,區分自主性動機與外在資訊動機對於學習投入是否有不同的影響效 果,進一步檢視透過自我決定所形成的自主性動機對學習投入的重要性,以作為未來大專生 學習輔導時加強自主學習與動機調節策略之參酌。

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 157

貳、文獻探討

一、追溯內、外在動機研究

心理學家自 1970 年代便開始著眼於內在動機(intrinsic motivation)與外在動機(extrinsic motivation)的交互影響,並進行系列研究,初期研究結果發現,個體原有的內在動機(例如: 興趣)會受到環境中控制性的行為與意圖(例如:獎品)影響而減損。但是,後續的相關研 究也進一步澄清不同類型的外在動機對內在動機的影響可能並非全然相同,如果外在動機能 呈現清楚的訊息,可以讓個體知覺到自己是有能力的並有控制感,就會增進行為的內在動機, 所以符合能力的挑戰、稱讚與好的評價雖然屬於外在動機,也會增進內在動機,顯示出個體 對外在動機的評估與解釋可能具有關鍵性的影響效果。相關的系列研究也釐清還有其他類似 效果的外在動機可以對內在動機產生正向效果,例如:增加可選擇的權利與機會、或促其認 真投入活動,增進自主與可控制感等(Cameron, 2001; Deci, Koestner, & Ryan, 2001; Lepper, Greene, & Nisbett, 1973; Ryan & Deci, 2000; Wigfield et al., 2006)。

其實仔細探究二者的性質與關係,內在動機與外在動機源於個體所知覺到不同控制來源 (locus of control)的動機類型,內在動機意指發自個體內在自發性的興趣、喜好與好奇等因 素而引發的行為動力,外在動機則意指個體因為工具性目的或是受到外在環境的誘因 (incentives)所驅動,進而引發行為的動力;誘因的形式有很多,例如:獎懲、命令、期限、 競爭與評價等。雖然二者都有促發人類行動的效果,卻會展現出不同的行為反應與持續力。 應用到學校學習領域,也有許多研究探究內、外在動機如何影響學習者或與學習成就的關聯 性,不管是整體學習或特定學科,普遍結果也大致符合內在或具自主性的動機產生較佳的學 習效果與正向關聯;反之,外在動機則較為負向,顯示出支持前述不同的動機趨向會產生學 習成果的差異(林烘煜、唐淑華,2008;施淑慎,2009;徐秀娟,2006;陳玉玲,2003;Cokley, Bernard, Cunningham, & Motoike, 2001; Lepper, Corpus, & Iyengar, 2005; Miserandino, 1996; Reeve, 2002; Wigfield et al., 2006)。

二、自我決定理論

(一)「自主」觀點

Deci與 Ryan(1985)的自我決定理論從自我發展的角度分析內、外在動機的相對關係與 轉化,強調「自主」(autonomy)與「自我調節」(self-regulation)對動機與自我成長的增益, 個體經過認知評估後自我調節,愈能認同其目標或外在規範的價值與重要性,甚至進而與自 我加以整合時則動力愈強。這樣強調自主所產生的效應,有別於前述內、外在動機二分法的 觀點,而是將內、外在動機視為同一向度的兩端,並非完全對立而是自主程度差異的連續體。 因此,同樣是面對學習的課業,就可能被部分學生視為被控制而不得不面對的壓力,也有部

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158 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢 分學生則將其視為未來考上好學校或找到好工作的奮鬥與努力過程,還有部分學生則絲毫不 覺得辛苦,因為有興趣或感受到學習成長的成就感;此三類學生雖然面對相同的外在環境壓 力,可是因為不同程度的自主與自我調節而有不同的反應和感受。 「自主」是指個體依照自我的意願進行調節與自我掌控,因為經過審慎思索與評估,讓 行動的控制來源回到自己,也進而促成行動的選擇與投入,並提升努力與堅持的動力,這便 是自我調節策略對於行為反應的影響;相對地,環境中也充滿各種壓力、要求與獎賞等外在 的控制,這些來自外在的動力也會促動個人的行動與選擇,可是如果這樣的行動或選擇並不 是透過意志上的自主所產生的自我決定,一旦外在因素解除,行為動力就會降低,甚至可能 會減損原先既有的內在動機(Ryan & Deci, 2006)。如此一來,「自主」與「控制」就成為內、 外在動機彼此損益與消長的動力來源。愈能自我投入尋求自身意義的自主就更傾向內在動 機;相反地,愈將自己置身事外,沒有控制權只能依照情況行事,或是受到外在事物所誘惑 或影響,就更傾向外在動機。以此「自主」與「控制」的對比就可以更完整地解釋,同樣來 自外在誘因的金錢獎賞或口語稱讚,一旦移除後卻可能產生截然不同的知覺感受與行為動 力,因為個體對金錢誘因的知覺是外在、無法控制,但是口語稱讚卻讓個體感受到能力或成 就感,二者雖然表面上都是屬於外在來源的動機,但是卻會促發不同類型的自我決定調節策 略,進而出現不同類型的行為反應(廖鳳池,1992;Ryan & Deci, 2000)。

回到現實情境中考量自主的涵義,當個人做決定或選擇時往往會同時面對二種動力的拉 扯,一是來自環境的外在力量,例如酬賞、要求、限制與懲罰等﹔另外則是個人興趣、重視 的價值與意願所形成內在或自我決定動力。內、外在的動力並非絕對互相牴觸,也不是彼此 加乘的關係(李宜玫,2007;Cameron, 2001; Deci et al., 2001)。Ryan 與 Deci(2006)將「自 主」定義為自我掌握(self-governance),相對於外在控制的他律(heteronomy),強調個人的 自我決定、意志與意願,許多人類行為雖然是出自個人的選擇可是卻不見得是經由自我重視 的價值評估而做出抉擇,並且能付諸行動地投入與努力。所以在做決定的過程中,自主並非 只是由個體自己做出的選擇或是選擇項目愈多愈好(Iyengar & Lepper, 2000),更重要的是個 體如何看待此事件,或是此項選擇對個人的意義;對事件或活動有較為審慎的自我價值評估 與動機調節,真正自我掌控的程度就愈高,也愈接近發自內在興趣或喜好的內在動機。可是 如果未曾思索此項選擇究竟對個人的價值與意義為何,只是遵循他人意見或基於享樂、逃避 不良結果等完全交出主控權的選擇,就愈接近外在控制的外在動機。

(二)內化的自主性動機

於此,自我決定理論強調因為個體自主而產生的正向意義,進而解釋個體對環境的自我 掌控性將透過認知評估的效應,而成為後續努力與堅持的驅動力量。因此,早期對於外在控 制會減損內在動機是採取認知評估的解釋(過度辯證),自我決定理論則轉向以自我調節 (intrapersonal regulation)加以解讀(廖鳳池,1992;Deci & Ryan, 1985),是以原本屬於外在

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 159 的誘因(例如:透過考試取得入學資格)或其他重要他人的價值與信念(例如:好學歷未來 可有好工作),個體經過不同程度的自我調節就可能產生截然不同的轉換。一種是將其視為外 在動機,認定自己是在壓力下因恐懼或不想失敗丟臉而被迫參加考試,完全失去讀書的興致; 另一種則是透過認知評估的「內化」(internalization)轉為調節性動機,將考上好學校視為個 人生涯階段性目標,如此為了目標而努力就會充滿鬥志與成就感。因此,內化是轉換動機品 質的重要過程,可以將表面上的外在動機轉化為更傾向內在的自主性動機,因此而改變行為 動力與感受的品質。 本研究的「自主性動機」便是據此觀點界定為「個人意識到行為與目標的重要性與價值 進而產生自我調節」的行為動力,正如同在選課過程中是因為「課程具有實用性」、「自己的 俢課計畫」等理由就是經過較多自主的認知評估而促成的決定,所以成為較願意努力學習的 動力,並且可能有較多的正向因應策略,此概念近於 Ryan 與 Deci(2000)所提出「認同調節」 (identified regulation)與「整合調節」(integrated regulation)二種調節策略類型的行為表現, 雖然仍屬於外在動機,但是當個人所知覺到的控制來源來自內在,有操之在我的控制感,隨 著個人內化調節和同化到自我,就會在行動中經歷更多的自主,因此與「興趣」的內在動機 三者均屬於「自主性動機」,也展現出對學習行為與情緒等有正向的關聯。相對地,外在動機、 「外在調節」(external regulation)與「內攝調節」(introjected regulation)就較受外在環境、 規範與自我防衛等限制而影響行為的動力,是屬於「受控制動機」(林烘煜、唐淑華,2008; 施淑慎,2008,2009;Guay, Vallerand, & Blanchard, 2000; Vallerand, Pelletier, Blais, Senecal, & Vallieres, 1992)。本研究中,大學生選課時考慮「該科目是不是容易及格」其實是誘因,得以 逃避不及格的負向結果;至於「上課時段」與「老師風評」等因素同樣是來自外在資訊,較 少個人涉入,也沒有審慎的價值評估等自主調節,同屬於外在動機,但是又未達到規範與限 制等壓力,若以「受控制」和「自主」為連續體來看,並未達到極端的「受控制」,而比較接 近「非」自主,是以不採用「受控制動機」加以命名,而將此三種外在動機命名為「外在資 訊動機」,以展現其被動地接受外在資訊,以區分「受控制」程度上的差異。

(三)文化差異的爭議

由於「自主」源於西方哲學的觀點,也有一些學者從文化角度質疑「自主」對於自我成 長與動機的必然性,對照西方社會文化強調自主價值的個我取向,華人與日本等東亞文化則 傾向融合性的社會取向,強調相互依賴的人際連結,是以面對環境或團體等來自外在的限制、 壓力或誘因也有較多順從的反應,不必然會因為不自主而減損行為的動力(楊國樞,2002; Iyengar & Lepper, 1999; Iyengar, Lepper, & Ross, 1999; Markus & Kitayama, 1991),也許學習過 程中原本來自家庭的期望等外在壓力會透過內化而自我調節成順應的生涯或學習目標,如此 一來就不一定會產生負面效應,反而是展現出另類的動機型態(施淑慎,2009),是以,自主 性動機影響學習投入是否有跨文化的一致性仍有待進一步的驗證。另一方面,近年來全球文

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160 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢 化交流頻繁,臺灣地區的大學生其實是成長於傳統華人文化與西方文化交融的環境,採取傳 統嚴教與尊卑的父母教養態度已經大幅改變,較多父母親視親子關係為類似平輩間相處的關 係(林文瑛、王震武,1995),因此家庭中子女對於個人自主的期望與決定就有別於傳統家庭 子女的順從反應。是以臺灣大學生學習的自主性動機是否會如自我決定理論的主張傾向於內 在的動機,而有較多促動或延續的學習動力?而相對地,外在動機則造就更低落的學習投入。 大學生的選課行為雖然是平常生活中典型的決定行為,卻得以巧妙地反映出整體學習的動力 與態度傾向,本研究透過臺灣高等教育資料庫中的選課理由進一步驗證臺灣地區大學生是否 也符合自我決定理論觀點,展現華人心理的自主性動機與外在資訊動機的學習投入效果。

(四)交互影響效果

本研究中,不論是自主性或外在資訊動機都是針對選課行為內外在歸因的認知評估,這 樣的學習動機屬於內在的心理狀態,對照於實際的學習投入則較傾向於外顯的行為或情緒反 應。以 Weiner(1992, 2000, 2005)由歸因歷程的觀點來看,動機是行為的引發因素,可以清 楚其因果關係,但是學習的成敗經驗也是影響下個階段學習的趨向或逃避反應的動力 (Wigfield et al., 2006)。是以當前學期的學習投入太差就可能得到不理想的學習成績,而此成 績也相對代表負面的失敗經驗,所以會引發選課時特別考量外在資訊動機,藉以逃避再度面 對成績不佳的結果;同樣地,學習投入狀況良好就會得到好成績,也激勵下學期更朝向自己 的目標、興趣等自主性動機來選課,意謂動機與學習投入之間可能是交互影響的效果,而不 必然只有單向的內外在學習動機會激發出是否學習投入的反應。 由此看來,在具有時間差距的縱貫資料中,動機與行為表現的因果關聯就有機會得到不 同形式的驗證,有別於橫斷資料由結構方程模式中以假設模型的理論建構。「交叉延宕分析」 (cross-lagged panel analysis)是以不同時間點重複測量的方式,檢驗不同因素之間跨時間的交 互影響效應。不同時間的同一變項彼此的關係代表不同時間的穩定效果與統計控制,不同的 變項之間在前後時間交叉的影響關係便是主要探究的因果效果,即代表排除同變項的關係 後,較早時間變項對於較晚時間另一變項的影響效果(程炳林,2006;葉光輝,2004;Kenny, 1975; Shingles, 1985)。是以,藉此可以看到自主性動機、外在資訊動機分別與學習投入之間是 否是正、負向交互影響,當排除同變項的穩定效果後,九十二學年度大一學生的選課動機會 影響九十四學年度大三學生的學習投入,而九十二學年度大一學生的學習投入也影響九十四 學年度大三學生的選課動機,並且自主性動機呈現正向關係,而外在資訊動機則呈現負向關 係。

三、學習投入

回到動機對學習行為的影響來看,「方向」、「強度」與「持續性」是三大重點。就動力「強 度」而言,往往會因為壓力、需求或目標強度而依個別狀況略有差異;自我決定理論則區分

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 161 了外在資訊與自主性二類型不同的動機將分別形成負向與正向的動力「方向」;至於動力的 「持續性」,則更是永續學習的關鍵。近年來,「學習投入」(engagement)成為檢視學生學習 成 果 的 重 要 變 項 , 是 指 學 生 在 學 習 歷 程 中 表 現 持 續 的 行 為 與 心 理 的 涉 入 ( learning involvement),並伴隨正向情緒,展現出多面向的學習成果;相關研究顯示會受到環境脈絡(例 如:教師提供自主支持環境、同儕接納、教室結構等)與個人需求(例如:能力、關係與自 主等)等因素不同程度的影響。此外,學習投入也常成為學習成就高低與中輟的預測變項 (Fredricks, Blumenfeld, & Paris, 2004; Skinner & Belmont, 1993)。由此看來,學習投入就可以 檢視學生個人展現行為與情緒上涉入程度的高低,同時反映出學習表現的方向、強度與持續 性。高度學習投入者的努力、堅持、專注、高興等會產生積極正向的進步與好成績等表現(張 景媛,1997);相對地,不願投入者的低學習時間、放棄、分心、難過與焦慮等也與中輟有高 度關聯(陳玉玲,2003),是以「學習投入」便成為學習歷程中,展現學習成果之前重要的個 人內在心理與行為狀態的中介變項。在自陳問卷的學習研究中,依變項採取學習成果往往受 限於智力或先前能力等無法改變或測量的前置因素所混淆。然而,從終身學習的觀點,除了 外顯結果之外,保持願意學習的潛勢也是重要的一環,因此,以個人內在行為、學習時間與 情緒狀態的學習投入更能反映出我們所期待的優質學習潛勢。是以本研究採用資料庫中有關 投入學習的時間、行為成分與學習滿意度的情緒成分作為依變項學習投入的指標。

四、次級資料庫的轉換

本研究的實證資料來源取自臺灣高等教育資料庫(彭森明,2007),在調查問卷與動機相 關的議題有大學科系的選擇與選課的因素,有別於其他自我決定理論的相關研究,此類研究 通常是以某事件的自主或控制等觀點自編量表進行測量,此類工具多半詢問原因(例如:為 什麼要做家庭作業?)然後再提供不同類型動機觀點的說法,由受試者評估同意的程度,而 測得不同類型動機或自主/受控制程度的分數(施淑慎,2008,2009;Cokley et al., 2001; Guay et al., 2000; Levesque, Stanek, Zuehlke, & Ryan, 2001)。研究者比對資料庫中所呈現的問題為 「以下人、事、物對你這學期的選課影響如何?」同樣可以測得受試者主觀知覺的歸因來源, 而且由學習者的選課動機著眼,比起家庭作業等更具有直接與實質和整體學習成效的關聯, 直接反映出學習者對課程與學習的動機狀態。採取本資料庫係經過嚴謹的抽樣設計與施測, 藉此更可以呈現出臺灣大學生選課與學習的樣貌與關係(國立臺灣師範大學教育評鑑與發展 研究中心,2007;彭森明,2006,2007;黃雅容,2008)。沈俊毅(2006)曾針對本資料庫中 關於大一學生選校因素進行組題,其過程為參考過去國內、外相關研究所曾探討的變項納入 問卷,研究中再將所有 15 個題目進行因素分析,選取特徵值超過 1 的組成成分有四個,因素 命名分別是學校品質、他人影響、離家遠近、經濟導向等,似乎並未展現出服膺某理論架構 的觀點,整體而言多以外在的因素為評估重點,較少涉及自我決定相關的因素,而且學校與

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162 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢 科系選擇對於具體學習投入的直接影響也可能受到較多其他複雜因素的干擾,是以,本研究 捨棄未採用選校系的決定因素為動機類型。 研究者對照選課因素題目與上述選校系因素狀況類似,共有 12 題,內容也頗為龐雜,為 了符合本研究考量自主與控制的內、外在動機定義,將檢視控制來源,即填答者會知覺被控 制或能自主等訊息的完整性,對照選出合乎外在、調節與內在動機的題目作為研究自變項, 此部分於後續研究工具將再深入分析與說明。至於依變項則參酌學習投入的觀點,分別選取 投入學習時間為行為成分,學習滿意度為情緒成分,作為檢驗動機影響方向、強度與可能潛 勢的持續性檢驗。 經前述文獻探究與分析本研究所關心的自主性動機與外在資訊動機對學習投入的影響, 初步認定應分別展現正、負向的關聯性,進而建構出大學生學習投入模式,並以臺灣高等教 育資料庫之實證資料進行結構方程模式之驗證。外在資訊動機是消極被動的「及格」、「上課 時段」、「授課老師風評」等項目,此三項均為外來資訊的提供,又會影響學生在學習與生活 上的後果、方便性和感受等考量,因此由自主性與誘因的理論分類來看,應該是傾向於外在 誘因,而這些誘因通常在選課決定的當下會產生影響力,但是一旦時間拉長,其實對於大學 生的學習投入堅持度助益不大,所以對於主動學習投入的時間、行為與滿意度應該是負向的 關聯。相對地,自主性動機是經過慎思與自我決定後的動力,以「課程內容的實用性」與「自 己的修課計畫」為考量,也包含內在動機的「興趣」考量(施淑慎,2009),這些具有目標性 和自我增強的激勵元素在學習過程中將不斷地支持能堅持、投入,並有情感上的滿足,因此 對於主動學習投入則應該是正向的關聯,由理論模式對照出選課時展現自主性動機對於學習 投入應比起較為消極與被動的外在資訊考量有更積極主動的學習投入效果。 綜合上述,本研究的主要目的有二:一是以自主性動機與外在資訊動機影響學習投入模 式進行實證資料與模式適配性的檢驗,並檢視二種動機與學習投入是否分別為正、負向關係; 第二則是以大一與大三學生的縱貫資料驗證選課動機與學習投入的交互影響關係。

參、研究方法

一、研究對象

本研究所採用的研究對象是臺灣高等教育資料庫中的大專院校學生,本資料庫的樣本抽 樣依學校、18 學門及身分別分層,抽樣比例為 25%,各學門人數至少 30 人、各校人數至少 100 人。資料蒐集方式主要為網路問卷,少部分採紙本問卷填答方式進行(彭森明,2007)。 本研究以連結九十二學年度起追蹤相隔 2 年的大一與大三學生的縱貫調查資料。各學年度母 群、樣本與實際回收等校院數與人數資料如表 1。

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 163 圖1 大學生學習投入結構方程模式圖 容易及格 上課時段 授課老師風評 外在資訊 選課動機 興趣 課程內容的實用性 自己的修課計畫 自主性 選課動機 主動學習 學習成果滿意度 預習與複習課業 學習 投入 - + 表 1 各學年度母群、樣本與實際回收等校院數與人數資料表 母群 抽樣樣本 實際回收 SEM有效樣本 學年度 校院數 總人數 總人數 總人數 總人數 九十二學年度大一 156 174,277 49,609 33,959 18,387(追蹤) 九十四學年度大三 156 174,277 49,609 26,307 24,581

二、研究架構與資料分析

(一)大學生學習投入模式

為了探究二種類型的選課動機對於學習投入的影響效果,本模式以外在資訊與自主性選 課動機為二大潛在自變項,學習投入為潛在依變項,檢驗結構模式是否分別呈現負向與正向 的關係;至於在測量模式方面,外在資訊選課動機分別由「容易及格」、「上課時段」、「授課 老師風評」等 3 題觀察變項所構成,自主性選課動機則分別由「興趣」、「課程內容的實用 性」、「自己的修課計畫」等 3 題觀察變項所構成。至於潛在依變項的學習投入雖然同樣由三 個觀察變項所組成,但是依照構念複雜性再由問卷中擇取合宜的題項或組合分數加以代表, 分別為「主動學習」行為、「學習成果滿意度」情感與「預習與複習課業」時間,各題項之對 應將於研究工具再詳述;「大學生學習投入」結構方程模式簡圖如圖 1。

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164 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢

(二)縱貫資料選課動機與學習投入時間交互影響關係之檢驗

為了分析選課動機與學習投入時間交互影響關係,參酌交叉延宕分析結合結構方程模 式,以二個時間點重複測量的方式檢驗不同因素之間跨時間的影響效應(程炳林,2006;葉 光輝,2004;Kenny, 1975; Shingles, 1985)。本研究分別以二組模式探討外在資訊與自主性動 機選課理由對於學習投入時間,在不同時間的歷程中是否展現出單向或彼此交互的影響效 果。本模式針對九十二與九十四學年度前後二個時間點交叉分析交互影響效應,以九十二學 年度大一學生的選課動機與學習投入時間為二大潛在自變項,相對應於九十四學年度的大三 學生相同的選課動機與學習投入時間為二大潛在依變項,對照外在資訊與自主性動機區分出 二大模式,分別如圖 2 與圖 3。在結構模式上,不同時間的相同潛在變項關係代表不同時間的 穩定效果與統計控制,交叉的關係即代表排除相同潛在變項的關係後,較早時間某潛在變項 對於較晚時間另一潛在變項的影響效果;測量模式方面,外在資訊與自主性選課動機在九十 二與九十四學年度均為調查問卷中的題項,是以仍維持相同的題項為觀察變項,但是因為只 有前模式中「預習與複習課業」時間在九十二與九十四學年度均出現,是以將改以「投入時 間」為潛在依變項,並不計算組合分數,2 題項分數分別列為二個觀察變項。

三、研究工具

本研究的實證資料來源取自臺灣高等教育資料庫中大專院校學生所填答的問卷資料。本 資料庫是由國立臺灣師範大學教育評鑑與發展研究中心負責執行。調查內容含括全國高等教 育各院校的特質與狀況、各科系在校學生素質、各學門畢業生、課程、教職員、經費,以及 校園環境設備等資料的全國性資料庫(國立臺灣師範大學教育評鑑與發展研究中心,2007; 彭森明,2007)。本研究所採取的變項主要為大學階段九十二學年度大一學生與九十四 圖2 大學生自主性動機與學習投入交互影響模式圖 興趣 興趣 課程實用性 自己的修課計畫 課程實用性 自己的修課計畫 九十二 學年度自主 性動機 預習與複習課業 找資料 九十四 學年度自主 性動機 九十二 學年度學習 投入時間 九十四 學年度學習 投入時間 預習與複習課業 找資料 + + + +

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 165 圖3 大學生外在資訊動機與學習投入交互影響模式圖 學年度大三學生問卷中均包含的選修課程的決定因素與學習投入中關於主動學習時間的相關 變項的調查結果,以及部分大三學生問卷中關於主動學習的表現與學習成果滿意度等題項, 以作為本研究分析的主要資料,各觀察變項的偏態係數的絕對值均小於 3,峰度係數的絕對值 均小於 10,顯示各觀察變項均未違反常態分配的假設,是以本研究後續的結構方程模式分析 均採用 ML 法(邱皓政,2005)。各重要變項之分析與說明分述如下。

(一)潛在自變項-選課「外在資訊」與「自主性」動機

本研究的二大潛在自變項-「外在資訊」與「自主性」動機的觀察變項來自於調查問卷 題目:「以下人、事、物對你這學期的選課影響如何?」中的題項,各題填答方式為李克特式 的四點量表,針對「完全沒影響」、「有點影響」、「有相當影響」到「非常有影響」,評估各題 項影響力的高低。各題項的有效填答百分比如表 2。 檢視此 12 個題項的內容、描述統計與次數分配,前 4 題均為學習相關對象的影響力評估, 而「BBS 上的討論」與「網頁上的課程大綱」則同樣屬對象但是卻非具體對象,此六項內容 雖然從歸因控制的來源加以分析可屬於外在來源,但是無法釐清真正實際影響的形式,而且 選填「完全沒有影響」的比例接近三至四成,平均數均低於平均 2.5 以下,所以將這些項目視 為形成受試者主觀知覺的控制來源似乎並不合理,是以未納入本研究中。將其餘六項內容進 行主成分因素分析,設定因素數為 2,採最優斜交法(promax)進行轉軸,因素間相關值為 .31, 累積總解釋變異量為 63.14%。參酌對照自我決定理論的動機類型觀點(Deci & Ryan, 1985; Ryan & Deci, 2000)進行因素命名,分別為「外在資訊動機」與「自主性動機」,因素分析摘 要如表 3,再求得內部一致性 α 係數分別為 .70 與 .66。 上課時段 授課老師風評 容易及格 上課時段 授課老師風評 九十二學 年度外在資 訊動機 預習與複習課業 找資料 九十四學 年度外在資 訊動機 九十二學 年度學習 投入時間 九十四學 年度學習 投入時間 預習與複習課業 找資料 容易及格 - + + -

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166 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢 表 2 九十二(大一)/九十四(大三)學年度選課因素影響的有效填答百分比 項目 完全沒影響 有點影響 有相當影響 非常有影響 家庭成員(父母、兄姐) 38.9 / 46.8 29.6 / 28.5 18.4 / 15.7 13.1 / 38.9 導師 36.3 / 41.3 35.3 / 30.6 21.7 / 20.2 6.8 / 37.9 男同學(含學長) 37.1 / 38.4 34.9 / 33.2 21.8 / 21.6 6.2 / 36.7 女同學(含學姐) 28.6 / 30.3 37.4 / 36.0 25.7 / 25.1 8.4 / 38.8 該科目是不是容易及格 9.2 / 39.3 29.3 / 31.2 35.9 / 34.2 25.6 / 25.3 上課時段 6.8 / 35.4 22.7 / 21.2 41.5 / 37.6 29.0 / 35.8 授課老師的風評 6.2 / 34.4 19.4 / 16.9 40.7 / 37.5 33.7 / 41.3 興趣 2.8 / 32.6 12.1 / 13.4 35.8 / 33.9 49.3 / 50.1 BBS上的討論 38.4 / 41.2 36.3 / 32.9 19.2 / 18.8 6.1 / 37.1 網頁上的課程大綱 20.9 / 24.7 40.1 / 41.3 29.7 / 25.6 9.3 / 38.5 課程內容的實用性 7.2 / 35.8 22.3 / 23.3 41.8 / 40.8 28.7 / 30.1 自己的修課計畫 8.8 / 20.3 27.4 / 25.6 30.5 / 28.3 23.4 / 25.8 註:九十二學年度大一學生人數 n=32,546;九十四學年度大三學生人數 n=26,393 a/b 的表示方式 a 為九十二學年度大一學生問卷,b 為九十四學年度大三學生問卷 表 3 選課動機的因素分析摘要表 因素負荷量 項目 外在資訊動機 自主性動機 該科目是不是容易及格 .86 -.21 上課時段 .78 .05 授課老師的風評 .72 .20 課程內容的實用性 -.04 .83 自己的修課計畫(如:轉系、雙主修) -.12 .79 興趣 .19 .69 累積解釋變異量 41.17% 63.14% 此外,參考同樣以九十二學年度大一學生與九十四學年度大三學生追蹤調查二次調查問 卷均列入的「心理社會發展量表」,彭森明(2006)經主成分法進行因素分析,再進行最大變 異量法轉軸後均可抽取相同的六個因素,結果累積解釋變異量分別為 51.80%、55.12%,內部 一致性 α 係數分別為 .85、.73。本研究參酌其中「發展自主性」量表,與本研究自主性動機 的概念相近,藉以作為效標關聯效度之佐證。「發展自主性」量表題目分別為「為自己做決定 沒有困難」、「對自己有信心並能為自己所做的決定負責」、「做決定前我總是問父母該怎麼

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 167 做」、「如果覺得會失敗我寧可不要嘗試新事務」等 4 題,後 2 題為反向記分。「發展自主性」 量表二次問卷的因素負荷量介於 .40 至 .75 之間,計算內部一致性 α 係數為 .51。以九十四學 年度大三學生問卷「發展自主性」量表得分與「外在資訊動機」、「自主性動機」求得相關係 數分別為-.02(p < .01)與 .13(p < .01),顯示與自主性動機有正向的關聯性,與外在資 訊動機有負向關聯,符合自主性動機的意涵。

(二)潛在依變項-學習投入

「學習投入」為主要潛在依變項,由主動學習、學習成果滿意度和預習與複習課業時間 等三個觀察變項所組成。對照學習投入的構念分別屬於行為表現、情感與投入時間。「主動學 習」是參考劉若蘭(2006)與張雪梅(2006)所建構教育品質過程評鑑指標的「主動學習」 面向,共包含「上課前會預習」、「閱讀學術書籍」、「上圖書館頻率」、「翹課」、「在課堂上做 與該課無關的事」等 5 個題項,後 2 題為反向記分,計算內部一致性 α 係數為 .53;本研究之 學習投入模式中以加總分數為觀察變項主動學習的分數。 「學習成果滿意度」則是以「就讀大學期間,對自己的學習成果是否滿意」為情感成分 的觀察變項分數,雖然未能完全符合學習投入構念上投入十對相關人事物的正向情感,但是 受限於資料庫的題目,僅能就最相關聯的學習成果滿意作為代表。「預習與複習課業時間」題 目分別為「在大學期間,平均每日預習、複習功課或完成作業(含上網蒐集資料)的時間」 與「每週平均花在上網找與課業有關資料的時間」,計算內部一致性 α 係數九十二學年度大一 學生問卷為 .52,九十四學年度大三學生問卷為 .51;本研究之學習投入模式中將 2 題以加總 分數為觀察變項預複習時間的分數。 在縱貫資料的交互影響模式分析時則因為主動學習與滿意度等觀察變項的相關題項只有 九十四學年度的大三問卷中出現,是以無法進行縱貫資料分析,因此,縱貫資料的交互影響 模式將以「預習與複習課業」時間為潛在依變項,以 2 題項分數分別為二個觀察變項。

肆、結果與討論

本研究中大學生選課影響因素分為自主性動機與外在資訊動機,表 4 分別列出各題項於 九十二與九十四學年度的平均數與標準差,以及二次調查的平均數 t 考驗。結果顯示各題項的 平均數均超過四點量表的平均值 2.5 以上,而二個學年度的差異考驗則略有出入,三項外在資 訊動機均達顯著差異,上課時段與授課老師的風評影響力有增加,而該科目是不是容易及格 則為下降;另外三項自主性動機方面,課程內容的實用性與自己的修課計畫 2 年度的差異考 驗均未達顯著,僅興趣的影響力為下降。至於本研究三個模式各觀察變項的描述統計與相關 矩陣請分別參考附錄一、二、三。

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168 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢 表 4 九十二(大一)與九十四(大三)學年度選課因素影響的平均數差異 t 考驗 九十二學年度 九十四學年度 項目 平均數 標準差 平均數 標準差 t值 該科目是不是容易及格 2.78 .92 2.75 .94 3.89** 上課時段 2.97 .87 3.04 .89 -8.57** 授課老師的風評 3.07 .85 3.16 .86 -12.74** 興趣 3.35 .76 3.33 .80 3.59** 課程內容的實用性 2.96 .86 2.97 .87 -1.28** 自己的修課計畫 2.62 1.03 2.61 1.08 1.59** 註:九十二學年度大一到九十四學年度大三縱貫資料 n=19,491 **p < .01.

一、外在資訊與自主動機對學習投入的模式驗證

本學習投入模式考驗的結果採多元指標進行評估,絕對適配指標方面,因為人數達 24,581 人,遠超過 200 人,而影響此指標 χ2=2804(p < .01);GFI= .98,AGFI= .95,均達到 .90 以上的標準;RMSEA= .07,顯示有不錯的適配度。在相對適配指標方面,NFI= .92,達到 .90 以上的標準。在簡效適配指標方面,PNFI= .62,達到 .50 以上的標準,CN=371.18,達到 200以上的標準,整體而言模式有不錯的適配度。 在測量模式方面,潛在變項與觀察變項之因素負荷量的標準化參數估計值均達統計考驗 的顯著水準,各參數標準化估計值如圖 4,可看出本研究潛在變項的測量有良好的品質。潛在 變項相關矩陣如表 5 所列,各潛在變項之間兩兩相關的絕對值介於 .19~ .48 之間,並沒有超 過 .90,顯示各潛在變項彼此間的獨立性符合評鑑標準。 在結構模式的關係上,參酌圖 4 探究動機對「學習投入」的影響效果,「外在資訊動機」 影響參數的標準化估計值為-.45,達顯著水準,反映出負向的關聯性;相反地,「自主性動機」 影響參數的標準化為 .54,也同樣達顯著水準。意即以學習投入為潛在依變項時,二大潛在自 變項的預測關聯性方向並不相同,外在資訊動機影響愈大的大學生,對於學習投入的狀況就 愈差,而自主性動機影響愈大者則會有愈好的學習投入,與本研究預期結果相符,展現出自 我決定理論對於不同類型的動機調節會有不同的投入與感受的主張一致(廖鳳池,1992;Deci & Ryan, 1985; Ryan & Deci, 2000)。大學生的選課是學期初的決定行為,由此行為的影響因素 反映出大學生對於自主學習的態度和傾向,本研究結果也驗證「自主性動機」愈高的學生則 「學習投入」也愈多,反之亦然;相對地,較受「外在資訊動機」影響的學生則其自主學習 傾向較低,「學習投入」也較低。顯示出臺灣大學生的學習投入同樣受到「自主性動機」的 影響甚鉅,雖然華人文化的社會取向未如西方文化對於個體自主的強調(楊國樞,2002), 顯示在此類較個人領域的學習動機方面,自我決定理論仍有跨文化的類似反應(Ryan & Deci,

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 169 表 5 大學生學習模式的潛在依變項與自變項的相關矩陣 學習投入 外在資訊動機 自主性動機 學習投入 1.00 外在資訊動機 -.19 1.00 自主性動機 .32 .48 1.00 2006)。

二、縱貫資料分析自主性動機與學習投入時間交互影響關係

自主動機與學習投入交互影響模式考驗的結果,絕對適配指標方面,因為人數達 18,387 人,遠超過 200 人,而影響此指標 χ2=1264.29(p < .01);GFI= .99,AGFI= .97,均達 到 .90 以上的標準;RMSEA= .05,達到 .05 以下的標準,顯示有良好的適配度。在相對適 配指標方面,NFI= .96,達到 .90 以上的標準。在簡效適配指標方面,PNFI= .62,達到 .50 以上的標準,CN=724.26,達到 200 以上的標準,整體而言模式有良好的適配度。 在測量模式方面,所有觀察變項之參數均達統計考驗的顯著水準,各參數標準化估計值 如圖 5,可看出本研究潛在變項的測量有良好的品質。潛在變項相關矩陣如表 6 所列,各潛在 變項之間兩兩相關的絕對值介於 .18~ .52 之間,並沒有超過 .90,顯示各潛在變項彼此間的 獨立性符合評鑑標準。 在結構模式的關係上,由於採取交叉延宕分析,以驗證二個時間點的交互影響效應,同 樣參照圖 5,九十四學年度受到九十二學年度同樣潛在變項影響代表穩定效果的統計控制, 圖4 大學生學習投入模式圖及各估計標準化參數結果 **p < .01. 容易及格 上課時段 授課老師風評 外在資訊 動機 興趣 課程實用性 自己的修課 計畫 自主性 動機 主動學習 學習成果滿 意度 預習與複習 課業 學習 投入 .37** .88** .55** .64** .53** .49** .51** .70** .85** 60** .68** .71** .67** .70** .55** -.45** .54** .80** .35** .38** .74** .48**

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170 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢 興趣 課程實用性 自己的修課 計畫 九十二學 年度自主性 動機 預習與複習 課業 找資料 課程實用性 自己的修課 計畫 九十四學 年度自主性 動機 九十二學 年度學習投 入時間 九十四學 年度學習投 入時間 預習與複習 課業 找資料 興趣 .64** .69** .62** .63** .41** .77** .61** .60** .62** .56** .45** .50** .09* .08* .61** .45** .68** .57** .74** .62** .60** .62** .64** .62** .22** .78** .72** .13* 圖5 自主性動機與學習投入時間交互影響模式及各估計標準化參數結果 * p < .05. **p < .01. 表 6 自主性動機與學習投入時間交互影響模式潛在依變項與自變項的相關矩陣 九十四學年度 九十二學年度 潛在變項 自主性動機 學習投入時間 自主性動機 學習投入時間 自主性動機 1.00 九十四學年度 學習投入時間 .26 1.00 自主性動機 .46 .19 1.00 九十二學年度 學習投入時間 .18 .52 .22 1.00 「自主性動機」、「學習投入時間」的標準化估計參數分別為 .45 與 .50,均達顯著水準;至 於排除穩定效果後,檢視主要的交叉效果,九十二學年度「自主性動機」對九十四學年度「學 習投入時間」參數的標準化估計值為 .09,另一個交叉值九十二學年度「學習投入時間」對九 十四學年度「自主性動機」參數的標準化估計值則為 .08,二參數均達顯著水準,其結果顯示 二者為交互效果。由時間前後因果關係的推論可看到「自主性動機」與「學習投入時間」之 間有積極的良性循環效果,即先前學期有較高自主性動機會促進下學年度後續學習投入時間 愈多,而先前有較多學習投入也會促發後續有較高的自主性動機的傾向,反之亦然,是以二 者展現出正向的良性循環。

三、縱貫資料分析外在資訊動機與學習投入時間交互影響關係

外在資訊動機與學習投入交互影響模式考驗的結果,絕對適配指標方面,因為人數達 18,387人,遠超過 200 人,而影響此指標 χ2=2679.45(p < .01);GFI= .97,AGFI= .95,

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 171 均達到 .90 以上的標準;RMSEA= .07,顯示有不錯的適配度。在相對適配指標方面,NFI = .92,達到 .90 以上的標準。在簡效適配指標方面,PNFI= .59,達到 .50 以上的標準,CN =349.01,達到 200 以上的標準,整體而言模式有良好到不錯的適配度。 在測量模式方面,所有觀察變項之參數均達統計考驗的顯著水準,各參數標準化估計值 如圖 6,可看出本研究潛在變項的測量有良好的品質。潛在變項相關矩陣如表 7 所列,各潛在 變項之間兩兩相關的絕對值介於 .01~ .52 之間,並沒有超過 .90,顯示各潛在變項彼此間的 獨立性符合評鑑標準。 圖6 外在資訊動機與學習投入時間的交互影響模式及各估計標準化參數結果 *p < .05. **p < .01. 表 7 外在資訊動機與學習投入時間交互影響模式潛在依變項與自變項相關矩陣 九十四學年度 九十二學年度 潛在變項 自主性動機 學習投入時間 自主性動機 學習投入時間 外在資訊動機 1.00 九十四學年度 學習投入時間 -.03 1.00 外在資訊動機 -.40 1.02 1.00 九十二學年度 學習投入時間 -.03 1.52 1.01 1.00 在結構模式的關係上,同樣參照圖 6,以交叉延宕分析交互影響效果,由於九十四學年度 受到九十二學年度穩定效果的統計控制,「外在資訊動機」與「學習投入時間」於二個時間 點之間的標準化估計參數分別為 .40 與 .52,均達顯著水準;至於排除穩定效果後,檢視主要 容易及格 上課時段 授課老師 風評 九十二學 年度外在 資訊動機 預習與複習 課業 找資料 上課時段 授課老師 風評 九十四學 年度外在 資訊動機 九十二學 年度學習投 入時間 九十四學 年度學習投 入時間 預習與複習 課業 找資料 容易及格 .55** .70** .60** .53** .41** .77** .69** .67** .63** .55** .40** .52** .01 -.04* .60** .53** .55** .77** .69** .63** .64** .58** .60** .66** .01 .84** .73** .01

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172 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢 的交叉效果,九十二學年度「外在資訊動機」對九十四學年度「學習投入時間」的標準化估 計參數為 .01,未達顯著水準;另一個交叉值九十二學年度「學習投入時間」對九十四學年度 「外在資訊動機」的標準化估計參數則為-.04,達顯著水準,此結果顯示只有學習投入時間對 後續的外在資訊動機有單向且負面的影響效果。本研究原本假設「外在資訊動機」與「學習 投入時間」之間為負向的交互影響效果;然而,結果卻僅呈現九十二學年度大一學習投入時 間愈少者,在九十四學年度大三時則愈傾向採取外在資訊動機,但是相反的由九十二學年度 大一外在資訊動機的傾向對九十四學年度大三的學習投入時間的影響關係則未達統計考驗的 顯著性。由此推論,外在資訊動機可能並非是學習投入不足的先前事件,也許因為之前學習 投入時間太少,導致學業成績不佳,進而造成下學年度選課時採取妥協的外在資訊考量,更 關心外在誘因的評估,是以,更缺乏自主學習的動力。

伍、結論與建議

一、結論

整體而言,本研究之學習投入模式與實證資料間具良好的適配度。大學生在學習行為、 滿意度與時間的學習投入上受到自主性動機(興趣、實用性與修課計畫等理由)的正向影響, 但是受到外在資訊動機(及格、老師風評與修課時段等理由)的負向影響,顯示引導大學生 採取積極與自主學習態度的重要性。此外,由九十二學年度大一與九十四學年度大三的二個 時間點的縱貫資料進行交叉延宕分析,結果顯示從時間前後的因果推論上,自主性動機與學 習投入時間二個潛在變項之間有正向的交互影響,而九十二學年度大一學生學習投入時間則 對九十四學年度大三學生外在資訊動機則有單向且負向的影響效果。綜而言之,出於興趣與 個人決定的自主性選課動機與學習中主動投入在學習歷程中展現正向的良性循環,相對於學 習投入較差的表現則會影響後續選課時採取更多外在資訊的評估,而可能更失去個人自主學 習的目標與理想性,此二者可作為大專院校學習輔導時加強學生自主學習策略與習慣,提早 鼓勵學生進行生涯規劃之參考。

二、建議

本研究採取次級資料庫的部分題項進行再分析,得於臺灣高等教育資料庫嚴謹的取樣而 有助於完整地探究臺灣地區大學生的學習動機狀況,此次級資料庫豐富的內容與省去資料蒐 集的便利性成為本研究的最大助力。然而,相對的研究限制則在於本研究中自我決定理論中 自我調節的動機類型則無法完全對應於理論的構念,是以受限於既有的題項,遂僅能透過重 要因素的重新命名與信效度資料的佐證來進行理論與實證資料之間的連結。未來研究可朝向 更符合理論的測量,或是透過學期前後測加以設計以更確認不同動機類型與學習投入之間的

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 173 關係。 至於交叉延宕分析以檢驗時間前後的因果推論上,因為高年級大學生比低年級有清楚的 生涯計畫(關永馨、齊隆鯤,2006),相對地持自主性動機的學生比例與狀態可能不同,而 本研究因為次級資料庫僅有大一到大三間隔 2 年的二個時間點資料,是以無法更有效檢驗跨 時間的衰退效果與不同時間點同變項的變異數是否具同質性等,這些因素都可能干擾因果推 論的重要訊息,建議未來研究可以採取多時間點的取樣與設計,以求得更嚴謹的因果模式推 論(Kenny, 1975; Shingles, 1985)。 本研究結果顯示自主性動機對大學生投入學習具有正向的循環效果,至於單向的低落學 習投入則會促動更多外在資訊的選課考量,即逃避不良結果(例如:不及格、不佳的上課時 間)的外控反應,大抵符合自我決定論強調自主與可掌控的觀點。因此,在學習輔導的過程 中可以鼓勵學生採取內在與自主動機調節策略,例如:「未來會有用」、「增加興趣」、「擴增實 用性」等認知評估的調整與覺察(程炳林,2002),可以結合未來的生涯規劃與提升專業能力, 透過認真投入的充實更增加了自我掌控的成就感,也會樂於繼續努力學習,形成正向循環。 此外,也需要對於太疏於學習投入者即時的提醒與導正,以免引起更多逃避努力或避免失敗 的學習動機型態。

誌謝

本研究感謝國立臺灣師範大學教育評鑑與發展研究中心所提供高等教育資料庫九十二學 年度大一學生連結九十四學年度大三學生部分問卷資料,使本研究得以順利完成。

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174 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 179

附錄一 大學生學習投入模式相關矩陣

潛在變項 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1. 容易及格 - 2. 上課時段 0.43 0- 3. 授課老師風評 0.42 .47 - 4. 興趣 0.15 .28 0.37 0- 5. 課程實用性 0.07 .18 0.27 0.47 0- 6. 自己的修課計畫 0.04 .16 0.20 0.34 0.42 0- 7. 主動學習 -.22 -.12 -.04 0.11 0.18 0.18 0- 8. 學習成果滿意度 -.09 -.05 -.00 0.06 0.08 0.09 00.28 0- 9. 預習與複習課業時 間 -.08 -.00 0.05 0.12 0.14 0.12 00.31 0.12 0- 平均數 2.76 3.04 3.16 3.32 2.96 2.60 12.28 2.72 4.28 標準差 0.94 0.88 0.85 0.79 0.87 1.08 02.18 0.77 2.49

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180 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢

附錄二 自主性動機與學習投入時間交互影響模式

相關矩陣

潛在變項 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1. 九十二學年度興趣 00- 2. 九十二學年度課程實用 性 0.47 0- 3. 九十二學年度自己的修 課計畫 0.35 0.47 0- 4. 九十二學年度預習與複 習課業時間 0.06 0.10 0.11 0- 5. 九十二學年度上網找課 業資料時間 0.06 0.10 0.11 0.35 0- 6. 九十四學年度興趣 0.26 0.19 0.16 0.05 0.06 - 7. 九十四學年度課程實用 性 0.19 0.26 0.19 0.08 0.08 0.47 0- 8. 九十四學年度自己的修 課計畫 0.16 0.18 0.28 0.09 0.07 0.34 0.42 0- 9. 九十四學年度預習與複 習課業時間 0.06 0.08 0.09 0.23 0.15 0.07 0.09 0.09 0- 10. 九十四學年度上網找課 業資料時間 0.08 0.09 0.90 0.17 0.20 0.12 0.13 0.12 .37 - 平均數 3.35 2.97 2.62 1.60 1.19 3.33 2.98 2.61 2.05 2.28 標準差 0.76 0.86 1.03 0.97 0.76 0.79 0.87 1.08 1.22 1.77

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李宜玫、孫頌賢 大學生選課自主性動機 181

附錄三 外在資訊動機與學習投入時間交互影響模式

相關矩陣

潛在變項 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1. 九十二學年度及格 0- 2. 九十二學年度上課時段 0.51 0- 3. 九十二學年度授課老師 風評 0.45 0.53 0- 4. 九十二學年度預習與複 習課業時間 -.07 -.00 0.03 0- 5. 九十二學年度上網找課 業資料時間 -.02 0.02 0.05 0.35 0- 6. 九十四學年度及格 0.33 0.15 0.13 -.06 -.03 0- 7. 九十四學年度上課時段 0.17 0.23 0.15 -.02 -.00 0.43 0- 8. 九十四學年度授課老師 風評 0.16 0.16 0.25 0.01 0.02 0.42 0.47 0- 9. 九十二學年度預習與複 習課業時間 -.04 0.01 0.04 0.23 0.15 -.07 -.03 0.02 0- 10. 九十二學年度上網找課 業資料時間 -.04 0.02 0.05 0.17 0.20 -.06 0.01 0.06 0.37 0- 平均數 2.78 2.97 3.07 1.60 1.19 2.75 3.04 3.17 2.05 2.28 標準差 0.92 0.86 0.85 0.97 0.76 0.94 0.89 0.85 1.22 1.77

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182 大學生選課自主性動機 李宜玫、孫頌賢

Journal of Research in Education Sciences 2010, 55(1), 155-182

The Relationship between Autonomous

Motivation of Course-Taking and Learning

Engagement on College Students

Yi-Mei Lee

Sung-Hsien Sun

Department of Psychology and Counseling,

National Taipei University of Education Associate Professor

Department of Psychology and Counseling, National Taipei University of Education

Assistant Professor

Abstract

The purposes of this study were to explore the effects of courses-taking motivation to learning engagement on college students. And it was emphasized that there were positive and reciprocal relationships between autonomous motivation and learning engagement. Using the items of questionnaire data from “Integrated Higher Education Database System in Taiwan”, the study attempted to examine the goodness of fit about college students’ learning engagement model (n= 24,581, 94 year) and reciprocal effects with cross-lagged analysis (n=18,378, cross-sectional data from 92 to 94 year). Results of the study indicate that: (a) The empirical verification of goodness of fit of college students’ learning engagement model are fine. (b) Structural analysis reveals positive relationships between autonomous motivation (interesting, practicability and plan) and learning engagement. (c) Structural analysis reveals negative relationships between extrinsic informational motivation (passing, appreciation of teacher and course time scale) and learning engagement. (d) Cross-sectional data indicate that there are positively reciprocal effects between autonomous motivation and learning engagement time, but learning engagement time has single negative effect to extrinsic informational motivation. In sum, autonomous motivation and learning engagement have emerged virtuous circle during longtime learning process. In opposition to the less learning engagement has effected on more cognition evaluation of extrinsic informational motivation, and the less ideal and prepared autonomous learning. Based on those results, implication for learning guidance about autonomous learning and career planning on college students are considered.

Keywords: cross-lagged panel analysis, autonomous motivation, self-determination theory, learning engagement

參考文獻

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