雙核心動機模式測量指標的建立及跨年級的檢驗

(1)

·633 •

國立臺灣師範大學教育心理與輔導學系教育心理學報，

2012

'的卷， 3 期， 633-656 頁

雙核心動機模式測量指標的建立

及跨年級的檢驗

劉政宏

玄獎大學

應用心理學系

劉政宏 (2009 )提出雙核心動機模式 (dual-core

motivation

model' 簡稱 OCM) 來說明學習動機包含的成分，及其對學習行為的影響路徑，其中認為學習動機包含價值、預期、情感與執行意志四個不同成分，但其中僅有情感與執行意志兩個核心成分對學習行為有直接影響力，價值與預期等成分則是經由雙核心成分的中介，間接對學習行為產生影響。先前研究顯示 OCM 在概念架構與檢驗證據上仍有改善空間，因此本研究目的在進一步闡述與確定 OCM 中各動機成分的概念與測量指標，並以 1203 位小六至國三學生資料針對修正後的 OCM 進行檢驗與跨年級比較。使用的工具包含「國中小學習動機量表」與「國中小學習行為量表 J' 資料則透過 LISREL 進行結構方程模式分析。分析結果發現，相較於先前結果，修正後的 OCM 獲得觀察資料的支持，其整體適配度與內在品質皆大幅提昇'同時不同年級的中小學生在 OCM 大多數結構係數上並未有差異。本研究根據研究結果在理論與實務上的涵義進行討論，並提出結果應用及未來研究的建議。關鍵詞:學習行為、學習動機、聾核心動機模式對教育相關人員而言，引發學生積極的學習行為是相當重要的課題，因此有關學習動機的研究在教育情境中一直受到許多關注。由於在動機研究中，發展「能保留以往研究所發現的多種複雜動機概念與

歷程，但較精簡」的整合性模式，是受期待的研究方向(

Wentzel

&

Wigfield

,

2009)

，同時在實務上，若

想有效率引發學生積極學習行為，可能必須先瞭解動機包含的成分，及這些成分對學生學習行為的影響

力與影響路徑(劉政宏、張景援、許鼎延與張瓊文，2005) 。因此，劉政宏 (2009 )提出雙核心動機模

式(

dual-core motivation model

'簡稱 DCM) 來歸納以往研究提及的學習動機相關概念與成分，並說明

各動機成分與學習行為間的影響路徑關係。然而，由於此研究顯示DCM 在概念架構與檢驗證據上仍有

改善空間，因此本研究希望針對這些值得補強之處進行調整與加強，以提出更精簡、完整與可信的

(2)

DCM ，並有助於後續研究的應用。以下先說明DCM 相關概念，再依據其不足之處說明本研究企圖調整與延伸檢驗之處。

一、學習動機的界定與成分

學習動機可界定為一種「引起並維持學生自發從事課業學習活動的內在動力J( 劉政宏等人，2005 )。

在早期研究中，學者大多由特定或單一角度來界定與探討學習動機，如Crandall

( 1963

)、 Crandall 、 Good

與 Crandall

( 1964

)由外在環境後效強化觀點來解釋學生學習動機的發展。 McClelland 、 Atkinson 、 Clark

與 Lowell (1953) 及 Maslow (1970) 則傾向由天生內在需求角度對人類動機進行解釋。有些學者則注

意到學生主觀認知歸因、評估或信念對學習動機的影響，如 Atkinson

( 1964

)認為個人成就需求高低需

考慮重要性、成敗預期等認知因素。另外，

Weiner (

1972) 之自我歸因論(

self-attribution theory

)、 Bandura

(1982

,

1986) 之自我效能論 (self-efficacy theory) 、 Dw的k 與 Elliott (1 983) 之學得無助論 (learned

helplessness 也eory) 等也都是由認知歸因、評估或信念角度提出的動機理論。

近年來，許多研究者開始由整合的角度來界定學習動機包含的不同成分 (McCollum

&

K妒， 2009)

,

如 Wigfield 與 Eccles (2000) 提出成就動機之預期價值論 (Expectancy-value

theory of achievement

motivation)

，認為動機包括作業價值 (task values) 、能力信念 (ability-related beliefs) 和成功預期

( expectancies for

success) 三成分。另外，

Pintrich ( 1989

,

2003) 、 Pintrich 與 Schunk (2002) 則認為學

習歷程中的動機因素包含價值 (value) 、預期( expectancy) 和情感( affective) 等三成分，而此觀點也

被國內外許多研究者在對學習動機概念進行界定與測量時所採用(如吳靜吉與程炳林，

1992

;施淑↑真、

會瓊慧與蔡雅如，

2007

;程炳林，

2002

;程炳林與林清山，

2001 ; Jacobson

&

Harris

,

2008) 。

由於 Pintrich

( 1989

,

2003) 、 Pintrich 與 Schunk

( 2002

)的動機成分觀點和 Wigfield 與 Eccles

(2000)

預期價值論相較起來，除了將能力信念與成功預期合{并為預期成分外，也將情感成分獨立為一種動機成分，因此就學習動機成分架構而言，顯得較為精簡且完整，也因此在國內研究方面，劉政宏等人(2005

)

亦以 Pintrich 的架構為基礎，將學習動機成分區分為價值、預期和情感三成分。在對各動機成分內涵略做修正後，他們將價值成分界定為「學習者對課業學習重要性與效用性之認知 J' 而不涉及興趣概念的界定;將預期成分界定為「學習者對課業學習能否成功的預期 J '而不涉及能力信念、自我效能信念及控制信念等概念;將情感成分界定為「學習者對課業學習工作之正、負向情感反應 J '即學習者「喜歡與樂於從事課業學習工作，並對課業學習產生快樂、愉快或感到有趣等正向情感反應」以及「討厭與厭倦從事課業學習工作，並對課業學習產生痛苦、煩躁或感到無聊等負向情感反應 J '而不將其界定為與個體在課業方面與自尊需求有關的衍生情緒，或考試焦庸、等情境特定的情緒反應。而在以 576 名小六生為對象所進行的檢驗中，他們發現此這三個成分確實屬於彼此有所區隔的動機成分。另外，近年來「意志」相關概念受到動機研究的重視，也被許多研究證實其與驅動、完成課業學習

行為很有關(如程炳林與林清山， 2001

,

2002 ;Baumann

&

Kuhl

,

2005; Como

,

1993; Garcia

,

McCann

,

Turner

,

&

Roska

,

1998;

K曲I，

1984

,

1985

,

1994a

,

1994b) 。雖然在自我調整學習領域中，意志相關概念的界定與測

量通常被包含於行動控制、意志控制構念中，且主要扮演的是驅動、執行及保護動機所引發行動意向的

中介角色，而非直接納入動機成分架構中，然而若由學習動機的定義來考量('引起並維持」學生白發

從事課業學習活動的內在動力) ，意志相關概念亦應適合界定為學習動機的一個成分。同時，由於有些

研究亦支持將行動控制相關概念納入學習動機概念中測量(如 Bouff訂d，

Boisvert

,

Veze帥，

&

Larouche

,

1995)

，因此劃政宏 (2009) 在其分析的動機成分架構中再納入此方面概念。值得注意的是，以往研究

(3)

雙核，心動機模式測量指標 ·635 •

兩部分(程炳林與林清山，

200 1)

，但有關動機個別差異的概念指涉的應較屬特質層次，同時劉政宏對

此方面特質的界定和Kuhl

(

1985) 、 Baumann 與 Kuhl (2005) 的行動導向概念仍有差異，為避免和先前

研究混淆，因此他將此動機構念稱為「執行意志 J(

executive

volition) 。具體而言，此種動機成分指的是「個體在執行課業學習行為時，能否迅速驅動想法付諸行動(去做)、堅持到底(做完)、求善求美(做好)等與意志有關的特質，此種特質越強的個體，不管是在一般情境，或是在有誘惑、干擾、內外在阻礙存在的情況下，驅動行動意向付諸行動(該做就去做)、維持行動直到完成(堅持到底)、要求行動達到目標與品質要求(求善求美)的傾向會越強」。整體而言，劉政宏 (2009 )將學習動機區分為價值、預期、情感興執行意志四個不同成分，而在以 480 名小六生資料進行一階、二階驗證性因素分析、聚斂與區別效度分析的檢驗後，亦支持這四個成分確實屬於值此有所區隔的成分，同時也可隸屬於共同的高階學習動機成分中。二、聾核心動機模式 (DeM) 的內涵與初步槍驗結果在將學習動機區分為四個不同成分後，劉政宏 (2009 )進一步歸納動機與認知心理學相關研究成果提出雙核心動機模式，來說明各種動機成分與學習行為間值此影響的路徑關係，如圖1 0 .53' 圖 1 劉政宏 (2009 )提出的聾核心動機模式與標準化徑路係數 (註以每道測量題目作為潛在變項測量指標，圖中省略測量指標;干<.05) 在此模式中，首先，劉政宏(2009 )指出由於執行意志成分涉及個體對自己行為有意識的覺察與控

制，而不管由訊息處理模式的觀點(屬工作記憶階段運作，如Atkinson

&

Shiffrin

,

1971; Baddeley

,

1986)

,

或依據神經心理學的證據(額葉區的運作，如 Baddeley，

1996)

，都支持這種處理應會對個體行為產生直

(4)

其次，在情感成分方面，由於有些研究指出個體的情感反應可能在意識覺察外，直接驅動其後續行

為(如劉政宏、張文哲、陳學志與黃博聖.

2008 ;

Kru

glanski

,

1975)' 因此個體對課業的情感反應，亦

應會對其表現的學習行為產生直接影響。值得注意的是，由於有些研究指出個體在課業學習中經歷的情

感反應，也會對於執行意志成分涉及的相關概念產生影響，例如影響其是否願意接受困難挑戰、是否能

夠堅持、投入直到目標完成等(如 Meyer

&

Turner

,

2002; Pintrich

,

2003; Wigfield

&

Eccles

,

2000)

.因此

在 DCM 中也認為個體對課業的情感反應，可能透過影響其對課業學習的執行意志，間接影響學習行為。

接著，就價值與預期這兩個具有中、高程度相關的動機成分而言(如Wigfield，

Tonks

,

&

Klauda

,

2009)

，由於個體對課業學習價值的知覺，及自己在課業學習方面能否成功的預期，都是財存於長期記

憶區的一些記憶或想法，因此就訊息處理模式的觀點而言，這些認知上較為靜態的記憶或想法若未經工

作記憶階段的運作(執行意志)

(Atkinson

&

Shiffr妞， 1971 )或情感等其他因素的中介，應不會直接影響

其行為。另外，有些研究也發現，在控制了執行意志或情感相關概念後，價值與預期對學習行為相關概念的預測力偏低，例如 Garcia 等人(1 998) 發現在考量了意志控制的中介效果後，作業價值與自我效能

對於許多與學習策略使用有關的學習行為，並無直接效果。劉政宏等人 (2005 )亦發現在控制情感因素後，價值與預期相關概念對學習行為的預測力偏低。因此 DCM 認為價值與預期兩成分對個體學習行為並無直接預測力，此兩個成分對學習行為的影響一方面可能是透過執行意志相關概念的中介而間接產

生，例如影響其是否願意付出努力、是否能夠堅持?投入直到目標完成等(如 Garcia

et a

I.,

1998; Pintrich

,

1989

,

2003; Pintrich

&

Schunk

,

雙核J心動機模式測量指標 ·637·

整體適配度考驗結果不理想方面而言，研究者認為這或許和DCM 測量模式不適當有關。換言之，原始

DCM 主要是以測量各動機成分的所有題目為測量指標，而未針對各動機成分概念分析出適當次成分，

並據此編製或歸額測量題目(作為潛在變項的測量指標)，這可能會是模式與觀察資料適配度偏低的原

因之一(Littl巴，

Cunningham

,

Shah缸，

& Widaman

,

2002) 。另外，就執行意志測量指標信、效度偏低結果

而言，除了以上提及的原因外，此結果也可能是在其研究中，部分執行意志題目的內容陳述並未突顯出執行意志屬於較領域特定特質概念所導致(課業學習領域)。換言之，雖然在進行動機測量時，施測者已明確告知日學生題目在針對課業學習相關情形進行調查，但其中有部分執行意志題目的內容並未明確限定於「課業學習」脈絡中，例如以「我會做完該做的事情再休息、」、「有該做的事情時，我就會盡快去做」等題目來進行測量，而未適當反映執行意志屬於較領域特定特質的概念，這可能是導致執行意志測量指標信、效度偏低的原因。因此，對各動機成分界定明確的次成分，並就各個次成分平均編製與歸類能反映各動機次成分概念的測量題目(作為各動機成分測量指標) ，對 DCM 的發展相當重要。一方面，在為各動機成分確定了明確次成分，並據此發展測量題目與測量指標後，除了能使 DCM 在整體架構與測量上更為明確、精簡與完備外，應也有助於讓 DCM 與實際觀察資料產生更理想的整體與結構適配度(Little

et a

I.,

2002

)。另外，在各動機成分有了明確、精簡的次成分後，亦應有助於教育實務或後續研究者就 DCM 相關概念進行應用。如若想、提升學生學習動機，即能針對 DCM 所界定各動機成分的次成分具體設計課程或教學措施，以提升學生在該成分的學習動機，同時也較能就各動機次成分具體測量與瞭解學生在該動機成分上的改變。簡言之，針對各動機成分確定明確的次成分與測量指標，有助於讓 DCM 更為精簡、完備與可信，也有助於後績的應用。那膺，價值、預期、情感及執行意志各應包含何種次成分呢?首先，就價值而言，以往多數研究在界定學習動機的價值成分時，多半會包含學習者對課業重要性與有用程度的認知(如 Pintrich，

2003;

Wigfield et a

I.,

2009)

，因此以個體對課業學習認知的重要性與效用性兩個次成分來代表價值成分應是適當的。其次，就預期成分而言，由於能力信念、自我效能信念與控制信念等概念與成功預期有高度的相

關(程炳林，

2000 ' 2001 ; Bandura

,

1986; Schunk

,

1989; Wigfield & Eccles

,

2000)

，為求概念精簡與避免

混淆，因此 DCM 的成功預期單純指的是個體對於課業學習能否成功的預期，而不涉及能力信念、自我效能信念及控制信念等概念。也因此在此概念上，應可單純以個體對於課業學習的成功與失敗預期作為預期成分的次成分與測量指標。接著，在情感成分方面'DCM 將情感視為一種涵蓋情緒、心情等較為廣泛的概念 (Eysenck& K間間， 2000) ，包含個體對課業學習產生之正、負向情感反應。由於以往有些研究亦會將正、負向情感視為學習動機情感概念的測量指標(如程炳林與林清山，

2001

;侯玫如、程炳林與于富雲， 2004) ，因此以正、負向情感來代表情感成分應是適當的。最後，在執行意志方面，依據一些相關文獻，可歸納個體在課業方面的執行意志應會表現於個體能否迅速驅動想法付諸行動、維持行動

直到完成、要求行動達到目標與品質要求等三個面向(如劉政宏，

2009 ; Baumann & Kuhl

,

2005; Como

,

1993; Garcia et a

I.,

1998; Kuhl

,

1985)

，因此應可將個體在面對課業學習領域相關作業時，能否迅速驅動

想法、堅持到底及求善求美等概念作為執行意志的三種次成分。最後 'DCM 中主要的依變項為學習行為，而由於學習行為泛指個體在課堂中或下課後在課業學習方面實際表現的行為(劉政宏，

2009)

，因此以個體在課堂內與課堂外學習行為作為學習行為測量指標亦應是適當的。整體而言，在針對DCM 中各潛在變項概念確定了明確次成分後，DCM 所描述各動機成分與學習行為的路徑關係與先前研究並無不同，但在各動機成分與學習行為上都具備了明確的測量指標，如圖 2 。

(6)

1::

7

圖 2 以次成分作為測量指標的聾核心動機模式(詮. a 參照指標)

(二)值得以更廣泛據本軍幢幢驗 DCM

除了值得明確界定各動機成分的次成分之外，由於劉政宏 (2009 )主要是以小六學生為樣本來檢驗

初步的 DCM' 然而若想要支持 DCM 的概念確實能夠解釋各成分學習動機與學習行為間的影響路徑關

係'那麼應相當值得採用不同學習階段與地區的樣本，針對調整後的 DCM 進行重複檢驗。因此本研究

亦希望在先前研究的基礎下，以不同地區小六至國三學生為樣本，來針對 DCM 的概念進行檢驗，希望

提供支持 DCM 更周延的檢驗證據。

(三)針對 DCM 結構係敵進行跨年級的比較

最後，瞭解動機隨著學校經驗而產生的發展變化，對於任何動機理論都是相當重要的議題 (Graham

&

Williams

,

2009)

，因此在動機相關研究中，有些研究會傾向由「發展」的角度，來探討學習動機相關

概念隨著年紀或年級增長而產生的變化。在這些研究中，許多是在探討隨著年紀或年級增長，學生的學

習動機增長或減少的趨勢與原因(Wentzel

&

Wigfield

,

2009 )

，希望有助於從學校環境或學生心理的角度

來維持學生的學習動機。例如以往有些研究發現在學校教育環境中，學生會產生隨著年級增高，價值、

預期、情感等相關學習動機概念逐漸下降的趨勢(如劉政宏，

2003 ;

Covingt凹，

1984; Wigfield

&

Eccles

,

(7)

雙核J心動機模式測量指標

·639·

2000; Wigfield et

鈍， 2009) 。然而，不同年級學生間的差異是否僅會表現在各動機成分的高低上?有些研究結果指出，各種動機成分對學習行為或表現等概念的影響力，甚至各學習動機成分間的相關強度，也可能因為年紀的增長而有不一樣的變化。例如Wigfield 等人 (2009 )指出作業價值、成功預期等動機成分能有效預測學生的學習表現、是否堅持與活動的選擇，而且此種關係在學生小學一年級時就存在，並會隨著年紀增長而加強o 另外，他們更明確指出價值與預期動機間呈現正相關的關係'且相關的強度會隨著年紀增長而加劇。例如一年級學童在數學與閱讀等領域中，能力信念與價值相關係數約為.23 ，但到六年級時即提升至.53 。簡言之，各種動機成分對學習行為各種影響路徑的影響力及各學習動機成分間的相關，也可能會因為年紀的增長而產生變化o 而一方面由於探討各條動機影響路徑隨著發展所產生變化情形的研究目前仍較有限，針對此議題進行探討有助於對相關概念提供進一步的瞭解;另外，瞭解各種影響路徑影響力的發展情形後，也有助於教育相關人員能夠就不同階段學生的特性與需要，針對該階段學生重要， m較弱的影響路徑進行補強，以引發學生積極的學習行為。因此，本研究的另一個目的在針對 DCM 所描繪的各條徑路係數進行跨年級比較，瞭解各種動機成分與學習行為間關係隨著年級增長而產生的變化情形。四、研究目的綜上所述，本研究希望針對DCM 的架構與檢驗證據進行調整與補強，共包含三目的:首先，針對 DCM 的各動機成分界定明確次成分與測量指標，希望能使此模式在概念架構上更為精簡、完備與可信，並有助於後續研究的應用。其次，以不同地區小六至國三學生為樣本重複檢驗DCM ，希望能提供支持此模式更周延的證據。最後，針對DCM 描繪的各條徑路係數進行小六至國三的跨年級比較，以瞭解各條路徑影響力隨著發展而產生的變化情形。方法一、研究對象以台灣地區小六至國三學生為對象o 在徵得部分中、小學教師同意後，在其協助下抽取其所任教學校的班級作為施測對象。在國中方面，抽取台北市4 所及台北縣、桃園縣、新竹縣、苗栗縣、花蓮縣各 1 所國中;在國小方面，則抽取台北縣2 所及新竹市 l 所國小，總計抽取 12 所學校(皆非處於偏遠地區) ，共 1389 人 o 在刪除不認真作答、特殊，與在動機與學習行為各分量表有漏答或多重作答情形超過 2 題以上(含 2 題)者後，正式有效樣本為1203 人，六至九年級依序為281 、 354 、 299 、 369 人;男生 608 人，女生 595 人。二、研究工具與研究鹽項的測量 (一)圈中小學習動機量表

由於劉政宏 (2009 )依據 Wigfield 與 Eccles (2000) 、 Pintrich (1 989， 2003) 等人觀點編製的「國小

(8)

成分，並據此編製題日，而劉政宏、黃博聖、蘇嘉鈴、陳學志及吳有城(2010 )則在此理論架構與己編

,

ps

ps

<.05 。 3. 情感成分包含正向與負向情感兩個次成分，皆包含5 題，題目分別如「學習課業讓我覺得快樂」、「一想到要

讀課業方面的書，我就覺得煩」。兩個次成分的內部一致性

Cronbachα係數依序為 .90 、 .92(N

=

1224)'

間隔四至八週的重測信度係數依序為.72 、 .72

(N

=

233)

，和學生自評學習行為積極程度的相關係數

為 .63 、 .58

(N=

1203)' 和教師評定學習行為積極程度的相關係數為.30 、 .29

(N

=

440)

，和上學期學業成績相關係數為 .24 、 .27

(N=

371)'

ps<

.05 。 4. 執行意志成分包含驅動想法、堅持到底及求善求美三個次成分，皆包含5 題，題目分別如「有什麼應、該唸的課業書籍時，我會督促自己馬上去唸」、「就算有人干擾我唸書，我還是會堅持把該唸的書唸完」及「在複習該準備的功課時，我會要求自己複習到很好的水準才停止」。三個次成分的內部一致性Cronbachα係數

依序為 .80 、 .79 、 .82 (N= 1224)' 間隔四至八週重測信度係數依序為了

1 、 .73 、 .76 (N=233)'

和學生自評學習行為積極程度的相關係數為.72 、 .67 、刊 (N=

1203)

，和教師評定學習行為積極程

度的相關係數為 .38 、 .36 、 .52 (N

=

440)

，和學生上學期學業成績的相關係數為.30 、 .25 、 .48 (N

=

371 )

,

ps

<

.05 。

(二)園中小學習行為量表

採用劉政宏等人 (2010 )修改自劉政宏等人 (2005 )之「國小學習行為量表」所編製之「國中小學

習行為量表」作為測量工具。此量表包含「課堂內」與「課堂外」學習行為兩個分量表，皆包含 5 題，主要用來測量學生課堂內及課堂外的課業學習行為，包含其上課時是否會專心聽講、學習、抄筆記，下課時是否會複習、認真寫作業、認真準備考試、閱讀相關資料等學習行為，題目內容分別如「上課時，我會專心聽老師講課」、「放學回家後，我會複習上課時學到的東西」。在信、效度證據方面，兩個分量

表的內部一致性 Cronbachα 係數依序為 .85 、 .82

(N

=

254)

，間隔四至八週的重測信度係數依序

為 .73 、 .75

(N=

251)' 和教師評定學習行為積極程度的相關係數為.47 、.46

(N

=

434)

，和學生上

(9)

雙核{，、動機模式測量指標學期學業成績的相關係數為.45 、 .45

(N= 364)

'ps

<

.05 。三、資料處理 ·641· 在模式考驗與估計方法，由於發現全體、六、七、八、九年級共五組觀察資料皆不符合常態分配假

設，依序為x

2

(2 ' N = 1203) = 757.52

'χ2

(2

,

N=28

l)

=275

.1

8' X

2

(2

,

N= 354)

=215.詣，

X

2

(2 '

N

= 299) = 129.54 '

l

(2 '

N

= 269) = 109.69 '

ps

<

.肘，故改採較不受此假設影響的加權最小平方法

( weighted least-squares;

WLS) 做為考驗與估計方法(Joreskog

&

Sorbom

,

₇

) 11 個測量指標。為避免在計算變異數共變數矩陣時產生違反數學運算程序與規則(如變異數為負值) ，而無法求解的非正定 (not

positive

definite) 問題，因此先將缺失值刪除 (Bagozzi

&

Yi

,

1988) 。另外，為避免潛在變項關係難以解

釋，在將負向情感與失敗預期兩個指標題目轉碼為正向題並加總後，以 1203 份資料進行考驗。表 l 是 11 個指標的相關係數矩陣，表中 55 個相關係數介於 24 至 .80 間(ps

<

.05)' 其中多數相關係數介於.40 至 .60 間，屬中等程度相關。其餘考驗結果說明如下: (一)模式適配度考鸝主要參考 Bagozzi 與 Yi (1 988) 、陳正昌、程炳林、陳新豐與劉子鍵 (2003 )的建議，從基本適配度、整體適配度和內在結構適配度三方面評估，說明如下: 1 模式基本適配度考驗由表 2 所顯示 DCM 估計參數考驗與標準化係數值可知，所有的誤差變異 (El - E7 、 <>1-<>4 與巴\

1;

3)皆為正值，且皆達顯著水準;因素負荷量介於 .68- .93 間，並無低於 .50 或高於 .95 的情形;估計參數標準誤介於 0.01-0.04 之間，亦無過大標準誤;另外，經計算發現估計參數間最大的相關係數絕對值為.肘，並未高於 .90 。結果顯示，理論模式符合基本適配度考驗，無辨認問題存在。

(10)

表 1 聾核心動機模式11 個測量指標的相關保歡矩陣(N=

1203)

變項

l

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

1.正向情感 (Yl

)

1.

00

2. 負向情感 (Y

_{2 )}

.74"

1.

00

3. 驅動想法 (Y

₃

)

.57

.53"

1.

1"

.4

9"

.54"

1.

00

9. 效用性 (X

₂

)

.5

8"

.51"

.5

1"

.4

4"

50"

.4

4"

.52"

.80"

1.

00

10. 成功預期 (X

₃

)

.5

6"

.4

5"

.5

3"

.5

2"

.64"

.5

0"

60"

.4

3"

.4

2"

1.

00

1 1.失敗預期()4)

.4

0"

.4

5"

.39"

.34"

.4

5"

.3

7"

.4

4"

.24"

.30"

.63"

1.

00

註:負向情感與失敗預期兩指標題目先轉碼計分後，再進行加總 ; "p

<

.05

表 2 DCM 估計參數考驗與標準化保數值參數 _估計值

WLS

標準誤 t 值標準化 _參數

WLS

標準誤標準化係數估計值 t 值 _係數 λyll

1.

00

0.91

φII

0.81

0.02 40.63"

1.

00

λy2

I

0.88

0.02 45.52"

0.81

_。21

0 .4

2

0.02 18.65"

0.51

λy32

1.

00

0.85

_。22

0.86

0.03 28.10"

1.

00

λy42

0.97

0.01 65.08"

0.82 _已l

0.33

0.02 14.32"

0 .4

0

λy52

1.

03

0.01

77. 11"

0.87 _~

0.23

0.01

15 .5

2"

0.32

λy63

1.

00

0.79 _已3

0.06

0.01

5 .57"

0.10

λy73 1.1

4

0.02

56 .4

7"

0.90 £1

0.17

0.03 4.78"

0.17

λx

II

1.

00

0.90 £2

0.35

0.04 9.74"

0.35

λx2

I

0.99

0.02

46 .4

6"

0.89 £3

0.28

0.03 8.52"

0.28

λx32

1.

00

0.93 £4

0.33

0.03 9.69"

0.33

λx42

0.73

0.03 25.70"

0.68 £5

0.24

0.03 7.25"

0.24

P勻2

I

0.30

0.04 8.05"

0.32 £6

0.38

0.04 10.82"

0.38 .

P3

0 .1

3

0.03

4 .5

4"

0.15 £7

0.19

0.03 5.83"

0.19

Rγ

3

勻.

0.78

0.03 25.74"

0.83

01

0.19

0.04 5.29"

0.19 YIl

0.50

0.03

1

7.7 5"

0 .5

0

02

0.21

0.04 5.94"

0.21 Y21

0.22

0.03 7.10"

0.23

03

0.14

0.04 3.35"

0.14 YI2

0.39

0.03 12.61"

0.39

04

0 .5

4

0.04 13.83"

0 .5

4 Y22

0.36

0.03

1

1. 17"

0 .4

0

註:未列標準誤與 t 值者為參照指標。 -p 〈 .05

(11)

雙核J心動機模式測量指標 ·643·

2. 模式整體適配度考驗

考驗結果發現，適配度卡方考驗求得x

2

₍₃

_{6 '}

_N=

_{1203) = 340.50'}

_P

_{< 肘，顯示模式與觀察資料未}

適配。然而，

Hair

、Anderson 、 Tatham 與 Black (1998) 指出，當樣本數大於400 人時，幾乎所有模式

都可能被拒絕，本研究分析樣本數為 1203 人，或許模式被拒絕是因為人數過多的關係，因此本研究同時參酌其他適配度指數來評鑑模式適配程度。其他指數求得GFl 與調整後的 AGFl 指數為 .95 與 .91

'

高於 .90 標準 :CN 值為 207.93 '高於 200 的標準 :SRMR 為 .0話，低於肘的標準: RMSEA 為 .084 ，接近 .08 的可接受標準'這些適配度指數顯示模式的絕對適配度可被接受。此外， PGFl 與 PNFl 分別為 .52 與 .64 ，高於 .50 的標準'且五項與基準模式比較而得的適配度指數 NFl 、 NNFl 、 CFl 、 IFl 、 RFI 依序為 .98 、 .98 、 .98 、 .98 與 .97 '皆大於 .90 標準，顯示理論模式亦有不錯的精簡適配度與增值適配度。結果顯示， DCM 與觀察資料整體適配度相當理想。 3. 模式內在結構適配度考驗由表 2 可知，所有估計的參數都達顯著水準'符合「所有估計參數應達顯著水準」的評鑑標準。由表 3 所顯示 DCM 的個別指標信度和潛在變項組成信度、平均變異抽取量可知， 11 個測量指標中，只有失敗預期的指標信度略低於 .50

(.4

6)

，其餘指標信度介於 .62- .83 之間，皆高於 .50 的標準'算是理想的結果。在潛在變項的信、效度方面，情感、執行意志、學習行為、價值與預期五個潛在變項的組

成信度(

composite reliability

)依序為 .85 、 .88 、 .83 、加及 .91 '而平均變異抽取量(

average variance

ex甘acted; AVE) 分別是 .74 、 .72 、 .72 、 .80 及 .66 ，都在 .50 以上，這顯示各潛在變項的信、效度相當不錯。綜合以上內在結構適配度考驗結果可知， DCM 的內在品質相當不錯。綜言之，本研究的觀察資料顯示DCM 未連反基本適配標準'同時擁有理想的整體適配度與內在品質，雖然整體適配度考驗中:l 值達顯著水準'但是其他方面的評鑑結果大致顯示DCM 可以解釋中、小學生的觀察資料。表 3 DCM 的個別指標價度和潛在費項組成信廈、平均鹽異抽取量個別指潛在變潛在變項個別潛在變潛在變項變項標信度項的組的平均變變項指標項的組的平均變成信度異抽取量信度成信度異抽取量情感 (η1)

.85

.74

學習行為 (η3)

1;

2)

.79

.66

成功預期 (X

₃

)

.86

失敗預期(~)

.4

6

(二) DeM 中各潛在型項的直接、間接與全體殼果圖 3 是 DCM 各變項間的標準化徑路係數，表 4 是各潛在變項間效果值、顯著性考驗及標準化效果值。由圖 3 與表 4 可知 'DCM 可解釋學習行為 90% 變異量(1- ~3=

1-

.1

0=

.90)' 算是相當高的解釋量。各種效果的考驗結果顯示:

(12)

28'

.33'

.24'

』

.2 1*一斗，

.54'

---+-后/

.17

圖 3

DCM 標準化徑路係毆

(註. ，參照指標;負向情感與失敗預期兩指標題目先轉碼計分後，再進行加總: 'p< 肘)

首先，執行意志 (η2) 對學習行為 (η3) 的全體效果考驗連顯著水準 (t=

25.74'

P

<

.05)' 全體效

果標準化效果值為 0.83 '這顯示執行意志越強的學生，其在課業學習方面實際表現的學習行為會越積

極，且這樣的效果皆來自於執行意志對學習行為的直接效果(仇 2= 0.83) 。其次，情感 (η1 )對學習行

為 (η3) 的直接、間接與全體效果皆達顯著水準 (ts

=

4.54 ' 7.54 ' 10.71 '

ps

< 肘) ，全體效果的標準化

效果值為 0.42' 這顯示對於課業學習情感越正向的學生，其在課業學習方面實際表現的學習行為會越積

極，而這樣的效果有部分是來自情感對學習行為的直接效果(仇1

=

0.15)

，有部分則是透過執行意志而

間接產生(~2

Ix

~3

2=

0.32

x

0.83

=

0.27)。換言之，對於課業學習情感越正向的學生，可能會使其在課

業學習方面有更強的執行意志，而間接導致其表現較積極的學習行為。

.1

9'

(13)

雙核{，、動機模式測量指標表 4 DCM 各潛在變項聞之鼓果值、顯著性考驗及標準化鼓果值 ·645· 直接 _效 _果 _間接 _效果全體 _效 _果

值效果

標準誤

I 值

標準化效果值效值果

標準誤

I 值

標準化效果值

效果值

標準誤

t{I直

標準化效值果

情感(刊 1 )對 0.30 0.04 8.05* 0.32 0.30 0.04 8.05* 0.32 執行意志 (η2) 情感(刊 1 )對

。 13

0.03 4.54* 0.15 0.23 0.03 7.54* 0.27 0.36 0.03 10.71 * 0.42 學習行為 (η3) 執行意志(刊2) 對 0.78 0.03 25.74* 0.83 0.78 0.03 25.74* 0.83 學習行為 (η3) 價值比1 )對 0.50 0.03 17.75* 0.50 0.50 0.03 17.75* 0.50 情感(刊 1) 價值比1 )對 0.22 0.03 7.10* 0.23 _{。 15} 0.02 7.17* 0.16 0.37 0.03 13.82* 0.39 執行意志 (η2) 價值(已1 )對 0..35 0.02 15.09* 0.40 0..35 0.02 15.09* 0.40 學習行為 (ηJ) 預期(已2) 對 0.39 0.03 12.61 * 0.39 0.39 0.03 12.61 * 0.39 情感 (η1) 預期(包)對 0.36 。 03 11.17* 0.40 0.12 0.02 7.31* 0.13 0.48 0.03 15.89* 0.53 執行意志 (η2) 預期(已2) 對 0.42 0.03 15.89* 0.50 0.42 0.03 15.89* 0.50 學習行為 (η3)

'p< .05

其次，價值比 1 )對學習行為 (η3 )的間接與全體效果皆連顯著水準(皆為 t= 15.09 '

p

<

.05)，全體效果標準化效果值為0 .40' 這顯示認為課業學習價值越高的學生，其在課業學習方面實際表現的學習行為會越積極，而這樣的效果皆非來自價值成分的直接效果，而皆是透過情感與執行意志兩個成分所產生 (111 X 仇 1+ 111 XB21X 仇 2+121X 戶32

=

0.50 X 0.15 + 0.50 X 0.32 X 0.83 + 0.23 X 0.83

=

0.40)。換言之，當學生知覺的課業學習價值越高，可能會透過其對課業學習的正向情感及執行意志，而導致其表現的學習行為越積極。接著，預期(已2) 對學習行為 (η3) 的間接與全體效果皆連顯著水準(皆為 t=15.89'p<.05)' 全體效果標準化效果值為 0.50 '這顯示對於課業學習成功預期越高的學生，其在課業學習方面實際表現的學習行為會越積極，而這樣的效果皆非來自預期成分的直接效果，而皆是透過情感與執行意志兩個成分所產生(112 X B3 1+ 112 XB21X 仇 2+ 122X 恥 2= 0.39 X 0.15 + 0.39 X 0.32 X 0.83 + 0.40 X 0.83= 0.50) 。換言之，當學生對於課業學習成功預期越高，可能會透過其對課業學習的正向情感及執行意志，而導致其表現的學習行為越積極。最後，雖然在以上考驗中，己針對價值及預期成分對於學習行為影響的整體間接效果進行考驗，並得到顯著的結果。然而在此考驗中，並未細部針對價值及預期兩個成分分別透過情感與執行意志兩成分，而間接影響學習行為的四個中介效果進行檢驗，因此再採用 Sobel (1982) 介紹的方法進行中介效果檢驗，結果發現四個中介效果值的考驗皆連到顯著，的>4.27 '

ps

<

.05 。

(14)

(三)競爭模式的考驗

另外 'DCM 主張僅有情感與執行意志兩個核心成分對學習行為有直接影響力，價值與預期兩個動機成分對於學習行為並無直接影響。為提供此觀點的進一步檢驗證據，因此再以「納入價值與預期兩成分對學習行為直接影響路徑」的模式作為競爭模式，進行模式考驗。考驗結果發現競爭模式的整體和增值適配度考驗結果和DCM 差異不大，

i

(3

4 ,

N=

1203) = 336.98 '

p

<

.05 ' GFl 與調整後的 AGFI 指數為 .95 與別， CN 值為 200.97 ' SRMR 為 .025' RMSEA 為 .086 ， NFl 、 NNFl 、 CFl 、 IFl 、 RFI 依序為 .98 、 .98 、 .98 、 .98 與 .97 。然而在精簡適配度考驗方面， PGFl 與 PNFl 指數則略微下降為.49 與 .61 。更重要的是，在價值與預期兩成分對學習行為直接影響路僵的考驗方面，兩條路徑皆未顯著的3 1 = 0.01 '

t

= 0

.4

5 '

p

> .05 ; 132= 0.03 '

t

=

1.1

5 '

p

>.05) 。此結果顯示相較於競爭模式， DCM 顯得較為精簡，且在考慮了情感與執行意志兩個核心成分後，價值與預期兩個成分對於學習行為應無直接影響力。二、四個年級在聾核心動機模式 (OeM) 結構係數的差異為進一步瞭解各動機成分與學習行為間的關係是否會因為年級增長而有所變化，因此針對六至九年級學生在 DCM 結構係數的差異進行比較。表 5 是四個年級在 11 個測量指標上的描述統計與差異比較結果，其中顯示六年級在 11 個測量指標上大致有較國中生正向的趨勢， Wilks

1..(3

,

1200)=.泊 'p<.05 。 95% 同時信賴區間檢定結果顯示，尤其在正向情感、驅動想法、堅持到底、求善求美、重要性、效用性、成功預期等測量指標上，六年級會顯著高於某些年級國中生，而國中三個年級間則無顯著差異。男外，四個年級 11 個測量指標的相關係數(共 220 個)介於 .17 至 .82 間 Cps

<

.05) ，多數屬.40 至 .60 間的中等程度相關。表 5 四個年級在 11 個測量指標上的平均數、標準差與差異比較(N= 1203)

1\\

_年

級

_七

_年

級

_八

_年

級九

_年

級量表名稱

Cn

= 28

1)

(n = 354) (n = 299) (n = 269) Wilks 95% λf直同時信賴區間

M

SD

M

SD

M

SD

M

.05

d

(15)

·647·

雙核J心動機模式測量指標官暫駝背忠信?之 hi 表 6 是四個年級在四個結構參數的差異考驗結果，表中顯示四個年級學生在B 矩陣、 F 矩陣及 φ 矩陣皆未有顯著差異，但在哇，矩陣上的差異連到顯著，

t:.

l

(9' N= 1203) =

16.俑， p<.肘，這顯示四個年級學生在潛在依變項殘差的變異數共變數矩陣有顯著差異存在。接著再以 HBr<l>的考驗結果為基準'針對四個年級學生在三個潛在依變項的殘差進行卡方差量法的考驗，結果發現四個年級學生在情感

(η1 )、執行意志 (η2) 兩個潛在依變項的殘差並無差異存在，

t:.

ls

(3 '

N

= 1203) = 2

.4 '

5.97 '

ps

>

.肘，

但在學習行為變項的殘差上則有顯著效果，

t:.

l

(3

,

N

= 1203) = 7.88 '

P

<

.05

'八年級 (~3=.05) 與九

年級(包= .05) 在學習行為上的殘差較低，六年級(已= .12) 居中，九年級(已= .16) 則較高。換言之， DCM 所能解釋八年級與九年級學生學習行為的變異量，有略微高於其他年級的趨勢。整體而言，分析結果發現四個年級學生在 DCM 結構係數的差異情形並不明顯， DCM 中所描繪各種動機成分對學習行為影響路徑的影響力，似乎不會因為年級的增長而有太大變化。四個年級在聾核心動機模式四個結構參數的差異考驗表 6

G

F1

叫-M

.94

.93

.94

八年級

.94

報一封

七

.92

.93

報-m

.92

9

12

9

9 Mf

t:.

1

15.29

18.31

15.74 16.96°

df

H

form

H

B

H

Br

H_Br申 H_Bn抖，註 _{:/'，.1 代表 1 差量 'Mf代表 df差量 ;-p 〈 .05}

144

174

183

153

165

1

467.24

482.53

500.84

516.58

533.54

參數論本研究針對 DCM 各潛在變項界定明確的次成分(測量指標) ，並採用能反映各潛在變項次成分概念的題目，再以 1203 名小六至國三學生的資料對 DCM 進行檢驗，結果發現:相較於先前研究結果， DCM 和實際觀察資料產生了更佳的適配度，且不同階段中小學生在 DCM 多數結構係數上，並未有顯著差異 o 以下針對各部分結果的意義進行討論: 討一、 oeM 各動機成分包含的次成分本研究依據相關文獻歸納價值動機包含重要性與效用性兩個次成分，預期動機包含成功預期與失敗預期兩個次成分，情感動機包含正向情感與負向情感兩種次成分，執行意志動機則包含驅動想法、堅持到底及求善求美三種次成分。研究結果顯示，在明確界定DCM 各潛在變項所包含的次成分，並據此編製題目後， DCM 在整體適配度與內在結構適配度都有相當大的改善，例如 GF1 與調整後的 AGF1 分別提升至 .95 與 .91 '同時在 11 個測量指標中，只有預期的失敗預期指標信度略低於 .50 .其餘 10 個測量指標及五個潛在變項的平均變異抽取量則都提升至 .50 以上。這顯示本研究所歸納出各學習動機的次成分，應能夠適當代表各動機的潛在概念，因此將這些次成分作為各動機概念的測量指標，並據此編製題目後，能提升 DCM 與實際觀察資料的適配度(

Li

ttle et a

I.,

2002

)。

(16)

值得一提的是，相較於劉政宏 (2009 )在各動機成分測量指標的信、效度分析結果，本研究的結果主要顯示在執行意志測量指標的品質上，有較大的提升(包含個別指標信度與平均變異抽取量)。何以會產生此結果?本研究認為正如同先前文獻探討處所述，這除了可能是因為本研究已明確以執行意志各次成分作為測量指標，並選擇能反映執行意志各次成分概念的題目外，亦可能由於在本研究中，測量執行意志的題目已更明確將題目內容限定於課業學習脈絡中(如以「有什麼應該唸的課業書籍時，我會督促自己馬上去唸」來測量驅動想法次成分) ，而改進了先前研究在部分題目內容陳述上，並未明確限定於課業學習脈絡的缺點，因此能大幅提昇執行意志成分測量指標的品質。整體而言，在本研究針對 DCM 各動機成分的次成分進行明確界定後，除了有助於 DCM 在整體架構概念與測量上更精簡、完備與可信外，應也有助於教育實務者或相關研究就 DCM 相關概念進行後續應用，如教育實務工作者或後續研究即能明確針對 DCM 所界定各動機成分的次成分具體設計課程或教學措施，以提升學生的學習動機，同時也較能就各動機次成分具體測量與瞭解學生在該動機成分上的改變(例如若希望培養學生的執行意志，即可思考如何由驅動想法、堅持到底，求善求美等方向具體設計課程或教學措施來著手進行)。二、 DeM 在理論與實輯上的含章 (一)與先前研究成果與理論的比較本研究在 1203 名小六至國三學生資料的檢驗結果中發現(如圖 3) ， DCM 對於學習行為的解釋量達 90%

(1 -

~3

=

1 - .10

=

.90)

，這顯示 DCM 所描繪的動機成分與路徑關係，相當能夠解釋個體在學習行為上的個別差異。而此結果相較於劉政宏(2009 )以 480 位小六學生資料進行檢驗的結果有明顯的提升 (DCM 可解釋學習行為77%的變異量，

1 -

~3

=

1 - .23

(17)

雙核{J、動機模式測量指標 ·649·

域廣泛的特質，並未聚集在學習情境或在學習行為範圍內測量，因此本研究的執行意志會顯現出對學習行為較高的直接效果。

接著 'DCM 和以往一些探討動機、態度與行為關係的理論，也有一些值得比較與突顯的差異。首先，過去動機相關研究中，普遍認為價值、預期兩個因素對學習行為相當有影響力(如Atkinson，

1964;

Wigfield

&

Eccles

,

2000; Wigfield et

泣， 2009) ，但 DCM 卻主張價值、預期兩因素對於學習行為的影響力

並非直接產生，而是透過其他因素而中介產生(劉政宏， 2009) 。此觀點不管在劉政宏或本研究結果中都得到了支持，這顯示正如同 Garcia 等人(1 998) 及劉政宏等人 (2005 )的結果，先前有關學習動機的預期價值論似乎高估了價值與預期兩因素對學習行為的直接預測力，而忽略了考慮情感或執行意志等相關概念的中介角色。除了成就動機的預期價值論外，在決策領域研究中，

Edwards

(1954) 亦提出了著名的預期價值論

(expectancy-value theory)

，其中認為個體主要會依據「各種選擇或可能結果的價值」及「產生各項結果的可能，性或預期」的乘積或組合，在各種選擇中進行最有利的決策。雖然此理論被支持能有效預測個

體做出的決策，甚至被應用到態度形成，甚至人際吸引相關現象的解釋(Taylor，

Peplau

, &

Sears

,

2006)

,

然而此觀點和 DCM 對學習行為的解釋仍存在著一些差異。首先，如同 Taylor 等人 (2006 )所述，

Edwards

(1

954

)在對個體的決策選擇進行解釋時，似乎忽略了情感反應或情緒偏好的影響力，而 DCM 在解釋個體的學習行為時，則考量並納入了個體的情感反應對學習行為的影響力，這顯示 DCM 在對人類行為的解釋與預測上，似乎顯得較為周延。其次，

Edwards

(1954) 主要在由預期與價值的向度來預測個體會做出什麼樣的選擇，這顯示此理論比較適合用以預測個體在面對選擇時，當下會做出什麼樣的決定，卻未必適合用來預測個體必須持續進行，且可能遭遇誘惑、干擾、內外在阻礙的學習行為。換言之，個體所表現的學習行為，除了涉及做決定、設定目標等行動意向形成的前決策階段外，亦需要後決策階段中，與意志相關的概念來驅動、執行與保護行動意向才能完成(程炳林與林清山，

2001

,

2002 ; Kuhl

,

1984

,

1985

)。而 DCM 除了考慮到和個體行動意向形成有關的預期與價值概念外，亦考慮到和驅動、執行與完成行動意向有關的意志概念(執行意志)和情感反應，因此應較預期價值論適合用來解釋與預測學習行為。

此外 'DCM 的觀點和 Fishbein 與人jzen (1 975) 的理性行動論(

the reasoned action

model) 也有一

些值得比較之處。理性行動論是用來解釋與預測個體廣泛行為的理論，其基本假定是認為，人透過理性方式所計算出來的行為意向(如減肥意向) ，能有效預測其實際表現出來的行為(如減肥行為) ，而人的行為意向可以由兩個重要變項來進行預測。第一，是個體對該行為的「態度J (如對減肥行為的好惡評價) ，這主要是透過個體對該行為執行結果所知覺的價值(減肥是否重要)與預期(減肥成真的可能性) 兩個面向所計算得出。第二，是個體對該行為所知覺到的主觀「社會規範J (對於身為特定社會團體一份子應該如何想或做該行為的預期，例如是否應該執行減肥行為) ，而這個部分主要是由重要他人對行為的贊成程度(如伴侶是否贊成) ，及自己順從重要他人期望的動機程度(如有多少順從伴侶的動機) 所計算得出。此理論被許多社會心理學家所廣為接受，也被譚實在解釋與預測人顯行為上很有預測力

(Taylor et

泣， 2006 )。而 Madden 、 Ellen 與 Ajzen

(

1992) 更在此研究基礎上，將此理論修正為計畫行

為論 (theory

ofplanned behavior)

，亦即納入結果控制知覺的預測變項(自覺自己能否控制結果)，結果

發現此變項能有效提高對個體行為意向和實際表現行為的預測力，尤其在一些涉及個體必須進行意圖控

制的行為上(例如減肥、戒煙)。

DCM 的觀點和此理論有哪些異同之處?首先， DCM 在解釋與預測個體的學習行為時，也考量了個體對課業學習知覺的價值和預期兩個變項。換言之'DCM 在解釋輿預測學習行為時，也考量了理性行動論用來預測行為意向態度變項的兩個重要面向。不同的是，在理性行動論中，會傾向認為由此兩個

(18)

概念所計算得出的態度變項，對於個體的後續行為有直接的預測力，然而DCM 卻主張價值、預期兩因素對於學習行為的效果是透過其他變項的中介而產生。其次，在DCM 所界定的動機成分中，雖然並未明確納入理性行動論或計畫行為論所考量的「社會規範」和「結果控制知覺」兩個預測變項，但事實上，在 DCM 所界定價值和預期動機成分概念中，亦分別涉及了社會規範和結果控制知覺的相關概念。就 DCM 對價值成分的界定而言，其中包含了個體對於課業學習重要性知覺的概念，而此知覺應和個體所知覺有關課業學習的社會規範有關(如知覺社會規範是否認為課業學習是重要的)，也因此在本研究測量價值動機(重要性)的題目中，會包含「我認為學生應該要努力念課業方面的書」等涉及社會規範知覺的題目。就預期成分動機而言'DCM 將其界定為對課業學習能否成功的預期，而不涉及能力信念、自我效能信念與控制信念等概念，這主要是因為這些概念與成功預期有高度的相關，許多研究建議可以

合併(程炳林，

2000 ' 2001 ; Bandura

,

1986; Schunk

,

1989; Wigfield

&

Eccles

,

2000

)。而結果控制知覺即

相當類似於個體自覺有無能力執行該行為的能力信念、自我效能信念與控制信念等概念，因此預期成分的界定應也涵蓋了結果控制知覺的概念。整體而言，在DCM 動機成分的界定中，也涉及了理性行動論或計畫行為論所考量社會規範和結果控制知覺的相關概念，只是DCM 並未將此兩個概念獨立作為動機成分的測量指標。未來研究似乎亦可以思考若將此兩個概念分別獨立作為價值與預期成分動機的測量指標，是否有助於讓 DCM 在概念上更為完備與適切。最後，如先前所述，個體表現的實際行為除了涉及行動意向形成的前決策階段外，也涉及驅動、執行與完成行動意向等後決策階段相關概念。倘若由此角度分析，理性行動論或計畫行為論在解釋與預測個體的行為時，似乎亦較忽略了後決策階段等意志相關概念或情感對行為的預測力。而DCM 除了認同前決策階段相關概念在學習行為意向形成上的重要性，因此考慮到和個體行動意向形成較有關的預期與價值概念外，亦考慮到和驅動、執行與完成行動意向有關的意志概念和情感反應的影響力，因此應更適合用來解釋學習行為，甚至似乎亦相當有潛力可以應用至解釋與預潮其他與學習行為本質相似的行為 (亦即個體讀持續進行，且可能遭過誘惑、干擾、內外在阻礙的行為，如減肥、戒煙、戒酒、戒毒等)。 (二)四個年級在聾核心動機模式 (DeM) 結構係歡的差異研究結果發現，雖然六年級在四種動機成分 11 個測量指標上大致上有較團中生正向的趨勢，這和過去研究發現在學校教育環境中，學生會產生隨著年級增高，學習動機下降的趨勢一致(如劉政宏，

2003 ; Covington

,

1984; Wigfield

&

Eccles

,

2000; Wigfield et

泣， 2009) ， {旦分析結果發現四個年級在DCM

結構係數的差異情形並不明顯。在各種結構係數的比較中，僅發現DCM 能解釋八年級與九年級學生學習行為的變異量有高於其他年級趨勢，但其他結構係數並無明顯差異。此結果顯示DCM 所描繪各種動機成分間的關係'及其對學習行為影響路徑的影響力，似乎不會因為年級增長而有太大變化，而這樣的結果和 Wigfield 等人 (2009) 的觀點並不相同。何以會產生此不一致的結果呢?首先，研究者認為這或許是因為本研究比較的年級階段和先前研究不相同所導致。例如在價值與預期兩動機成分相關係數的比較方面， Wigfield等人 (2009 )是針對小一與小六的樣本來比較。此兩個階段學生在認知發展的階段差異較大，分屬具體與形式運思期，但本研究比較的階段為小六至國三的樣本，認知發展的階段並無差異，皆屬形式運思期 (Piaget， 1950) 。換言之，可能是因為本研究比較的樣本年齡階段範圍較小，且認知運作本質接近，因此在DCM 所描繪各動機成分與學習行為的關係上，並不會有差異。倘若如此，此處結果與解釋似乎也能和Wigfield等人 (2009) 報告的結果呼應，他們指出六年級學生價值與能力信念相關係數約為.53 '和本研究以小六至國三樣本所求得價值與預期的相關係數.51 相當接近。另外，此結果亦可能是由於本研究選用的樣本屬於不同地區的橫斷性樣本，而非縱實，性資料，因此無法顯現出結構係數在跨年齡階段的差異所導致。整體而言，本研究並未發現小六至國三學生在DCM 結構係數上存在著明顯差異，雖然本研究提出可能解釋，但未來研究值得以縱貫性樣本或其他階段學生資料來檢驗這些解

(19)

雙核，心動機模式測量指標

·651 •

釋能否被支持。 (三)對教育實務的敵示以上有關 DCM 的研究結果，也有助於提出一些教育相關人員在思考如何提升學生學習動機或引發積極學習行為時，值得思考的啟示與建議。首先，在 DCM 中，將學習動機區分為價值、預期、情感與執行意志四種不同的成分，這顯示要能周延瞭解與預測學生的學習動機與行為時，似乎需要考量不同的學習動機成分，僅著重特定學習動機成分，或是將各學習動機成分視為一整體學習動機構念，應無法周延解釋與預測學生的學習動機與行為。其次，在 DCM 的架構中，雖然價值與預期兩個動機成分對學習行為沒有直接的預測效果，但並非意昧著價值與預期成分就是不重要的動機成分。一方面價值與預期成分對個體的學習行為仍有相當的影響力，其仍會透過情感和執行意志成分間接影響學習行為。一個認為課業學習重要、有用或自己能成功學習的學生，雖然未必會直接導致其表現正向學習行為，但卻可能會透過使其產生較強的執行意志，或具備較正向的情感反應，因而有助於引發其積極的學習行為。另外，雖然圈中、小學生在價值與預期方面的學習動機相較於情感興執行意志成分較為正向，且調查結果也多半顯現學生對於課業學習的價值信念，及對自己學習成功的預期多半持著正向態度(程炳林與林清山，

2001

;劉政宏等人，

2005 ' 2010 ;

Kl

oostennan

&

Coug阻，

1994)

，但本研究結果亦發現，學生對於課業學習的價值知覺與成功預期有隨著

年級增長而衰減的趨勢。因此，雖然價值與預期兩個動機成分對於學習行為沒有直接的預測效果，但提升與維持學生價值與預期成分的學習動機，仍值得教育相關人員的努力。接著，過去教育相關人員或教改在思考提升學生的學習動機時，讓學生快樂學習，提升學生動機的情感成分，一直是相當受到重視的努力方向，而此努力方向得到了本研究DCM 的支持。換言之，若能讓學生對學習產生快樂等較正向的情感反應，除了可能會直接驅動其正向學習行為外，也可能讓學生對課業學習產生較強的執行意志，間接有助於引發積極學習行為。因此致力於提升學生學習動機的情感成分，讓學生在課業學習中感受到快樂，確實是值得繼續努力的方向。值得注意的是，倘若教育相關人員在思考提升學生學習動機時，主要是將焦點置放於讓學生在學習中感受到快樂，對學習產生正向情感，是否是容易且有效率的方式呢?事實上，這似乎相當不容易。換言之，就課業學習的本質而言，學習者所面對的大部分材料，應該都是自己還沒學過的內容，因此在這種情況中，在學習過程必然會遭遇許多困難、挫折、壓力、干擾，甚至會遭遇其他更有趣活動的誘惑(如漫畫、電玩) ，因此欲由情感成分提升學生的動機實屬不易，而這也和一些研究的調查結果符合，在經歷教改多年的努力後，學生對於課業學習的情感反應似乎不是那麼正向(如劉政宏等人，

2005 '

2010) 。那麼，是什麼樣的概念在不容易引發學生對課業學習正向情感的情況下，仍能扮演著驅動來自價值或預期等其他動機成分學習意向，貫徹執行學習行為的角色呢?這或許就必須依賴「執行意志」的運作了。在本研究的結果中發現，執行意志對於學生的課業學習行為有很高的直接效果，因此倘若在學習過程中，能夠培養學生具備執行意志特質的話，那麼學生在面對可能遭遇困難、挫折、壓力、干擾或其他更有趣誘惑的課業學習事件時，即使沒有正向，情感來驅動其積極學習行為，亦可能因其具備較強的執行意志特質(即使此時負向的情感反應可能減弱其執行意志傾向) ，而表現出積極學習行為。可惰的是，在一些研究的調查結果中發現，相較於價值與預期成分的學習動機，國內中小學生對於課業學習的執行意志相關特質似乎顯得較為不足(程炳林與林清山，

2001

;劉政宏等人，

2010)

，因此正相似於Garcia 等人( 1998) 的看法，本研究認為提高學生在課業學習方面的執行意志，應是值得國內教育投入更多關注與努力的方向(例如透過相關課程對此特質進行培養等)。