啟智教師學習電腦網路及其相關因素之研究
王華沛 黃富廷 特殊教育系副教授 特殊教育系博士班研究生 國立台灣師範大學 國立台灣師範大學 台北市／台灣 台北市／台灣 hpwang@icon.ntnu.edu.tw footingh@ms23.hinet.net摘要
本研究以潛在變項徑路分析探討啟 智教師學習電腦網路與個人背景、職業現 況、專業領域、校園環境之間的因果關 係，並以三因子變異數分析探討不同網路 設計風格、性別、學歷的啟智教師在學習 電腦網路所有相關因素方面的差異，其結 果如下：1.就變項於整體模式所呈現的因 果關係而言：(1)個人背景與電腦網路學習 之間有顯著相關，而個人背景與職業現況 之間、電腦網路學習與職業現況之間則無 顯著相關。(2)電腦網路學習、個人背景、 職業現況分別無法影響專業領域、校園環 境。(3)專業領域、校園環境之間顯然無法 相互影響。2.就單一變項之下的結果而 言：(1)動態網頁與專業便利性的網路設計 概念對於提昇專業知識、改進專業態度、 行政溝通互動、改善校園文化等顯然有正 面影響。(2)性別因素對於啟智教師在電腦 網路學習方面並無顯著影響。(3)大學以上 畢業之啟智教師在電腦接受度、電腦學習 成效、電腦原始程度、拓展生活資訊、提 昇專業自信、提昇專業知識、教室文書工 作、提昇教學品質、改進專業態度等方面 顯然優於大學以下畢業教師，造成差異之 主因可能與教師英文程度有關。 關鍵字：電腦網路、啟智教師壹、問題背景與研究目的
Sowers 與 Power(1991)估計從 1990 年 代至 2000 年代早期，將有 75%工作與電 腦有關。未來 21 世紀將是資訊網路時代， 資訊網路對一切事物提供新的準則與行 為規範，資訊網路科技正在改變我們的商 業模式、工作模式、學習模式、及生活方 式(行政院，民 86)。行政院在民國 87 年 頒訂「科技化國家推動方案」，將「資訊」 列為加速科技推動的八大重點之一(行政 院，民 87a)，亦於「教育改革行動方案」 中提出「加強資訊與網路教育」之具體執 行內容(行政院，民 87b)。過去，在前台 灣省教育廳第一科陳科長枝祥大力推動 下，原省屬特殊學校大量充實電腦網路設 備，啟智教師專業知能在這股網路旋風中 是否因而有所提昇？對校園環境有何影 響？哪些因素影響啟智教師之學習？是 故，本研究之目的有二：(1)探討啟智教師 學習電腦網路之成效，並討論其與個人背 景、職業現況、專業領域、校園環境之間 的因果關係。(2)探討不同網路設計風格 (簡稱「網風」，分甲(動態／專業便利)、 乙(靜態／非專業便利)兩類)、性別、學歷 的啟智教師在學習電腦網路所有相關因 素方面的差異。貳、文獻探討
一、電腦網路的特性 美國 Head Start 計畫認為教師應於教 室中應用電腦教學，因為一來可配合學習 者的學習特性，二來電腦應於教室中隨時 供 兒 童 取 用 (Wright & Thoucenelle, 1991)。WWW 透過 HTML 註標功能可將 網頁之影、音、圖、文結合起來(蕭順榮， 民 84)，形成可應用於教育上的多媒體網 路。電腦網路為學生提供更佳學習環境 (Frisch, 1995)，Choy(1995)認為電腦結合 教育與娛樂，使學前兒童學習起來既容 易、又好玩，電腦可以增進兒童的社交技 能、語文能力、認知發展、問題解決能力、 手眼協調等，Dobson(1995)則認為電腦虛擬實境功能可適用於個別化學習需求。 二、電腦網路在啟智教育的應用潛力 Schwartz(1995)認為電腦應是兒童教 育 最 重 要 一 環 。 Goldman 、 Barron 與 Witherspoon(1991)認為傳統口述教學對多 數學生並非最有效，故教師應尋找更有效 替代方法。Wright (1994)認為教師若能使 用現代科技與設備進行教學，則可改進教 學活動。Rief(1993)曾指出：多數學生主要 學習管道為視、觸、動覺，僅 15%學生偏 賴聽覺學習，傳統口述教學帶給學生的學 習效果十分有限。Okolo(1992)認為 CAI 是很好的教學工具，和學習者之間可進行 極佳互動，且對學習者始終耐心十足。 Inhelder 於 1968 年曾依 Piaget 認知發展理 論 將 各 類 智 障 兒 童 之 認 知 功 能 加 以 整 理，發現輕度智障兒童最高認知發展僅達 具體運思期(引自何華國，民 76)。黃富廷 (民 82)曾就台南啟智學校唐氏症與腦性麻 痺(CP)兒童進行母群推估，發現僅少數 CP 兒童可達運思前期，而多數兒童僅達感覺 動作期。故在啟智教學中應借重影像、圖 形、音效、動畫進行多重感官教學。Fazio 與 Reith(1986)對輕、中度智障幼兒的研究 即 指 出 玩 電 腦 是 智 障 兒 童 所 喜 愛 的 活 動。Bergland(1996)的研究顯示利用網際網 路 進 行 教 學 ， 可 提 昇 學 生 作 文 能 力 。 Scopinich 與 Fink(1996)以電腦訓練兒童閱 讀、數學、寫作、生活技能、閱讀技巧， 經兩週訓練後，發現 75%兒童對電腦更喜 愛。電腦網路在啟智教育的應用性著實不 容小覷。
參、研究方法
一、研究設計
本研究採問卷調查法，分兩個主軸來 探討： 1.潛在變項徑路分析 其潛在自變項包含：個人背景(back- grnd)(觀察變項：年齡(AGE)、特殊教育年 資(TCHYEAR)、學歷(SCHOOLNG)、任 教的學部(DEPART)、性別(SEX))、電腦網 路學習(learnpc)(觀察變項：電腦學習動機 (MOTIVE)、電腦接受度(ACCEPT)、電腦 學 習 成 效 (EFFECT) 、 電 腦 原 始 程 度 (ORIGIN)) 、 職 業 現 況 (jobcondi)( 觀 察變 項 ： 職 業 倦 怠 (BURNOUT) 、 職 業 壓 力 (STRESS) 、 工 作 環 境 滿 意 度 (COMFORT)) 。 本 研 究之 潛 在 依 變 項 包 括：專業領域(profield)(觀察變項：教室文 書 工 作 (PAPERWRK) 、 提 昇 教 學 品 質 (QUALITY) 、 提 昇 專 業 自 信 (CON-FIDNS) 、 提 昇 專 業 知 識 (KNOWLEDG) 、 改 進 專 業 態 度 (ATTITUDE))、校園環境(campenvi)(觀察 變項：行政溝通互動(INTERACT)、改善 校 園 文 化 (CUL-TURE) 、 拓 展 生 活 資 訊 (LIFEINFO))。括號內英文為 LISREL 分析 之變項簡稱，觀察變項＝大寫，潛在變項 ＝小寫。 2.三因子變異數分析 以網風、性別、學歷為自變項，以電 腦學習動機、電腦接受度、電腦原始程 度、職業倦怠、職業壓力、工作環境滿意 度、教室文書工作、提昇教學品質、提昇 專業自信、提昇專業知識、改進專業態 度、行政溝通互動、改善校園文化、拓展 生活資訊等為依變項。 二、研究工具 本研究之測驗工具係為研究者自編 之「啟智教師學習電腦網路及其相關因素 之問卷」(簡稱「本問卷」)，本問卷題目 係參考何東墀(民 78)、何東墀與張瑞芬(民 79)、及 Fimian(1988)之問卷內容編製而 成，依研究需要分為五大部分：個人背景 (內容：年齡、特殊教育年資、學歷、任教 的學部、性別)、職業現況(分測驗：職業 倦怠、職業壓力、工作環境滿意度)、專業 領域(分測驗：教室文書工作、提昇教學品 質、提昇專業自信、提昇專業知識、改進 專業態度)、校園環境(分測驗：行政溝通 互動、改善校園文化、拓展生活資訊)、電 腦網路學習(分測驗：電腦學習動機、電腦接受度、電腦學習成效、電腦原始程度)。 除個人背景外，其餘題目皆以李克特氏五 點量表設計，受試者以 1、2、3、4、5 答 題，其中，5 代表最正向答題，1 代表最 負向答題，本問卷亦設計若干反向題(若未 特別說明，在統計分析前其計分方式皆予 反向轉換)，作為測謊題。本問卷之量表品 質如下：(1)信度：依據張春興(民 78)的說 法：「在一種測驗缺少複本，只能實施一 次的情況下，通常採用折半法(split-half method)以估計測驗的信度」(p.620)，本研 究樣本獨特而有限，無法施測兩次，故以 折半法考驗信度，經統計結果得 r=.78 (p<.05)，可見本問卷具中等以上之信度。 (2)效度：本問卷採專家效度，問卷內容係 徵詢過啟智學校教師、教育部中部辦公室 所屬特教網路中心的電腦網路專家、及啟 智教育學者之意見而進行修改，最後整理 出 147 道題目。 三、研究對象 本研究所需之受試學校係為兼俱網 際網路與校園網路、且對教師施行電腦網 路訓練至少達一年以上者，故從下列學校 抽取 94 位教師(女 75 人、男 19 人)進行施 測，樣本人數分配表如下所示： 表 1 樣本人數分配表 受試學校 受試人數 台南啟智學校 61 人 嘉義啟智學校 33 人 總 計 94 人 四、資料分析與處理 本研究以 SPSS 8.01 版、LISREL 8.20 版 進 行 下 列 統 計 分 析 ： (1) 常 態 性 考 驗 (normality test)：由於常態分配對統計推論 有極重要影響，故研究者常想了解研究資 料是否為常態分配(Norusis,1992)。本研究 受試者僅 94 人，可能呈現偏態分配，故 須利用 Kolmogorov-Smirnov 考驗進行常 態 性 考 驗 。 (2) 潛 在 變 項 徑 路 分 析 (path analysis with latent variables)：Jöreskog 與 Sörbom (1993a)在 SIMPLIS 指令語言使用 手冊中曾介紹此法，其最常用者乃由潛在
自 、 依 變 項 所 組 成 之 結 構 方 程 系 統 (structural equation system)，本研究以此分 析五個潛在自、依變項間的因果關係。(3) 三因子變異數分析(3-way ANOVA)：考驗 不同網風、性別、學歷的啟智教師在學習 電腦網路所有相關因素方面的差異。本研 究所有統計考驗顯著水準均設於=.05。
肆、結果與討論
一、研究結果 1.常態性考驗 如表 2 所示，本研究受試得分經 Kolmogorov-Smirnov 考 驗 結 果 未 達 顯 著，依據 Norusis(1992)說法，此代表受試 者得分(觀察值)與常態分配理論值間未達 顯著差異，故本研究受試者得分乃具常態 性。 表 2 常態性考驗摘要表 df 統計量 全體 94 .087 *p<.05 **p<.01 2.潛在變項徑路分析 初步潛在變項徑路分析結果如下： 表 3 本研究初步潛在變項徑路分析摘要表²(df) GFI AGFI RMR RMSEA 368.84**(159) .70 .61 .14 .12
*p<.05 **p<.01
依 據 Jöreskog 與 Sörbom(1993a) 說 法：²會受樣本大小影響，而 GFI 與 AGFI 則否。Tanaka(1993)指出 GFI 與 AGFI 範 圍介於 0～1 之間，數值愈高，模式適配 度 愈 佳 。 Cole(1987) 認為 當 模 式 的 GFI ＞.90、AGFI＞.80，且 RMR＜.10 時，可 視為好模式。Browne 與 Cudeck(1989)認 為.05 的 RMSEA 值可做為良好模式指 標，RMSEA 小於.05 之 90%信賴區間能提 供有效模式訊息。本研究初步潛在變項徑 路分析結果未令人滿意，故依據 Jöreskog 與 Sörbom (1993b)建議，對有關變項及路 徑做調整，以符合良好模式之標準。圖 1 為本模式調整後之徑路圖，依據 Jöreskog 與 Sörbom(1993a)說法，此徑路數值為估 計 迴 歸 係 數 (estimated regression coeffi-cients, ERC；暫以ř表示)。
圖 1 模式調整後之因果關係圖 模式調整後 LISREL 分析結果如表 4 所示，其中，²、GFI、AGFI、RMR 皆符 合 良 好 模 式 之 標 準 ， 而 RMSEA =.0(p<.05)，其 90%信賴區間介於.0～.045 之間，表示該模式可被接受。 表 4 模式調整後之潛在變項徑路分析摘要表 ²(df) GFI AGFI RMR RMSEA 86.16(94) .90 .85 .08 .0* *p<.05 **p<.01 圖 1 及其 t 值之研究結果為：(1)個人 背 景 與電 腦 網路 學習 間有 顯 著相 關(r= -.47,t=-4.95,p<.05)。(2)個人背景與職業現 況間無顯著相關(r=-.22,t=-1.95, p>.05)。(3) 電腦網路學習與職業現況間無顯著相關 (r=-.18,t=-1.46,p>.05)。(4)個人背景無法影 響專業領域(此徑路於模式調整中刪除)。 (5) 個 人 背 景 無 法 影 響 校 園 環 境 (ř=1.39,t=1.86,p>.05)。(6)電腦網路學習無 法影響專業領域(ř=.57,t=.88,p>.05)。(7)電 腦 網 路 學 習 無 法 影 響 校 園 環 境 (ř= 3.08,t=1.82,p>.05)。(8)職業現況無法影響 專業領域(ř=.22,t=.82,p>.05)。(9)職業現況 無 法 影 響 校 園 環 境 (ř=-1.33,t=-1.54, p>.05)。(10)專業領域無法影響校園環境 (ř=-4.86,t=-.99, p>.05)。(11)校園環境無法 影響專業領域(ř =1.26, t=.36,p>.05)。 3.三因子變異數分析 (1)在電腦學習動機方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著性(F=2.37, p>.05)。二因子交互作 用方面，網風×性別(F=1.93,p>.05)、網風× 學歷(F=.04,p>.05)、性別×學歷(F=.35,p>.05) 等未達顯著性。單因子方面，不同網風 (F=1.33,p>.05)、不同性別(F=.13,p>.05)、 不同學歷(F=.16,p>.05)啟智教師之電腦學 習動機未達顯著性。 表 5 電腦學習動機之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 32.87 1 32.87 1.33 性別 3.32 1 3.32 .13 學歷 3.95 1 3.95 .16 網風×性別 47.47 1 47.47 1.93 網風×學歷 .93 1 .93 .04 性別×學歷 8.73 1 8.73 .35 網風×性別×學歷 58.33 1 58.33 2.37 誤差 2118.83 86 24.64 全體 2274.43 93 24.46 *p<.05 **p<.01 (2)在電腦接受度方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著性(F=.53,p>.05)。二因子交互作 用方面，網風×性別(F=.10, p>.05)、網風× 學 歷 (F=.01, p>.05) 、 性 別 × 學 歷 (F=.03,p>.05) 等 未 達 顯 著 性 。 單 因 子 方 面，不同網風(F=1.09, p>.05)、不同性別 (F=.15, p>.05)啟智教師之電腦接受度未達 顯著性，但不同學歷(F=11.88,p<.01)啟智 教 師 電 腦 接 受 度 達 顯 著 ， 大 學 以 上 者 (M=37.89)大於大學以下者(M=31.89)。 表 6 電腦接受度之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 30.72 1 30.72 1.09 性別 4.09 1 4.09 .15 學歷 335.20 1 335.20 11.88** 網風×性別 2.89 1 2.89 .10 網風×學歷 .31 1 .31 .01 性別×學歷 .79 1 .79 .03 網風×性別×學歷 14.89 1 14.89 .53 誤差 2426.11 86 28.21 全體 2814.99 93 30.27 *p<.05 **p<.01 (3)在電腦學習成效方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=.56, p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=.87,p>.05)、網風×學 歷(F=.01,p>.05)、性別×學歷(F=.18, p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=1.87,p>.05)、性別(F=.11,p>.05)啟智教 師電腦學習成效未達顯著，但不同學歷 (F=5.59,p<.05)啟智教師電腦學習成效達 顯著，大學以上者(M=104.00)大於大學以 下者(M=85.51)。 表 7 電腦學習成效之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 862.08 1 862.08 1.87 性別 49.20 1 49.20 .11 學歷 2579.07 1 2579.07 5.59* 網風×性別 400.43 1 400.43 .87 網風×學歷 4.73 1 4.73 .01
性別×學歷 84.98 1 84.98 .18 網風×性別×學歷 258.83 1 258.83 .56 誤差 39699.50 86 461.62 全體 43938.81 93 472.46 *p<.05 **p<.01 (4)在電腦原始程度方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=1.17, p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=.58,p>.05)、網風×學 歷(F=.07,p>.05)、性別×學歷(F=.02, p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=.02,p>.05)、性別(F=1.33,p>.05)啟智教 師之電腦原始程度未達顯著，但不同學歷 (F=8.55,p<.01)啟智教師之電腦原始程度 則達顯著，大學以上者(M=92.56)大於大學 以下者(M=66.60)。 表 8 電腦原始程度之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 11.67 1 11.67 .02 性別 839.18 1 839.18 1.33 學歷 5397.97 1 5397.97 8.55** 網風×性別 367.64 1 367.64 .58 網風×學歷 43.94 1 43.94 .07 性別×學歷 15.35 1 15.35 .02 網風×性別×學歷 739.95 1 739.95 1.17 誤差 54291.62 86 631.30 全體 61707.32 93 663.52 *p<.05 **p<.01 (5)在職業倦怠方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=.04, p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=1.11,p>.05)、網風×學 歷(F=1.52, p>.05)、性別×學歷(F=.02,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=2.89,p>.05)、性別(F=.02, p>.05)、學歷 (F=1.56,p>.05)啟智教師職業倦怠未達顯 著性。 表 9 職業倦怠之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 136.11 1 136.11 2.89 性別 .75 1 .75 .02 學歷 73.18 1 73.18 1.56 網風×性別 52.26 1 52.26 1.11 網風×學歷 71.67 1 71.67 1.52 性別×學歷 .97 1 .97 .02 網風×性別×學歷 1.67 1 1.67 .04 誤差 4045.84 86 47.04 全體 4382.44 93 47.12 *p<.05 **p<.01 (6)在職業壓力方面 網風×性別×學歷三因子交互作用未 達顯著(F=.99, p>.05)。二因子交互作用方 面 網 風 × 性別 (F=.10,p>.05) 、 網風 × 學 歷 (F=1.68,p>.05) 、 性 別 × 學 歷 (F=.78,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=3.36,p>.05)、性別(F=.01,p>.05)、學歷 (F=.06,p>.05)啟智教師職業壓力未顯著。 表 10 職業壓力之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 160.68 1 160.68 3.36 性別 .32 1 .32 .01 學歷 3.08 1 3.08 .06 網風×性別 4.98 1 4.98 .10 網風×學歷 80.30 1 80.30 1.68 性別×學歷 37.11 1 37.11 .78 網風×性別×學歷 47.34 1 47.34 .99 誤差 4108.83 86 47.78 全體 4442.64 93 47.77 *p<.05 **p<.01 (7)在工作環境滿意度方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著性(F=.00, p>.05)。二因子交互作 用方面，網風×性別(F=1.23,p>.05)、網風× 學 歷 (F=1.11, p>.05) 、 性 別 × 學 歷 (F=1.97,p>.05)等未達顯著性。單因子方 面，不同網風(F=2.03, p>.05)、性別(F=.61, p>.05)、學歷(F=1.10,p>.05)啟智教師之工 作環境滿意度未達顯著性。 表 11 工作環境滿意度之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 42.72 1 42.72 2.03 性別 12.73 1 12.73 .61 學歷 23.11 1 23.11 1.10 網風×性別 25.78 1 25.78 1.23 網風×學歷 23.40 1 23.40 1.11 性別×學歷 41.35 1 41.35 1.97 網風×性別×學歷 .00 1 .00 .00 誤差 1805.65 86 21.00 全體 1974.73 93 21.23 *p<.05 **p<.01 (8)在教室文書工作方面 網風×性別×學歷三因子交互作用未 達顯著(F=2.52, p>.05)。二因子交互作用方 面，網風×性別(F=1.25,p>.05)、網風×學歷 (F=.13,p>.05)、性別×學歷(F=.34, p>.05)等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=2.42,p>.05)、性別(F=.00,p>.05)啟智教 師之教室文書工作未達顯著，但不同學歷 (F=16.82,p<.01)啟智教師之教室文書工作 則達顯著，大學以上者(M=34.00)大於大學 以下者(M=28.14)。 表 12 教室文書工作之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 42.51 1 42.51 2.42 性別 .00 1 .00 .00 學歷 294.91 1 294.91 16.82**
網風×性別 21.96 1 21.96 1.25 網風×學歷 2.25 1 2.25 .13 性別×學歷 5.95 1 5.95 .34 網風×性別×學歷 44.23 1 44.23 2.52 誤差 1507.86 86 17.53 全體 1919.66 93 20.64 *p<.05 **p<.01 (9)在提昇教學品質方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=2.33, p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=6.13,p>.05)、網風×學 歷(F=.00,p>.05)、性別×學歷(F=.58,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=1.69,p>.05)、性別(F=.26,p>.05)啟智教 師之提昇教學品質未達顯著，但不同學歷 (F=5.44,p<.05)啟智教師之提昇教學品質 達顯著，大學以上者(M=22.78)大於大學以 下者(M=19.74)。 表 13 提昇教學品質之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 24.82 1 24.82 1.69 性別 3.84 1 3.84 .26 學歷 79.86 1 79.86 5.44* 網風×性別 89.95 1 89.95 6.13 網風×學歷 .00 1 .00 .00 性別×學歷 8.55 1 8.55 .58 網風×性別×學歷 34.15 1 34.15 2.33 誤差 1261.74 86 14.67 全體 1502.90 93 16.16 *p<.05 **p<.01 (10)在提昇專業自信方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=.09,p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=1.94,p>.05)、網風×學 歷(F=.86,p>.05)、性別×學歷(F=.91,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=2.81,p>.05)、性別(F=.04, p>.05)啟智教 師之提昇專業自信未達顯著，而不同學歷 (F=13.58,p<.01)啟智教師之提昇專業自信 達顯著，大學以上者(M=30.78)大於大學以 下者(M=25.15)。 表 14 提昇專業自信之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 56.61 1 56.61 2.81 性別 .76 1 .76 .04 學歷 273.54 1 273.54 13.58** 網風×性別 39.12 1 39.12 1.94 網風×學歷 17.30 1 17.30 .86 性別×學歷 18.32 1 18.32 .91 網風×性別×學歷 1.74 1 1.74 .09 誤差 1732.67 86 20.15 全體 2140.05 93 23.01 *p<.05 **p<.01 (11)在提昇專業知識方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=.46,p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=.16,p>.05)、網風×學 歷(F=1.06,p>.05)、性別×學歷(F=.23,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 性 別 (F=.27,p>.05)啟智教師提昇專業知識未達 顯著，而不同網風(F=9.72,p<.01) 啟智教 師之提昇專業知識達顯著，甲類(M=25.46) 大 於 乙 類 (M=21.91) ； 不 同 學 歷 (F= 11.48,p<.01)啟智教師之提昇專業知識達 顯著，大學以上者(M=29.56)大於大學以下 者(M=23.65)。 表 15 提昇專業知識之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 269.87 1 269.87 9.72** 性別 7.62 1 7.62 .27 學歷 318.77 1 318.77 11.48** 網風×性別 4.47 1 4.47 .16 網風×學歷 29.54 1 29.54 1.06 性別×學歷 6.39 1 6.39 .23 網風×性別×學歷 12.83 1 12.83 .46 誤差 2388.26 86 27.77 全體 3037.74 93 32.66 *p<.05 **p<.01 (12)在改進專業態度方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=.06, p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=1.29,p>.05)、網風×學 歷(F=.88,p>.05)、性別×學歷(F=.05,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 性 別 (F=1.48,p>.05)之啟智教師之改進專業態 度未達顯著，而不同網風(F=8.28,p<.01) 啟智教師之改進專業態度則已達顯著，甲 類(M=23.54)大於乙類(M=20.61)；不同學 歷(F= 9.46,p<.01)啟智教師改進專業態度 亦達顯著，大學以上者(M=26.89)大於大學 以下者(M=22.05)。 表 16 改進專業態度之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 184.46 1 184.46 8.28** 性別 32.97 1 32.97 1.48 學歷 210.84 1 210.84 9.46** 網風×性別 28.65 1 28.65 1.29 網風×學歷 19.59 1 19.59 .88 性別×學歷 1.01 1 1.01 .05 網風×性別×學歷 1.24 1 1.24 .06 誤差 1916.75 86 22.29 全體 2395.49 93 25.76 *p<.05 **p<.01
(13)在行政溝通互動方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=.32, p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=1.78,p>.05)、網風×學 歷(F=.10, p>.05)、性別×學歷(F=.58,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=88.87, p<.01)啟智教師之行政溝通互動 已達顯著，其中，甲類(M=28.28)大於乙類 (M=19.03)，而不同性別(F=.04, p>.05)、學 歷(F=.92,p>.05)啟智教師之行政溝通互動 則未達顯著性。 表 17 行政溝通互動之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 1831.67 1 1831.67 88.87** 性別 .72 1 .72 .04 學歷 19.00 1 19.00 .92 網風×性別 36.59 1 36.59 1.78 網風×學歷 2.02 1 2.02 .10 性別×學歷 11.95 1 11.95 .58 網風×性別×學歷 6.50 1 6.50 .32 誤差 1772.44 86 20.61 全體 3680.90 93 39.58 *p<.05 **p<.01 (14)在改善校園文化方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=3.87, p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=1.26,p>.05)、網風×學 歷(F=.02,p>.05)、性別×學歷(F=1.86,p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=9.85,p<.05)啟智教師之改善校園文化 已 達 顯 著 ， 甲 類 (M=33.74) 大 於 乙 類 (M=30.33)，而不同性別(F=.70, p>.05)、學 歷(F=1.04,p>.05)啟智教師之改善校園文 化則未達顯著。 表 18 改善校園文化之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 248.19 1 248.19 9.85* 性別 17.64 1 17.64 .70 學歷 26.23 1 26.23 1.04 網風×性別 31.64 1 31.64 1.26 網風×學歷 .42 1 .42 .02 性別×學歷 46.96 1 46.96 1.86 網風×性別×學歷 97.62 1 97.62 3.87 誤差 2166.63 86 25.19 全體 2635.33 93 28.34 *p<.05 **p<.01 (15)在拓展生活資訊方面 網風×性別×學歷之三因子交互作用 未達顯著(F=.75,p>.05)。二因子交互作用 方面，網風×性別(F=.75,p>.05)、網風×學 歷(F=.38,p>.05)、性別×學歷(F=.34, p>.05) 等 未 達 顯 著 。 單 因 子 方 面 ， 不 同 網 風 (F=.90,p>.05)、性別(F=.55,p>.05)啟智教師 之拓展生活資訊未達顯著，而不同學歷 (F=10.99,p<.01)啟智教師拓展生活資訊則 達顯著，大學以上者(M=32.00)大於大學以 下者(M=25.32)。 表 19 拓展生活資訊之變異數分析摘要表 變異來源 SS df MS F 值 網風 30.59 1 30.59 .90 性別 18.62 1 18.62 .55 學歷 373.23 1 373.23 10.99** 網風×性別 25.61 1 25.61 .75 網風×學歷 12.80 1 12.80 .38 性別×學歷 11.49 1 11.49 .34 網風×性別×學歷 25.62 1 25.62 .75 誤差 2921.87 86 33.98 全體 3419.83 93 36.77 *p<.05 **p<.01 二、綜合討論 1. 變項於整體模式所呈現的因果關係 (1)Fahy(1991)曾指出：成人在學習電 腦時所碰到的障礙會阻礙其學習意願與 進步，成人較愛自行設定學習步伐與學習 模式。本研究結果顯示個人背景與電腦網 路學習之間有顯著相關，故在訓練啟智教 師學習電腦網路時，可能需為不同個人背 景的啟智教師設定不同的學習步伐與學 習模式，以達事半功倍之效。(2)個人背景 無法影響校園環境與專業領域，而且與職 業現況無相關，故兩項個人因素(個人背 景、專業領域)之間無明顯作用力，而且， 個人因素與外在因素(校園環境、職業現況) 之間亦無明顯之作用力。本研究結果亦顯 示校園環境與專業領域無法相互影響，此 亦為個人因素(專業領域)與外在因素(校 園環境)之間無明顯作用力之例證。(3)職 業現況無法影響校園環境與專業領域，且 電腦網路學習與職業現況無相關、亦無法 影響校園環境與專業領域，故於校園改革 中若以電腦網路學習、改進職業現況來改 善校園環境或提昇專業領域，效果可能較 差。 2. 單一變項下的結果 (1)在網風方面：針對甲、乙兩類網風 之差異，分析如下。A.動態網頁設計：動
態伺服器網頁(active server pages, ASP)可 讓教師於留言板、聊天室、網路問卷、投 票區等互動性網頁進行溝通或對行政單 位提出建言，教師亦可於網路查詢圖書館 藏或個人借／還書記錄，如表 20 所示， 動態網頁設計對行政溝通互動、改善校園 文化之影響顯然大於靜態網頁。 表 20 不同網風之啟智教師的答題差異分析(之一) <題號> 題目內容(→所屬分測 驗) F 值 動態 網頁 靜態 網頁 <121>本校網路可以增進教師 與行政單位之間的溝通與互動 (→行政溝通互動) 59.54** M= 3.64 M= 2.24 <127>本校網路可以讓同仁迅 速掌握所有校內行政資訊(→ 行政溝通互動) 107.55** M= 4.10 M= 2.39 <134>本校網路可以拉近同事 之間的心理距離(→改善校園 文化) 35.62** M= 3.25 M= 2.21 *p<.05 **p<.01 B.專業便利性網路設計：教師可於校園網 路下載 CAI 進行教學，或下載公式表格 (如：請假單)列印、填用，各類調查表、 成績單亦直接上傳至網路主機，不必人力 親自取送，此對減輕教室文書工作負擔顯 然有其影響(表 21)。此外，WWW 網頁設 有國內外特教 CAI 或專業網站鏈結，利於 教師上網充電，以提昇專業知識，從表 21 可看出專業便利性網路設計概念對提昇 專業自信、改進專業態度之影響顯然大於 非專業便利之網路設計。 表 21 不同網風之啟智教師的答題差異分析(之二) <題號> 題目內容(→所屬分測 驗) F 值 專業 便利 非專業 便利 <90>本校網路可以節省教師親 自到行政單位取、送文件的人 力(→教室文書工作) 22.34** M= 3.52 M= 2.45 <102> 由 於 具 備 電 腦 科 技 能 力，讓我以身為啟智教師為榮 (→提昇專業自信) 10.79** M= 3.57 M= 2.97 <108>本校網路有助於提昇教 師專業知識(→提昇專業知識) 16.71** M= 4.05 M= 3.33 <118>藉由電腦的協助，我覺得 可以塑造教師本身的特教專業 感(→改進專業態度) 8.37** M= 3.90 M= 3.30 *p<.05 **p<.01 (2)在性別方面：Cooper 與 Stone (1996)曾 發 現 兩 性 在 焦 慮 下 學 習 電 腦 之 反 應 相 同，代表兩性學習電腦所需之智能並無顯 著差異。本研究結果顯示男、女啟智教師 在電腦網路學習之所有相關因素方面皆 無顯著差異，經訪談 8 位啟智教師(女 4 人、男 4 人)結果，認為本研究所探討之範 圍僅及於「電腦之使用」，而非「電腦程 式設計」，故兩性於電腦網路學習自然未 達顯著差異。(3)在學歷方面：大學以上之 啟智教師在電腦接受度、電腦學習成效、 電腦原始程度、拓展生活資訊、提昇專業 自信、提昇專業知識、教室文書工作、提 昇教學品質、改進專業態度等方面顯然優 於大學以下教師。表 22 列舉若干代表性 題目，分析不同學歷之啟智教師的答題差 異(為方便分析，此處第 8、12 之反向題未 予反向轉換計分)： 表 22 不同學歷之啟智教師的答題差異分析 <題號> 題目內容(→所屬分測 驗) F 值 大學 以上 大學 以下 <8>我很怕現在無法把電腦學 好(→電腦接受度) 5.44* M= 1.67 M= 2.75 <12>許多電腦軟體都以英文呈 現，是造成我學習電腦的最大 障礙(→電腦接受度) 11.64** M= 1.33 M= 2.85 <87>電腦可以節省撰寫 IEP 的 時間(→教室文書工作) 7.38** M= 4.22 M= 3.27 <97>電腦所撰寫的 IEP 比較容 易執行(→提昇教學品質) 8.19** M= 3.56 M= 2.73 <102> 由 於 具 備 電 腦 科 技 能 力，讓我以身為啟智教師為榮 (→提昇專業自信) 4.74* M= 3.89 M= 3.31 <108>本校網路有助於提昇教 師專業知識(→提昇專業知識) 5.35** M= 4.33 M= 3.74 <118>藉由電腦的協助，我覺得 可以塑造教師本身的特教專業 感(→改進專業態度) 6.99** M= 4.44 M= 3.61 <144>我經常從網路上取得最 新特教法規與訊息(→拓展生 活資訊) 7.873** M= 4.44 M= 3.47 *p<.05 **p<.01 雖然不同學歷啟智教師電腦學習動 機並無顯著差異(表 5)，但從表 22 可知： 大學以上畢業啟智教師在學習電腦時，英 文障礙顯然較低(第 12 題)，大學以上畢業 啟智教師較不怕無法將電腦學好( 第 8 題)，故其電腦原始程度較佳(表 8)，後續 電腦學習成效自然略勝一籌(表 7)，因而 大學以上畢業教師較懂得將電腦活用於 教學與生活中，使其在教室文書工作、提 昇專業自信、提昇教學品質、改進專業態 度、拓展生活資訊等方面獲益較多。
伍、結論與建議
一、研究結論 1.變項於整體模式所呈現的因果關 係：(1)個人背景與電腦網路學習間有顯著 相關，但個人背景與職業現況間、電腦網 路學習與職業現況間無顯著相關。(2)電腦 網路學習、個人背景、職業現況無法分別影響專業領域、校園環境。(3)專業領域、 校園環境顯然無法相互影響。2.單一變項 下的結果：(1)動態網頁與專業便利性網路 設計概念對行政溝通互動、提昇專業知 識、改進專業態度、改善校園文化顯然有 正面影響。(2)性別因素對於啟智教師在電 腦網路學習方面並無顯著影響。(3)大學以 上畢業啟智教師在電腦接受度、電腦學習 成效、電腦原始程度、拓展生活資訊、提 昇專業自信、提昇專業知識、教室文書工 作、提昇教學品質、改進專業態度等方面 顯然優於大學以下畢業教師，造成此一差 異之主要原因可能與教師本身之英文程 度有關。 二、建議 (1)啟智教師學習電腦網路之障礙除 英文外，可能尚有其它因素，後續研究宜 進一步加以探究。(2)本研究結果對動態網 頁在行政溝通互動、改善校園文化之功能 顯然持正向立場，但此皆為教師(即：社會 學之權力被宰制者)之見解，後續研究宜對 行政單位(權力宰制者)之見解做進一步深 究，並加以比較。
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