補救教學中個別化教學對學生學習成效之影響分析

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余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 247 教育科學研究期刊第六十三卷第一期 2018 年，63（1），247-271 doi:10.6209/JORIES.2018.63(1).08

補救教學中個別化教學對學生學習成效之

影響分析

余民寧

*

李昭鋆

國立政治大學教育學系國立政治大學教育學系

摘要

本研究運用結構方程式模型中的中介模型，探索個別化教學透過自我歸因、學習動機等因素，對補救教學學習成效之影響關係的探討；樣本乃抽取臺灣地區國中、國小參與補救教學的學生共 2,168 人。本研究先進行個別化教學對學習成效直接影響效果的檢測，發現其標準化迴歸係數為 .86，達顯著。進一步分析則發現，部分中介模型優於完全中介模型。故本研究歸納得出的結論為：個別化教學能夠直接影響補救教學學生的學習成效，且個別化教學亦可透過自我歸因、學習動機等因素，間接影響補救教學學生的學習成效。根據上述結果，本研究提出結論與對教育當局的建議。關鍵詞：中介效果、個別化教學、結構方程式模型、補救教學、學習成效通訊作者：李昭鋆，E-mail: 102152502@nccu.edu.tw 收稿日期：2016/02/16；修正日期：2017/08/30、2017/11/21；接受日期：2017/11/23。

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248 補救教學對學習成效余民寧、李昭鋆

壹、前言

由於學習速度的落差及起始點的不同，針對學習落後的學生進行補救教學，在國外已行之有年，而對補救教學研究之相關文獻，亦已累積相當的數量（陳淑麗、曾世杰、洪儷瑜， 2006；陳淑麗、曾世杰、張毓仁，2015；Magnan & Ecalle, 2006; Raval, McKenney, & Pieters, 2014）。然而，回顧國內，自從政府發現學習有城鄉差距且不能完全齊一速度之後，逐漸推動多項政策，包括早期的教育優先區，以及晚近的攜手計畫、《國民中小學及幼稚園弱勢學生實施要點》，期能透過資源的整合介入，有效提升弱勢、落後學生的學習成就（劉鎮寧，2016）。國內的補救教學方案，自攜手計畫於 2005 年推動以來，已歷經 12 個年頭。回顧過去國內的研究，探討補救教學成效的論文，大致可分為三個類型：第一種類型是運用電腦於補救教學，探討電腦化是否能提升補救教學的成效（吳鐵雄，1983；周雅釧、黃志勝、施淑娟、郭伯臣， 2009；劉育隆、曾筱倩、郭伯臣，2006）；第二種類型是分析某一種補救教學方法的使用，是否有顯著提升低成就學生的學習水平（陳淑麗等，2006）；第三種類型則是探討運用某一課程設計所規劃的補救教學方案，是否確實卓有成效（劉鎮寧，2016）。在這些研究中，大部分的結論皆指出補救教學確實卓有成效（周雅釧等，2009；陳淑麗等，2006），少部分則指出補救教學有需要改進的地方（劉鎮寧，2016）。然而，在眾多的研究中，至今為止仍未有一篇研究能廣泛地探討影響補救教學學習成效的因素為何，殊為可惜。此外，如同過去的文獻發現，個別化教學和直接教學法是提升低成就學生最重要的方法（陳梅芳、劉安倫、廖雪華、楊美雪、林聯賓，2004），亦有文獻指出個別化教學是評鑑補救教學優劣之重要指標（劉鎮寧，2016）。故，研究個別化教學如何影響補救教學的學習成效，是一個相當重要的議題；而歸納其可能影響的方式，不外乎有三種：第一種是直接影響，個別化教學直接決定了學生的吸收程度（Idol, 2010）；另一種是間接影響，易言之，個別化教學並非直接提升學生的學習成效，而是改變其自我歸因、內在動機等因素，進而提升學習成效；第三種則是個別化教學直接提升了學生的學習成效，但同時亦透過改變自我歸因、內在動機等因素，更加提升其學習成效（林妙鞠、楊德清，2011；林宗翰、姚如芬，2011）。因此，若能運用統計模型來釐清個別化教學的影響方式與路徑，則研究成果將有助於日後作為教育當局推動未來補救教學的決策參考。綜合上述，本研究目的乃鎖定在探究個別化教學如何影響補救教學的成效，並擬回答下列研究問題：一、在補救教學中，個別化教學是否直接影響學習成效？二、在補救教學中，個別化教學是否透過自我歸因、學習動機等因素而影響學習成效？

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余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 249 三、在補救教學中，個別化教學是否直接影響學習成效，且同時又透過自我歸因、目標導向、學習動機等因素而間接影響學習成效？

貳、文獻探討

一、補教教學的現況

我國的補救教學最早可追溯自 1996 年的教育優先區計畫，此計畫乃是改善偏鄉學生學習落後的情況，至 2006 年，教育部推動攜手計畫，將「教育優先區」計畫的精神擴張至全國，及至 2011 年，教育部整合兩方案為「國民小學及國民中學補救教學實施方案」以針對學業落後的學生補救其學科基礎（許金城，2016）。而為了找出這些需補救的學生，乃要求低成就的學生參加由教育部建置的電腦化題庫篩選測驗，凡是未通過篩選測驗者，教師需知會家長，若家長同意，則該生必須參加課後的補救教學（許金城，2016）。一般而言，補救教學乃利用課餘的時間，一個星期約上 1 至 3 天；而開課班級人數約 6-12 人，屬小班教學，並施以個別化輔導，寒暑假亦可開設課程，課程多半以學業科目為主，如數學、英語、國語，少數會有社會、自然及其他科目（許金城，2016）。另外，在師資方面則由現職教師、退休教師或透過「國民小學與國民中學補救教學方案人才招募專區」招募合格師資，所有師資皆須參加 18 小時的補救教學研習，以確保有能力落實補救教學方案（許金城， 2016；許美香，2016）。於補救教學結束後，通常參與的教師必須填寫課程紀錄、自我評量表、教學日誌、學生課業輔導紀錄、學生學習能力紀錄等，並做成檔案（黃玉幸，2016）。而行政在整個流程中則扮演輔助的角色，其工作包括協助篩選學生、經費的核銷、師資的遴聘、其他庶務的協助、資源的整合，甚至在有些偏遠地區，家長不願意送學生參加補救教學，主任還需要接送學生，以鼓勵家長讓學生來參加補救教學（許金城，2016；黃玉幸， 2016）。

二、影響補救教學學習成效之因素

在教學成效上，影響補救教學成效之因素，猶如影響學業成就之因素一樣，可分為兩種：（一）外在因素：包括社經地位、教師的教學、父母的教養；（二）內在因素：包含智力因素、非智力因素等（朱敬先，1997；張春興，2007；Slavin, 2013）。在這些眾多的因素中，過去的文獻指出，有些因素與學校教育息息相關，其中最常被提及的當屬「廣義的學習態度」，在教育心理學教科書中常被提及者，包含學習動機、成敗歸因、成就動機、目標導向、自我價值等（朱敬先，1997；張春興，2007；Slavin, 2013）。在這五個因素中，學習動機與成就動機十分相似，成就動機是長期的、連續性的，是學生人格特質的一部分；而學習動機則是較為短暫性的、情境性的（張春興，2007）。由於本研

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250 補救教學對學習成效余民寧、李昭鋆究目的乃在探索影響補救教學之學習成效的因素為何，其進行教學時間不長且多半集中在學習上，故本研究不擬探討長期性，為人格特質一部分的成就動機，而是僅探討情境性的學習動機。另外，目標導向是學習動機理論的一支（林晏瑛、程炳林，2014），而自我價值論則是解釋學生為何不願意努力學習的原因（Covington, 1984; Dweck, 1986），因此，為了避免重疊測量，本研究亦不納入研究變項。另外，補救教學與一般教學最大的差異，乃在於個別化教學較易實施。在一般班級的教學情境下，由於人數較多，實施個別化教學較為困難；但在補救教學情境中，由於人數較少，較易實施差異化教學，使教學客製化，進而提升學生的學習成效（朱家儀、黃秀霜、陳惠萍， 2013；劉素珠、施又瑀、黃彥融，2014；劉鎮寧，2016；Hines, Speece, Walker, & DaDeppo, 2007; Idol, 2010; Ross, Smith, Lohr, & McNelis, 1994）。事實上，過去的研究亦指出，個別化教學和直接教學法對於低成就學生最為有效（陳梅芳等，2004），故本研究將個別化教學納入研究探討的變項中。

三、自我歸因、學習動機、個別化教學之意涵

如上所述，本研究的預測變項有自我歸因、學習動機、個別化教學等三項。自我歸因、學習動機屬於學生的內在特質，個別化教學則屬於教學者的教學方法。為了讓本研究之預測變項意義更明確，乃先簡述其定義內涵，之後再討論本研究對此三個變項的定義。在自我歸因方面，依張春興（2007）歸納的定義可指學生對學習成敗所做的歸因，而其內涵依 Weiner（1974）的研究，則包括三個向度六個因素，所謂三向度分別是因素來源（分為內、外在兩個層面）、穩定度（分為穩定與不穩定）及控制性（分為可控制性、不可控制性）。而由此三個向度所決定的六個重要因素，包括有：能力、努力、工作難度、運氣、身心狀態、其他。藉由此三向度六因素，可以分析瞭解學生成敗歸因的方式。在學習動機方面，依過去研究者的定義，意指引起學生學習，並使其投入教師設定學習方向的內在歷程（張春興，2007）。不過，學習動機在內涵上的看法較為分歧，有的將學習動機分為內在學習動機和外在學習動機（Slavin, 2013），亦有將學習動機區分為情感、預期、價值三種（劉政宏、張景緩、許鼎延、張瓊文，2005）。雖然，分類方法差異很大，然而，大部分學者與張春興（2007）的定義大同小異，是故本研究亦認為學習動機可定義為：「讓學生願意投入教師設定之學習目標之內在歷程」。在個別化教學方面，其意指學生依據教材內容自訂學習步調，以因材施教，達成學習目標的方式（許民陽、王郁軒、梁添水，2005）。根據定義，個別化教學的內涵，過去的研究者曾指出有六個層面，即目標設定、教材設定、教材內容、時間進度、督導激勵、評量練習，並用此六個層面評定個別化教學的程度（呂錘卿、曾榮華、陳韻如，2006）。綜上所述，可發現不論是自我歸因、學習動機或個別化教學，其內涵都相當豐富，若要

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余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 251 將各層面全部包含在內，則施測題數勢必過多，囿於施測時間有限及考量學生的身心負荷，擬訂的問卷題目數必然不可過多。因此，本研究僅根據定義編製量表，而不包括所有層面的細項問題。

四、在補救教學下，各影響因子對學習成效之路徑關係

回顧過去文獻，在探討自我歸因、學習動機、個別化教學對學習成效之影響關係上，多半著眼於一般的學生（阮孝齊，2015；許崇憲，2012；羅文秀、張淑玲，2005；Chodkiewicz & Boyle, 2016; Kikas, Silinskas, Jõgi, & Soodla, 2016; Lazowski & Hulleman, 2016; Wirthwein, Sparfeldt, Pinquart, Wegerer, & Steinmayr, 2013），僅有少數的研究是從補救教學的情境和立場出發，探究其間可能的影響關係（李孟峰、連廷嘉，2010；許民陽等，2005；Huang & Yang, 2015; Idol, 2010; Menec et al., 1994）。在這些因素中，最常被提及的是學習動機；大部分的教師皆認為學生之所以學業成績低落必須參加補救教學，其最主要的原因皆與其學習動機低落有關（李麗君，2012；陳淑麗，2008）；透過補救教學，往往可以同步提升學習動機與學習成效（郭明堂、黃涵鈺，2009；Huang & Yang, 2015）。從這一角度來看，顯然激勵其學習動機是提升補救教學學習成效的一種有效方法（李孟峰、連廷嘉，2010；湯維玲、蔡佩娟，2013）。除了學習動機外，另一個亦被探究的則是個別化教學。雖然，過去的文獻並未直接探究個別化教學對補救教學成效的影響，但對補救教學的評鑑報告卻以此作為評鑑指標（劉鎮寧， 2016），且亦有研究指出個別化教學是顯著提升低成就學生的最佳方法之一（陳梅芳等， 2004）。由此可知，個別化教學是影響補救教學的關鍵因素。若個別化教學確實是一個重要的關鍵因素，則個別化教學影響學習成效很可能是透過兩個途徑：第一個途徑即是個別化教學法對學生的改變僅是改變學習認知，不涉及對學習動機等之改變，而直接影響學習成效及學習滿意度；第二個途徑則是透過學習動機等因素，對學習成效產生間接的影響。若第二個途徑的說法成立，則可以得知過去文獻所指稱的在補救教學情境下，提升學習動機有助於提升學習成效的見解（李麗君，2012），就並非只是單純意指激勵學習動機而已，亦是指教學的改變本身即能激勵學習動機（林妙鞠、楊德清，2011；林宗翰、姚如芬，2011）。綜合上述，雖然過去文獻已說明在補救教學中，學習動機、個別化教學對學習成效的影響關係（李麗君，2012；林妙鞠、楊德清，2011；陳梅芳等，2004），但也由於過去文獻皆支持自我歸因、目標導向對一般學生的學習成效具有影響（許崇憲，2012；羅文秀、張淑玲， 2005；Chodkiewicz & Boyle, 2016; Erhel & Jamet, 2016; Zhang, Watermann, & Daniel, 2016），故本研究亦將之納入研究範疇。如同過去文獻所指出的，個別化教學是補救教學的關鍵因素，所以個別化教學可能如同學習動機一般，可對學習成效產生直接的影響，亦有可能透過中介變項（如學習動機、自我歸因等因素）對學習成效產生間接的影響。雖然，目前仍未有文獻明確以中介變項的角度來探究此問題，但卻有許多研究間接指出此方向的可能性（林妙鞠、

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252 補救教學對學習成效余民寧、李昭鋆楊德清，2011；林宗翰、姚如芬，2011）。因此，本研究將透過實證資料分析，以瞭解其中是否有中介效果的關係存在。

參、研究方法

一、研究對象

本研究採隨機抽樣，抽取臺灣地區各縣市公立國民中、小學有開辦補救教學方案的 500 所學校。擬每校各寄發 5 份問卷（問卷內容如下節所述），隨同各校向教育部國民及學前教育署（以下簡稱國教署）申請開辦補救教學方案時，併同實施抽樣調查。最後，回收及刪除無效填答者問卷後，共計獲得 2,168 份有效問卷；其中男生 1,200 人、女生 937 人；在受試者的年級分布上，二年級 94 人、三年級 158 人、四年級 199 人、五年級 297人、六年級 263 人、七年級 494 人、八年級 470 人、九年級 156 人。另外，不論量表或背景變項，問卷皆有遺漏值，故本研究針對量表部分採用直接平均數取代法，以利進行下一步分析，而背景變項的遺漏值則不予處理（邱皓政，2003）。

二、研究工具及變項

本研究根據近幾年教育部國教署所規劃推動的補教教學政策內涵，國內、外大型資料庫問卷的設計題項，以及政策推動後對此議題進行探索研究的國內相關文獻的評閱心得，歸納整理出六個與補救教學學習成效相關的影響構面（即自我歸因、目標導向、學習動機、個別化教學、學習滿意度及學習成效），並參考多方研究證據的說法，據以設計一份專供本研究使用的調查問卷，題目內容如表 1 所示。本問卷外加五題背景變項的問項，如：受試者的性別、年級、是否第一次參加補救教學、放學後還花多少時間在補救教學科目的學習上、最擅長的學習領域為何等，以構成一份完整的調查問卷，作為探究影響補救教學學習成效因素之用。本研究針對所擬的六個構面，各設計多題不等的問項題目，共計 37 題，用以作為表徵各因素的測量指標。填答時，受試者只要針對每題問題內容，再從「完全不同意」到「完全同意」的四等第李克特式評定量尺（four-point Likert’s type rating scale）上，勾選其中一個選項作答即可。分別給予 1 至 4 分不等的分數計分；分數愈高，即表示受試者愈同意各題目內容所述之情況。但值得注意的是，其中的自我歸因構面所使用的兩個題目皆為反向敘述題目，為了使其結果易於解釋一致起見，乃將其進行反向計分。

茲將本調查問卷中的六個構面先進行量表的驗證性因素分析，並整理分析結果如下。從適配度來看，可發現其卡方值為 3811.50，GFI＝ .90，NNFI＝ .90，SRMR＝ .04，CFI＝ .95， RMSEA＝ .05，顯示適配度良好，可進一步分析各構面的因素負荷量。

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余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 253 表 1 本研究調查問卷的各個測量題項及其所歸屬之因素構面因素構面題目內容一、自我歸因題項1 我再怎樣努力，補救教學科目還是一樣考不好。題項2 因為運氣不好，所以我的補救教學科目還是一樣考不好。二、目標導向題項3 我希望參加補救教學能幫我學習到更深入又有趣的知識。題項4 在補救教學時，我喜歡能引起我好奇的上課內容，就算難一點也沒關係。題項5 我喜歡學到更多東西的補教教學內容。題項6 盡我所能瞭解補救教學上課內容，對我來說是重要的。題項7 我想要完全瞭解補救教學時老師教的所有內容。題項8 對我來說，成績比別人進步的多，是一件重要的事。題項9 在補救教學時，當我對練習題愈做愈有自信時，我覺得很有成就感。題項10 在補救教學時，當我解決一個以前不會的問題時，我覺得很有成就感。題項11 在補救教學時，當我的想法被老師認可時，我覺得很有成就感。題項12 因為想要表現得比其他同學好，所以我會更努力。三、學習動機題項13 我喜歡補救教學中有挑戰性的內容，這樣才可以學到東西。題項14 我覺得補救教學所學的東西對我很有幫助。題項15 我會想說，只要我願意，就可以學好。題項16 我會想說，只要我用心學習就一定比別人進步的多。題項17 我會想說，趕快寫完作業就輕鬆了。題項18 考試成績有進步，我會給自己一個「讚」。四、個別化教學題項19 補救教學上課使用的教材，都是我能理解的內容。題項20 補救教學上課會依照我理解的情況，安排不同的進度。題項21 我覺得補救教學老師關心每位學生的學習。題項22 當我在課業上有需要時，補救教學的老師會幫助我。題項23 當我聽不懂時，補救教學的老師會用各種方法幫助我瞭解。題項24 當我問題答錯時，補救教學老師會告訴我哪裡錯誤。題項25 補救教學老師很有耐心地幫助我瞭解。題項26 補教教學老師鼓勵我回答他問的問題。題項27 補救教學老師會用適當的方式評量我的進步情形。（續）

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254 補救教學對學習成效余民寧、李昭鋆表 1 本研究調查問卷的各個測量題項及其所歸屬之因素構面（續）因素構面題目內容五、學習滿意度題項28 我和補救教學老師互動良好、學習愉快。題項29 我和補救教學同學相處愉快。題項30 參加補救教學時，我覺得自己比較認真。題項31 參加補救教學時，我覺得自己不再害怕學習。題項32 參加補救教學時，我會樂意去面對有困難度的學習。題項33 整體而言，我喜歡去上補救教學。六、學習成效題項34 參加補救教學後，我的成績比以前進步。題項35 參加補救教學後，我比以前更喜歡這個學科。題項36 參加補救教學後，我比以前更能夠按時完成作業。題項37 參加補救教學後，我比以前對學習更有信心。從表 2～表 7 所示可知，本研究所設計的調查問卷，各個測量構面均具有理想的心理計量特質，顯示本測量工具的信度與效度良好，可作為待答問題的測量工具。其中，在自我歸因、學習滿意度、學習成效等各量表的各個測量題目上，其因素負荷量皆大於 .71，且各量表的信度亦在 .70 以上，顯示該等量表的信度與效度極為優良（Davidshofer & Murphy, 1998; Tabachnick & Fidell, 2007）；至於在目標導向及個別化教學量表方面，則有兩個題目的因素負荷量小於 .70，大於 .55，顯示該等量表的因素負荷量為尚可（Tabachnick & Fidell, 2007），且此兩量表的信度為 .90，亦顯示該等量表的信度頗佳。惟學習動機量表部分，其中一題的因素負荷量為 .29，小於 .32，故將該題刪除（Tabachnick & Fidell, 2007）。由於刪除該量表的第 17 題後，另外五題各題因素負荷量分別為 .77、 .80、 .77、 .78、 .69，總信度可維持在 .82，且解釋變異量達到 .58，顯示經過刪題後，本量表還算是信度與效度不差的測量工具（Davidshofer & Murphy, 1998）。

另外，學習滿意度和學習成效兩個量表及目標導向和學習動機兩個量表，不論是從總分或者是從因素分數來看，其間的相關皆分別高達 .96 及 .93。這樣具有高度相關的變項若同時納入資料分析恐會因變項間具有嚴重的共線性問題（collinearity）而造成估計誤差（邱皓政， 2003）；另外，從理論來看，亦有研究者認為目標導向是學習動機理論的一支（林晏瑛、程炳林，2014），若將其納入分析，也是造成重疊測量的結果。故在此因素考量下，本研究最後決定刪除學習滿意度量表、目標導向量表，僅納入學習成效量表及學習動機量表作為資料分析之依據。

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余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 255 表 2 自我歸因量表之驗證性因素分析摘要題項因素負荷量解釋變異量信度題項1 .82 題項2 .73 60% .75 表 3 目標導向量表之驗證性因素分析摘要題項因素負荷量解釋變異量信度題項3 .66 題項4 .59 題項5 .72 題項6 .76 題項7 .74 題項8 .49 題項9 .70 題項10 .67 題項11 .67 題項12 .72 46% .90 表 4 學習動機量表之探索性因素分析摘要題項因素負荷量解釋變異量信度題項13 .72 題項14 .77 題項15 .69 題項16 .71 題項17 .29 題項18 .66 44% .76 綜合上述，本研究刪除第 17 題、目標導向及學習滿意度量表後，剩餘 20 題，共計四個構面，分別為自我歸因、學習動機、個別化教學及學習成效等潛在變項。

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256 補救教學對學習成效余民寧、李昭鋆表 5 個別化教學量表之探索性因素分析摘要題項因素負荷量解釋變異量信度題項19 .66 題項20 .70 題項21 .83 題項22 .85 題項23 .86 題項24 .85 題項25 .87 題項26 .83 題項27 .85 66% .92 表 6 學習滿意度量表之探索性因素分析摘要題項因素負荷量解釋變異量信度題項28 .83 題項29 .77 題項30 .80 題項31 .84 題項32 .86 題項33 .81 57% .86 表 7 學習成效量表之探索性因素分析摘要題項因素負荷量解釋變異量信度題項34 .79 題項35 .81 題項36 .73 題項37 .83 63% .86

三、資料分析方法

本研究以結構方程式模型（structural equation modeling, SEM）作為資料分析的方法學基礎。在分析其路徑是否存在中介效果之前，先進行驗證性因素分析，以確認本資料結構擁有

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余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 257

良好的測量模型（余民寧，2006）。另外，要估計中介效果必須先估計直接效果，若此模型在直接效果顯著，則可繼續對中介效果進行估計（Hoyle & Smith, 1994）。

根據本研究之假設，個別化教學是透過多個中介變項，包括自我歸因、學習動機，進而影響學習成效。而中介效果有兩種，一種為完全中介，一種為部分中介（邱皓政，2003）。所謂完全中介，意指個別化教學完全透過自我歸因、學習動機而影響學習成效；而部分中介則是指個別化教學不只透過自我歸因、學習動機來影響學習成效，其本身對學習成效亦具有直接的影響。故本研究提出三種待驗證的結構模型，如圖 1～圖 3 所示：圖1. 模型A：直接影響效果圖2. 模型B：部分中介效果圖3. 模型C：完全中介效果為了針對所提出的模型進行選擇及判定，本研究分兩步驟進行分析（余民寧、鐘珮純、陳柏霖、許嘉家、趙珮晴，2011）。第一個步驟是判定本研究所提出的三個模型是否合理，第二個步驟則是針對提出的三個模型進行選擇（余民寧等，2011）。在第一個步驟上，已有許多研究者提出檢定的方法及指標，但這些指標往往趨於同一。本研究採用六個指標作為判準，分別為卡方檢定（chi-square statistic test）、契合度指標（goodness of fit indes, GFI）、標準化殘差均方根指數（standardized root mean square residual, SRMR）、均根近似誤（root mean square error of approximation, RMSEA）、非正規適配指標（non-normed fit index, NNFI）、比較適配指標（comparative fit index, CFI）等（邱皓政，2003； Hu & Bentler, 1999; Quintana & Maxwell, 1999）。而這些指標的判定值分別為契合度指標、非正規適配指標、比較適配指標必須大於 .90；標準化殘差均方根指數、均根近似誤必須小於 .08；至於卡方檢定，一般而言最好是不顯著，但若樣本較大時，顯著亦可接受（余民寧，2006）。自我歸因學習動機學習成效個別化教學自我歸因學習動機學習成效個別化教學個別化教學學習成效

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若所假設之模型通過第一步驟的檢定，則進行模型的選擇。在模型的選擇上，不同的研究者提出不同的選擇方法，余民寧等（2011）提出四種指標：卡方差異值、精簡正規化指標、精簡適配指標、CAIC（consistent Akaike information criterion）值等，作為判準依據；亦有研究者認為直接採用 AIC（Akaike information criterion）、CAIC 兩種指標進行選擇（邱皓政， 2003；Akaike, 1987）。本研究綜合上述，乃以卡方差異值、精簡正規化指標、精簡適配指標、 CAIC、AIC 值作為判準。

肆、研究結果

一、資料描述

本研究共使用 20 個測量變項，皆為四點量表計分，經計分後，平均數皆大於 2.5，顯示大部分學生在自我歸因、學習動機、學習成效及補救教學個別化程度皆為正向；其標準差皆小於 1，顯示各測量變項的個別差異不大。各測量變項間的相關係數介於 .08～ .79，且為顯著，表示各測量變項皆具有正向相關，各題項的描述統計和題項間的相關係數，請詳見表 8 和表 9 所示。表 8 各題項的描述統計題項平均數標準差題項平均數標準差題10 2.77 0.87 題22 3.26 0.71 題20 3.04 0.85 題23 3.27 0.73 題13 2.98 0.84 題24 3.28 0.70 題14 3.13 0.75 題25 3.26 0.72 題15 3.12 0.79 題26 3.15 0.75 題16 3.12 0.79 題27 3.16 0.75 題18 3.06 0.85 題34 2.97 0.84 題19 2.92 0.79 題35 2.84 0.90 題20 2.95 0.80 題36 2.97 0.85 題21 3.26 0.74 題37 3.04 0.85

二、中介效果之分析

本研究透過文獻探討，假設個別化教學是影響補救教學最重要的因素（陳梅芳等，2004），並認為其對學習成效之影響可能透過中介效果，例如：自我歸因、學習動機等，產生正向影響（林妙鞠、楊德清，2011；林宗翰、姚如芬，2011）。因此，本研究針對所提出的三個假想模型，運用 SEM 分別進行分析與檢驗，茲將其各種適配指標列示如表 10 所示。

(13)

余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 259 表 9 各題項間之相關係數題1 題2 題13 題14 題15 題16題18 題19題20題21題22 題23 題24 題25 題26題27 題34 題35 題36 題37 .60 .16 .17 .12 .16 .12 .13 .10 .10 .12 .11 .10 .13 .12 .12 .20 .16 .13 .17 .14 .17 .13 .15 .13 .10 .08 .15 .15 .13 .13 .14 .11 .14 .15 .12 .09 .15 .60 .49 .49 .44 .53 .50 .50 .51 .50 .48 .51 .51 .52 .51 .53 .47 .49 .53 .54 .51 .51 .54 .58 .58 .59 .56 .58 .58 .59 .57 .55 .52 .57 .61 .46 .50 .47 .52 .53 .54 .52 .55 .51 .51 .50 .46 .46 .49 .47 .47 .46 .53 .56 .55 .55 .53 .53 .54 .51 .50 .50 .54 .47 .47 .50 .52 .50 .48 .50 .53 .52 .52 .50 .49 .51 .55 .52 .52 .52 .51 .55 .55 .54 .57 .57 .53 .57 .55 .58 .55 .58 .59 .58 .60 .58 .57 .56 .57 .73 .73 .71 .71 .67 .70 .61 .58 .57 .64 .75 .75 .75 .68 .70 .63 .59 .61 .64 .75 .77 .70 .71 .63 .61 .59 .65 .77 .69 .72 .63 .60 .61 .65 .73 .73 .65 .62 .61 .67 .70 .65 .63 .63 .66 .68 .65 .64 .68 .76 .74 .78 .74 .79 .76 表 10 各模型的各項適配指標

χ2 df RMSEA GFI SRMR NNFI CFI PGFI PNFI CAIC AIC 模型A 547.92 64 .06 .96 .03 .98 .98 .67 .80 782.33 601.92 模型B 1,120.50 165 .05 .94 .03 .96 .97 .74 .84 1,511.19 1,210.49 模型C 1,325.89 166 .06 .94 .03 .96 .96 .74 .84 1,707.90 1,413.89

（一）模型 A

由於探討中介變項前，必須先瞭解潛在變項之間是否具有直接效果。故先探究直接效果模型 A，以瞭解個別化教學是否能預測學習成效。依據本研究所建立的模型，其適配指標分別為：卡方值為 547.92，達顯著；RMSEA 為 .06、SRMR 為 .03，皆小於 .08；GFI 為 .96、NNFI 為 .98、CFI 為 .98，顯示模型適配良好。進一步分析，發現個別化教學對學習成效的迴歸係數為 .86，達顯著水準，表示後續可繼續分析中介效果。

(14)

（二）模型 B

模型 B 為部分中介效果模型。依據本研究的假設，個別化教學除了直接影響學習成效外，亦有可能透過自我歸因、學習動機等因素而影響學習成效。在此模型中，其適配指標分別為：卡方值為 1120.50，達顯著；RMSEA 為 .05、SRMR 為 .03，皆小於 .08；GFI 為 .94、NNFI 為 .96、CFI 為 .97，顯示模型適配良好。而其簡效指標 PGFI＞ .50，顯示模型具備簡效性；而就其路徑分析，發現總效果標準化係數為 .86，其信賴區間為 .75～ .93，亦達顯著，間接效果為 .19，其信賴區間為 .04～ .55，亦達顯著。其路徑係數從表 11 可以發現，個別化教學對學習成效的路徑係數為 .67，達顯著。其餘部分中介變項的係數亦達顯著。表 11 模型 B 的各潛在變項間之迴歸係數影響路徑迴歸係數 t 個別化教學→自我歸因 .16** 6.56 個別化教學→學習動機 .88** 27.30 個別化教學→學習成效 .67** 15.97 自我歸因→學習成效 .05** 3.22 學習動機→學習成效 .21** 5.28 ** p ＜ .01.

（三）模型 C

模型 C 為完全中介效果模型。分析結果顯示其適配度分別為：卡方值為 1325.89；RMSEA 為 .06；GFI 為 .94；SRMR 為 .03；NNFI 為 .96；CFI 為 .96，皆符合指標預設的要求，顯示模型相當適配。個別化教學對學習成效的間接效果為 .82，信賴區間為 .72～ .91。進一步分析其路徑係數如表 12 所示，個別化教學透過自我歸因、學習動機對學習成效的影響，各路徑皆達顯著。表 12 模型 C 的各潛在變項間之迴歸係數影響路徑迴歸係數 t 個別化教學→自我歸因 .20** 7.04 個別化教學→學習動機 .94** 27.54 自我歸因→學習成效 .04** 2.22 學習動機→學習成效 .87** 33.23 ** p ＜ .01.

(15)

余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 261 從上述的模型 B 和模型 C 可以發現，卡方值在部分中介模型為 1,120.50，完全中介模型為 1,325.89，而在其他的精簡指標方面，PGFI、PNFI 兩者皆相同；CAIC 部分中介模型為 1,511.189，完全中介模型為 1,707.90；AIC 部分中介模型為 1,210.49，完全中介模型為 1,416.89；顯然的，部分中介模型在這兩個指標上皆較優，且其卡方值的差異達顯著。而再就部分中介模型中「個別化教學→學習成效」的迴歸係數來看，其值為 .67，達顯著。由此可知，選擇部分中介模型顯然較完全中介模型合理。綜合上述，可得知個別化教學一方面透過自我歸因、學習動機而影響學習成效；另一方面，其對學習成效也有直接影響效果。根據此項研究結果，可繪製如圖 4 所示。圖4. 個別化教學對學習成效的部分中介影響效果

伍、結論與建議

一、討論

回顧過去的文獻皆指出，學習動機、自我歸因的確有助於提升學習成效（阮孝齊，2015；許崇憲，2012；羅文秀、張淑玲，2005；Chodkiewicz & Boyle, 2016; Kikas et al., 2016; Lazowski & Hulleman, 2016; Wirthwein et al., 2013）。事實上，關於此變項對學習成效的正效影響，不只被文獻反覆證明，甚至已寫入教育心理學的教育書中（張春興，2007）。若再進一步探索，過去在補救教學情境下的研究亦指出，學習動機、自我歸因的正向提升會正向提升學習成效（李孟峰、連廷嘉，2010；許民陽等，2005；Huang & Yang, 2015; Idol, 2010; Menec et al., 1994）；本研究的結果亦再次確定此種路徑關係。此外，本研究在個別化教學及各學習態度（含自我歸因、學習動機）對於學習成效影響的分析中亦顯示，部分中介模型較優。由此可得知，個別化教學不只是因其具有差異化的適性教學特色，能符合每位補救教學學生的個別學習需求，因而提升其學習成效而已（此部分為直接效果）（陳梅芳等，2004；劉鎮寧，2016）；亦能正向影響廣義的學習因素（此部分為 .21 .88 .05 .16 自我歸因 .67 個別化教學學習成效學習動機

(16)

間接效果），如對學習的自我歸因、學習動機等因素，進而間接提升其學習成效（林妙鞠、楊德清，2011；林宗翰、姚如芬，2011；Huang & Yang, 2015; Idol, 2010; Mioduser, Lahav, & Nachmias, 2000）。故本研究結果認為，個別化教學除了能直接提升學生的學習成效外，同時亦能透過改變學生的學習態度（如自我歸因、學習動機等因素）來提升學習成效。由此可知，在補救教學的情境中，個別化教學扮演相當重要的角色，然而，在一般班級的教學情境下，卻因種種現實因素的考量而迴避採用個別化教學，之後，才在補救教學情境中重視個別化教學，其實是一種本末倒置的作法，且浪費國家資源與教師、學生的時間與精力。

二、結論

從過去文獻得知，針對學習落後的學生進行補救教學大部分確實有效（周雅釧等，2009；陳淑麗等，2006）。而回顧國內文獻，如前所述，補救教學的文獻可分為三類：電腦化補救教學（吳鐵雄，1983；周雅釧等，2009；劉育隆等，2006）、某種特定教學法（陳淑麗等，2006）、某種特定的課程設計（劉鎮寧，2016），然而時至今日，卻尚未有研究針對教育心理學中影響學習成效之非智力因素，如學習動機、自我歸因在補救教學中的作用進行研究，本研究即補足此方面之不足，乃本研究貢獻之一。另外，文獻亦指出，個別化教學是較具普遍性的因素，也是影響補救教學效果最重要的因素之一（陳梅芳等，2004；劉鎮寧，2016），只是目前僅知道個別化教學是提升低成就學生最重要的方法，但個別化教學究竟是如何影響學生的學習成效，則可由本研究提出之問題加以回答，此即本研究貢獻之二。本研究的發現，同時滿足三個待答問題：首先，從模型 A 可看出，個別化教學的確能直接影響補救教學學生的學習成效；其次，從模型 C 中可發現，個別化教學能透過自我歸因、學習動機等因素而影響學習成效；第三，比較模型 B 與模型 C 可發現部分中介模型較優，故自我歸因、學習動機等因素並非完全中介於個別化教學對學習成效之間的影響。故本研究結果可統整為：個別化教學能直接影響學習成效，且同時亦可透過自我歸因、學習動機等因素，部分中介地影響學習成效。除了回答待答問題之外，本研究分析各因素影響學習成效的重要性程度，從模型 B 及圖 4 所示可發現，在對學習成效的直接影響因素中，個別化教學的迴歸係數為 .67，學習動機為 .21，自我歸因為 .05，皆達顯著，且皆為正向。另外，除了直接效果之外，個別化教學亦可透過自我歸因、學習動機等因素間接影響學生的學習成效，其間接影響效果達 .19，亦為顯著。顯示直接效果與間接效果對於學習成效皆具有頗高的綜合影響效果。

三、建議

以下建議分為三部分：對實務上的建議、未來延伸研究及方法學上的建議，期望能對教

(17)

余民寧、李昭鋆補救教學對學習成效 263 育政策、教育現場以及研究發展上，能有更進一步的貢獻。

（一）對實務上的建議

1. 提升教師個別化教學知能，以利進行補救教學

本研究顯示，在補救教學中，個別化教學即使在部分中介模型中，仍是影響學習成效效果的重要因素。由此可知，政府若要提升低成就學生的學習成效，就應加強個別化教學。是故，在補救教學的師資培訓中，提升教師個別化教學知能是決定教學成敗的關鍵性要素。

2. 幫助學生建立正確的學習態度

減少低學習成就學生人數是教師、學校與政府的共同目標。然而，吾人或許不需要歸咎於學生的能力問題，而是要透過從改變教學方法著手，針對個別學生設計不同的個別化教學方案，並協助學生養成正確的歸因方式、鼓勵學生對學習產生興趣，以培養其內、外在學習動機，如此才能將教學成效落實在每一位學生的學習上。

3. 盡早在班級內對低成就學生進行「個別化補救教學」

若能盡早在班級內對低成就學生實施個別化教學，不只能符合教育心理學中適性教學的理念，亦能避免低成就學生「馬太效應」（Matthew effect）日益顯現。畢竟，補救教學實施個別化教學再如何成功，都不如一開始即在班級內得到適當的補救教學來得有成效。因此，應盡可能使低成就學生在一般課堂上即能進行「個別化補救教學」，而不需等到補救教學時才接受個別化教學。

（二）未來延伸研究的建議

1. 學生問卷與教師問卷、客觀效標交叉檢證

本研究所採用的個別化教學指標是根據學生填寫問卷的結果，以學生的角度判斷是否能理解、是否能按照其理解的情況安排不同的進度。由學生的角度來看教師教學是否達個別化教學程度，是一個重要的指標，若輔以教師問卷交叉檢證，則可獲得更完整的訊息或是更多不同的資訊。另外，我們亦可以補救教學後的成長測驗作為效標，進行學習成效的交叉檢證；若有殊異，則可提供進一步探討的空間。

2. 可探詢學生參與補救教學之意願

學生是否自願進入補救教學，將影響其學習意願與動機。按現行補救教學實施辦法的規定，是由教師提報學習低成就者參加篩選測驗，測驗不合格者再經由家長同意後，才進行補救教學，學生是否願意加入不無疑問。由於學生的學習動機對學習成效是一個很重要的中介因素，甚至會直接影響學習成效，故此議題值得作為未來再進一步探討的議題。

(18)

（三）方法學上的建議

1. 學習滿意度可納入模型研究

學習滿意度與學習成效兩者具高度相關，從統計分析的角度而言，會造成共線性問題而無法同時納入模型分析。這同時也顯示，學生在情意上感覺滿意度高的話，同時也會高度地反映在學習成效上。究竟學習滿意度是否直接影響學習成效？或透過其他因素影響呢？還有學習滿意度與個別化教學、其他學習態度之間關係，是否亦如同本研究所探究的中介模型呢？均為未來研究可進一步探討的議題。

2. 自我歸因構面之題目宜再增加

在本研究中，由於避免題目過多影響學生作答之意願，於研究初始即設計自我歸因之構面的題目僅有兩題，這是相當不足的。一般而言，一個構面的題目至少要有三題才適合分析（邱皓政，2003）。故未來研究可增加題數，使其適合 SEM 之分析，並提高試題的信度（郭生玉，2010）。

3. 質性訪談

本研究在分析過程中有許多疑問無法解答，包括補救教學在各校推行的情況，究竟只是為符應政策而辦理？為了能夠累積業績？為了申請更多經費或是真的為學生著想呢？師資的來源與實施的困難，還有前述提及教師與學生的意願如何？親、師、生們如何看待補救教學？由於問卷填答有其難以避免的社會期許反應，故一些較敏感的問題並不適合置於量化問卷中，反而較適合以深度質性訪談方式進行，以補量化研究之不足，並較能貼近教育現場，且所得的回饋才能更適切地提供政府施政參考。

4. 運用實驗研究深入驗證個別化教學在補救教學的重要性

雖然本研究運用 SEM 驗證個別化教學在補救教學的重要性，然而，本研究終究只是問卷調查的一種，不若運用實驗法驗證明確，故往後的研究可設立對照組和控制組，在實驗前針對學習動機、自我歸因、學習成就進行前測，之後，在補救教學中，實驗組採個別化教學，控制組採大班教學，並於實驗後測量學習動機、自我歸因、學習成效，瞭解實驗組與控制組是否有顯著差異，以驗證本研究理論能禁得起更嚴謹的科學檢驗。

誌謝

本文作者感謝教育部國民與學前教育署補助本研究計畫案的全部經費，同時亦感謝兩位匿名評審的寶貴建議。

(19)

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Impact of Individualized Instruction on the

Learning Outcomes of Low-Achieving

Students Who Received Remedial Instruction

Min-Ning Yu

Chao-Yun Li

Department of Education, National Chengchi University

Abstract

The study was commissioned under the contract of the K-12 Education Administration. In this study, 2,168 students in Taiwan who joined the remedial instruction program were randomly selected. A mediation model was applied to analyze the procedure by which individualized teaching influences the learning outcomes of remedial instruction through self-attribution and learning motivation. The analysis results suggested that the direct effect of individualized teaching on the learning outcome was .86. Furthermore, the partial mediation model was more acceptable than the complete mediation model. The results obtained from the partial mediation model are provided as follows: Individualized teaching affected the learning outcomes of low-achieving students who received remedial instruction directly and indirectly through self-attribution and learning motivation. Finally, on the basis of the results, conclusions were drawn, and several policy-making suggestions were proposed for educational authorities in Taiwan.

Keywords: individualized instruction, learning outcomes, mediation effect, remedial instruction, structural equation modeling

Corresponding Author: Chao-Yun Li, E-mail: 102152502@nccu.edu.tw

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