教育心理學報. 1998 • 30 卷. 2 期. 143-167 頁
國小學生發問行為及其相關因素之研究
杜宜展
高雄市 瑞祥國小林世華
國立台灣師範大學 教育與心理典輔導學系 本研究旨在探討圍小學生發間行為及其相關之因素,主要的研究目的為:(1)瞭解 國小學生發問行為之現況。 α)探討學生個人因素、教學情境因素、與發問意顧、發問 行為、學習參與之關係。(3)綜合研究結果,提供國小教師教學與未來研究之參考。 本研究以高雄市國民小學五、六年級學生為取樣對象,共抽取二十九所學校.980
人為樣本,收回問卷 945 份,回收率為 96.43% .可用問卷為 890 份,可用率為 90.82% 。 研究工具為研究者自編之「國小學生發問行為問卷 J 所蒐集到之資料,以 U 考驗、 柯克蘭 Q 考驗、皮爾遜積差相關、典型相關分析法、逐步迴歸分析法,進行研非分析。 研究結果獲致下列幾點重要發現:一、國小學生每天發問次數偏低,約在 0""""2 汝之 間,不發間的學生達 2 1.4% 。二、國小學生較常發間的科日,依序為:美勞、數學、 自然。三、國小學生較常發間的問題類型,依序為:確認型、解釋型。四、學生個人 因素、教學情境因素與發問行為之間,分別有典型相關存在,而所有變項均可透過一 組典型因素變項,有效解釋發問行為總變異的 9.5%與 2.9% 。五、學生個人因素、教 學情境因素,能有效解釋發問意願總變異的 29.13%...
46.07% 之間。六、發間意願、 發問行為,能有效解釋學習參與總變異的 24.839忌。 根捧上述研究發現與研究心得,本研究提出若干項建議,提棋國小教師教學與將 來進一步研究之建議:一、提昇學生的發問次數。二、改善學生所間的問題品質。三、 教導學生正確的發間信念。四、多留時間給學生發問且重視學生問題的回饋。五、教 導學生有聞發間的技巧。本研究並對於未來之研究,提出在:研究對象、研究變項、 研究工具、研究方法與統計方法等方面之建言。 關鍵詞:學習參與、發問行為、發問意顧 結論一、研究動機
143 在現今強調以學習者為中心的教學,學生才是學習的主角,因此學生在教室裡的學習行為,應與教師的教學行為受到同等重視。正如Aitken
&
Neer
(1992) 所言 I 雖然教師的 發間是重要且值得研究的主題,但是我們相信去暸解學生發間的性質,可能比學生回答老師 的問題來的重要」。沒有問問題的習慣。 (2) 問同學及查參考書即可。 (3) 問題太多,不知從何處問起。 (4)對該科沒
有興趣。 (5) 自認頭腦太笨,不知如何間。二為 r 不敢問 J 包括:(1)害羞、沒有勇氣。(2)
所要間的問題老師已講解過,如果再間,怕老師會不高興。 (3)怕同學嘲笑 r 假認真 J 0 (4)
問題太淺,怕被老師取笑。 (5)怕老師講解不清楚,反而越聽越不懂。
Dillon (1981b)
&
van der Meij
(1988) 研究發現:學生不問問題是因為害怕得到老師的 負面反應。 Karabenick&
Sharma
(1994) 研究大學生的發問行為也發現:教師的支持程度 會影響學生的上課發問行為。 Goodet al
(1987) 也認為:學生的發問行為受到教學的情境 與教師的影響很大,許多學生在教室裡之所以不發間,是因為受到老師的剝奪,覺得學生的 發間是令人苦惱的,並使學生在發問時感到困窘、丟臉或愚蠢。 至於國內有關國小學生的發問行為,根據研究者在國小服務之教學經驗,在課堂上國小 學生亦不常發問。因此頗值得去探討與發問行為有關之因素,此乃引發研究者之研究動機。 二、研究問題 本研究旨在探討國小學生的發問行為及其相關因素,具體言之,所將要探討之研究問題 有: 一、國小學生發問行為的現況(發問次數、發問科目與問題類型)為何? 二、國小學生個人因素、學校教學情境因素與發問意願、發間行為、學習參與之間是否 有相關? 三、國小學生個人因素變項與發問行為變項之間的關係,及其關係結構為何? 四、學校教學情境因素變項與發問行為變項之間的關f系,及其關係結構為何? 五、國小學生個人因素變項與發問意願之間的關係,及其關係結構為何? 六、學校教學情境因素變項與發問意願之間的關係,及其關係結構為何? 七、發問意願、發問行為變項與學習參與之間的關係,及其關係結構為何? 三、研究假設 根據以上待答之研究問題,本研究提出以下研究假設,並據此各自形成可考驗之統計假 設,以便進行假設考驗。 假設一:不同年級的國小學生,在發問行為方面有差異存在。 假設二:學生個人因素、教學情境因素、發問意願、發問行為、學習參與,各變項間有 相關存在。 假設三:學生個人因素(發問的功能性、發問的必要性、後設認知、發問經驗)與發問 行為(發問次數、發問科目)之間有典型相關存在。 假設四:教學情境因素(教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧)與發 間行為(發問次數、發問科目)之間有典型相關存在。 假設五:學生個人因素(發問的功能性、發間的必要性、後設認知、發問經驗)與發問 意願之間有多元相關存在。 假設六:教學情境因素(教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧)與發 問意願之間有多元相關存在。 假設七:發問意願、發問行為與學習參與之間有多元相關存在。國小學生發問行為及其相關因素之研究
145
文獻探討
一、學生個人因素方面
付發間的功能性與發間的必要性 兒童早在八歲的時候,就已知道在班級中的發問信念與代價,他們經常認為老師與同學 在課業上不願意協助別人,且兒童常常害怕從施予協助者身上得到負面的反應,尤其是當協 助者認為求助者應該知道如何完成作業,而不必額外的協助 (Newman&
Goldin
,
1990; van
der Meij
,
1988) 。Newman & Goldin
(1990) 研究發現:愈相信發間有助於學習的見童愈可能發間,且兒 童們一般都認為數學比閱讀難學習,因此更需要求助他人,此外,國小學生一般皆認為,向成人求助比向同儕求助,較有助於自己的學習,同時相信成人較不會認為他們所問的問題十
分愚蠢,亦即較不致於得到負面的反應。而 Nelson-LeGall
&
Gumerman
(1984) 也得到相
同的研究結果。總之,愈具有發問信念之學生,即認為發間是有用的與必要的,則愈可能採取發問行為。
因此,本研究亦想探究發問的功能性、必要性與發問行為、發問意願之關係。
。後設認知
「後設認知 J (metacognition) 一詞的英文是由 meta 和] cognition 兩個字組合而成的, meta 源自希臘文,其原意是指以超然或旁觀的立場來看事物,而對事物有更具普遍性與更 成熟的理解(邱上真,民 78 )。
Wonnacott
&
Raphael
(1982) 認為:兒童必須有後設認知的能力,去監控自己的瞭解 程度。在班級中,學生們必須學會監控自己的工作表現,並試圖處理自己的困難與問題(Nelson-
Le
Gall & Glor-Scheib
, 1985) 。
van der Meij
&
Dillon
(1994) 研究也發現:適當的學生發問,仰賴著良好的自我監控
與認知技巧;有關見童的後設認知與學習的關係,
Brown et al
(1983) 認為兒童評價自己的知識狀態與精熟監控自己的表現,此種能力是隨著兒童的年齡而漸增(
i]
I 自 NelsonLe
Gall & Jones
,
1990) 。總之,學生必須具備對自己學習的後設認知能力,知道自己不懂之處,才可能提出問題 來發問。因此,本研究想探究後設認知能力與發問行為、發問意願之關係。 臼發間經驗
Dillon
(1981a) 認為:學生的態度可能是在教室裡不敢發間的主要原因,因為學生預期 自己的發間會引起老師或同學的負面反應,而感到不愉快,例如:相信自己所提出的問題, 會被視為愚蠢的問題,如此一來就無法在同學或老師面前立足。 有些學生甚至害怕在發問之後,老師反而會提出學生無法回答的問題來反問他們(Karabenick
&
Sharma
,
1994) 。而 Newman (1990) 研究發現:知覺自己是勝任、能幹的兒 童,在課業上求助他人時,較少感覺到別人會嘲笑他。總之,學生先前的發問經驗,可能會影響下一次的發問與否,因此,本研究想探究國小 學生的發問經驗與發問行為、發問意願之關係。
二、教學情境因素方面
付教師回饋與支持1.教師回饋
國小學生常因為怕被老師拒絕,或老師不願意回答,甚至太忙而無法回答問題,所以很
少發問 (van
der Meij
,
1988)
;此外,老師的負面反應甚至冷漠,常常抑制了低能力或低自 尊學生的發問意願 (Goodet al
,
1987; Karabenick
&
Kn
app
,
1991) 。當一位學生發問時,老師應該特別留意其他可能的問題,對學生最初所提出的問題能給
予正面、歡迎的回饋,那麼必定會有下一個問題產生 (Dillon, 1981c) 。因此,老師對於學生
的發間可採以下反應方式:(1)對兒童提出的好問題,予以口頭稱讚。 (2)對於每位兒童所提出
來的每一個問題,都要公平的回答,切莫在有意或無意間忽略。(3)老師應避免使用其權力角 色,不要另外再提出問題來 r 回答』學生的問題。 (Tompki肘, 1989) 。 2. 教師支持Karabenick
(1992) 研究大學生的發問行為與教師的支持程度,發現:知覺教師的支持 與學生的困惑彼此問呈負相關,亦即愈困惑(有很多問題想問)的學生,也就是知覺教師的 支持程度較低,且愈猶豫發間的學生。教師對學生的發問反應常常會影響學生的發問行為,
Aitken
&
Neer
(1991) 指出:在某一所大學的教室中,討論有關學生的發問行為,其中有一位女學生說 I 如果教授直接回 答你的問題,而不會讓你感覺間的很不恰當,我就會主動發問」。 總之,教師的回饋與支持是學生發問的原動力,因此,本研究亦想探究教師回饋、教師 支持與學生發問行為、發問意願之關係。 ω發問規則 如同在其他社會環境中的附屬品一樣,學生在發問之前必須先獲得老師的許可,才能有 發言權。在班級中發言得受規則約束,這些規則並未具體條列出來,但每一位學生都知道, 甚至每位國小學生都能告訴你,這些規則的內容,因為在學期一開始,各班級就很快的建立
了這些規則,也因此往往排除了學生們的發問 (Dillon, 1988b) 。
教室中的發問規則,常抑制了學生的發問意願。因此,本研究亦想探究教室裡的發問規 則與學生的發問意願、發問行為之關係。 印發問時間 教師提供學生發間的時問及回答學生問題的內容,會影響到學生的發問與否,教師如果 想表現出支持的行為,應少問學生問題,並多留時間給學生問問題,且仔細回答學生的問題(Karabenick & Sharma
,
1994) 。在教室中常見的現象是:老師發間,學生接著回答,然後再由老師來評價學生的答案, 且提出下一個問題,如此循環不己,學生除了回答老師的問題之外,並沒有時間提出問題
(Dillon
,
1988吋。 總之,教師如果能提供充足的時間,或許更能激發學生的發間。因此,本研究亦想探究 發問時間與學生的發問意願、發問行為之關係。 的發間技巧McFeely
(1984) 認為:學生們必須被教導發問的策略,如此他們才會懂得如何問問題。Gillespie
(1990) 認為:有許多不同的方法可用來教導學生的發問技巧,包括:個人、團體或 班級,總之各年級的學生都可被教導發問技巧。 綜合看來,教師平常的發問即含有示範的成分,教師如能進一步教導學生如何發間的技 巧,相信更有助於提昇學生發間的問題品質。因此,本研究亦想探究發問技巧與學生的發問國小學生發問行為及其相關因素之研究 147
意願、發問行為之關係。
三、發問意願方面
Schwager
&
Newman
(1991) 研究發現:國小學生的發問意願 (intention) 與知覺到老師
的鼓勵與否有關。 Newman
& Goldin
(1990) 以開放式問卷,研究見童不願意發間的原因為: (1)自我期許 (expectation) 0 (2)太麻煩。 (3)害羞。 (4)負面知覺。 (5)獨立解決。 (6)得不到心目中 所喜歡的協助者之幫助。 由此可知,動機因素會影響學生的發問意願'因此,本研究亦想探究學生個人因素、教 學情境因素與發問意願、發問行為之關係,及發問意願與學習參與之關係。四、學習參與方面 PO
在班級中老師認為學生的發問行為,是在教學情境中成功的參與 (involvement) 行為(Salend
&
Lutz,
1984) 。一旦讓學生覺得自己有權參與,而非由老師控制,他們就較為可能提出問題 (Tompki郎, 1989) 。在學習的過程中,主動參與是一種重要的影響因素,而「發問 J 是班級參與的重要一部份,它不僅能增加學生的興趣,且讓學生為自己的學習負責(Aitken
& Neer
,
1992) 。 由此可知,發問行為與學習參與應是互有關連的。因此,本研究亦想探究發問意願、發 問行為與學習參與之關係。名詞解釋
一、發問行為 (questioning
behaviors)
本研究中所指的發問行為,是以受試者在研究者自編之「國小學生發問行為問卷」的第 二部份作答情形, (包括:發問次數、發問科目與問題類型)來代表,由各選項的計分來表 示發問次數、科目的多寡及發問的問題類型。二、學生個人因素
本研究中所指的學生個人因素,是指與學生個人發問行為有關的因素,包括:發間的功 能性、發間的必要性、後設認知與發間經驗。付發悶的功能性 (the
function of asking-question)
:發間的功能性是指對於發間的代價(好處)的看法。本研究中所指的「發間的功能性 J 是以受試者在研究者自編之間卷
的第一個分測驗的得分來代表,得分愈高,表示對於發問愈持正向之看法。
ω發間的必要性 (the
necessarity of asking-question)
:發間的必要性是指對於是否必須向老師發間的看法。本研究中所指的「發問的必要性 J 是以受試者在研究者自編之間卷 的第二個分測驗的得分來代表,得分愈高,表示有問題時愈需要向老師發問。 目後設認知 (metacognition) :後設認知是指對自己認知歷程的理解與監控能力。本研 究中所指的後設認知是以受試者在研究者自編之間卷的第三個分測驗 r 後設認知」來代表, 得分愈高,表示學生愈具有後設認知能力,或愈了解自己哪裡不懂。 個發間經驗 (questioning
experience)
:發問經驗是指圓小學生過去的發問行為,所帶 給自己的感受與經驗。本研究中所指的發問經驗是以受試者在研究者自編之間卷的第四個分測驗 r 發問經驗」來代表,得分愈高,表示學生過去的發問經驗愈使其感到愉快。
三、學校教學情境因素
本研究中所指的教學情境因素是指與發間行為有關之教學情境因素。包括: 付教師回饋 (teacher's feedback)
:教師回饋是指教師對學生發問之後的反應。本究 中所指之教師回饋,是以受試者在研究者自編之間卷的第五個分測驗 r 教師回饋 J 來代表, 得分愈高,表示教師愈給予正向回饋(如:鼓勵與讚美) ,得分愈低,表示愈教師給予負向 反應(如:批評或忽視)。 。教師支持 (teacher's
supp。吋) :教師支持是指老師對學生發問行為的重視程度。本 研究中所指的教師支持,是以受試者在研究者自編之間卷的第六個分測驗 r 教師支持」來 代表,得分愈高,表示教師愈重視與支持學生的發問行為。 @撥開規則 (questioningrule)
:發問規則是指教師在教室中所規定的發間規則。本研 究中所指的發問規則,是以受試者在研究者自編之間卷的第七個分測驗 r 發問規則」來代 表,得分愈高,表示教師確實規定了教室中的發間規則。 的發問時間 (questioningtime)
:發問時間是指學生是否有時間發間。本研究中所指的 發問時間,是以受試者在研究者自編之間卷的第八個分測驗 r 發問時間 J 來代表,得分愈 高,表示教師愈充分給予時間讓學生來發問。 的發間技巧 (questioningskill)
:發問技巧是指教師是否教導學生如何發間的技巧。本 研究中所指的發問技巧,是以受試者在研究者自編之間卷的第九個分測驗 r 發問技巧」來 代表,得分愈高,表示教師比較常示範或教導學生有關發間的技巧 o四、發問意願 (questioning
intention)
發問意願是指學生的發問動機、意圖,或是否願意主動發問。本研究中所指的發問意願' 是以受試者在研究者自編之間卷的第十個分測驗 r 發問意願」來代表,得分愈高,表示學 生的發問動機愈高且愈願意發間。五、學習參與(1earning
involvement)
學習參與是指學生在上課時的參與情形。本研究中所指的學習參與,是以受試者在研究 者自編之間卷的第十一個分測驗 r 學習參與」來代表,得分愈高,表示學生愈能主動參與 上課中的教學與學習活動。研究方法
一、研究架構
依據本研究的動機,並參酌相關文獻的探討結果,茲將本研的架構勾勒如圖一所示。本 研究架構的自變項包括:學生個人因素及教學情境因素,中介變項為:發問意願與發間行為 (發問次數與發問科目;問題類型因屬於類別變項,故在探討變項間的關係時,不列入計算) ,依變項為:學習參與。149 國小學生發問行為及其相關因素之研究 發問次數 發問科目 學習參與 發問意願 發間的功能性 發問的必要性 後設認知
學生個人因素
發問經驗 教師回饋 教師支持教學情境因素
發問規則 發問時間 發問技巧 研究基本架構圖二、研究對象
本研究以高雄市八十四學年度市立國民小學,五、六年級普通班學生為取樣範圍,取樣 方式採分層隨機取樣,自十一個行政區,依各自行政區學校數多寡,分別抽取一~六所,共取二十九所學校。
本研究共發出問卷 980 份,計收回問卷 945 份,回收比率達 96.43% '經剔除作答不完 整者 55 份,合計有效樣本共 890 人,佔發出問卷的 90.82% 。 國一三、研究工具
國小學生發問行為的研究在國內尚無實證性之研究,故未有現成之研究工具,此外,即 使國外已有部份相關之研究工具,為了避免因研究工具之選取不當,而影響了本研究的結果, 本研究採用研究者自編之 r 圓小學生發問行為問卷 J 為研究工具。 本問卷除基本資料與作答說明外,共分為三個部份:第一部份在於探討與國小學生發問 行為有關之因素,包括:(1)學生個人因素(發間的功能性與發間的必要性、後設認知、發問 經驗) 0 (2)教學情境因素(教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧) 0 (3)發 問意願。 (4)學習參與。第二部份則在瞭解目前國小學生的發問行為現況,包括(1)發問次數。 (2)發問科目。 (3)問題類型。 預試問卷共有 30 個題目,以高雄市五所國小 338 位五、六年級學生,為對象進行預試, 並根據預試所得之 313 分有效問卷進行項目分析。經過項目分析之後,再增補若干題目,成 為正式問卷,共計 40 題。於是對正式問卷資料進行題目的計量特性及信度的確認。四、資料處理
設一;以皮爾遜積差相關 (Pearson's
product-moment
correlation) 考驗假設二;以典型相關 分析(閱noni個l ∞rrelation analysis) 分別考驗假設三~四;以多元相關 (multiple ∞訂'ela tion) 分別分析假設五~六及假設七。研究結果與討論
一、國小學生發問行為之現況分析
付發問次數 由表一顯示:國小五、六年級整體學生每天的發問次數,從不發問( 0 次)的有 189 位, 佔 21.4% :發問 7 次以上的有 37 位,佔 4.2% 。此外,有 70.3%的學生,每天只發問 0-2 次; 而發問 5 次以上者,不及 10% 。此外,根據 r 考驗得知五、六年級學生每天發問次數差異 並未達顯著之不同(.:1:2=10.18'
P>.05) 。 表一 整體國小學生發問次數現況摘要表 發問次數0
;9\
1-2次
3-4
;9\
5- 6.次
7次以上
總發罣,、年年間級λ級次
189(21
.4%)
433(48.9%)
181( 20.5克)45(5.1%)
37(4.2%)
78
207
99
27
21
111
226
82
18
16
r 值 10.18 血 P>.05 ω發問科目 由表二可看出國小五、六年級學生在發問科目方面,整體看來較常提出問題的科目依次 為:美勞 (42.6%) 、數學 (40.6%) ;而較少發間的科目為:寫字 (5.6%) 、閱讀指導 (6.4%)。 此外,根據 Cochran Q 考驗結果,整體而言國小學生發問科目有顯著不同 (0=1143.94, P<.OO1) 。 表二 整體國小學生發問科目現況摘要表 科目發問人次
百分比次序
I
Cochran 叫直
286
32.1%
4
361
40.6%
2
254
28.5%
7
352
39.6%
3
114
12.8%
12
379
42.6%
l
177
19.9%
8
90
10.1%
14
153
17.2%
10
I
1143.94村女50
5.6%
16
120
13.5克11
167
18.8軍9
267
30%
5
57
6
.4%
15
260
29.2克6
94
10.6%
13
會甘 P<.OOl國小學生發問行為及其相關因素之研究 151 。問題類型 由表三顯示:整體國小五、六年級學生的問題類型大多為「確認型 J
(65
.4%)
,例如: 「老師,這樣做對嗎? J .與「解釋型 J(60.2%)
,例如 í 我不瞭解這是什麼意思,請老 師說明一下。 J 而最少見的問題類型為 í 澄清型 J(14.2%)
,例如 í 老師,您現在是 在說課本第 35 頁嗎? J 。 此外根據 Cochran Q 考驗結果可知,整體國小學生的問題類型有顯著不同 (Q=586. 凹, P<.001) 。 表三 整體國小學生問題類型摘要表 問題類型 知識型 確認型 程序型 解釋型 澄清型發問人次
326
582
358
536
126
百分比36.6%
65
.4%
40.2克60.2%
14.2克次序
4
1
3
2
5
Cochran
Q
586.19***
安相 P<.OOl 明緝合討論 1.發間次數方面 綜合來看,國小學生在自陳式問卷的自我表露,其每天的發問次數以 1""-'2 次居多,其 次為不發問( 0 次) ,而每天發問次數高達七次以上的學生並不多見。 按此推論,如果以一天七節課來計算(星期六除外) ,則每位國小學生每一節課的發問 次數還不到一次,只有 0.29~大。此研究結果與大部份學者的研究相符合(李昧吟,民 75;Dillon
,
1988b
,
1990; Pearson
&
West
,
1991)
,亦即學生的發問次數相當少。
立發問科目方面 整體而言國小學生較常發間的科目為:美勞、數學、自然、國語、資訊等五科,而較少 發間的科目是:寫字、閱讀指導、說話、作業指導、音樂等五科。 國小學生在美勞課的發問比率最高,估 42.6% '可能是因為無法獨自完成一件作品,需 要仰賴老師的解說,所以常得問老師。相反的寫字課最少發問(佔 5.6%) ,只因為靠自己 即可完成任務,所以不常發問。 3. 問題類型 整體而言國小學生發間的問題類型,大多為「確認型 J 例如「老師,這樣做對嗎? J • 其次為「解釋型 J 例如「我不瞭解這是什麼意思,請老師說明一下」。如將此研究結果與 國小學生常發問的科目一起來看,國小最常在美勞課、數學課、自然課提出問題,不難發現 上述的問題類型可能頗適用於這三科目的學習,因此,學生才會較常發問此種類型的問題。 綜合上述可知,研究假設一:不同年級的國小學生,在發問行為現況方面有差異存在不 同,大部份獲得支持。二、學生個人因素、教學情境因素、發問意顧、發問行為、學習參與之
間的相關分析
首先呈現本研究中各重要變項間的平均數、標準差與相關矩陣,如表四與表五所示。 表四 本研究中各重要變項間的平均數與標準差 變項平均數
標準差 發間的功能,性20.85
3.21
發間的必要性17.28
2.85
後設認知6.85
2.13
發間經驗11.56
2.77
教師回饋17.05
2.46
教師支持15.57
3.32
發問規則3.59
1.
88
發問時間7.60
1.
95
發問技巧11.59
2
.4
7
發問意願19
.4
6
3.62
發問次數2.22
.98
發問科目3.58
2.22
學習參與12.00
2.19
表五 本研究中各重要變項闊的相關矩陣 發間 發問 後設 發問 教師 教師 發間 發間 發間 發間 發間 發問 學習 的功 的必 認知 經驗 回饋 支持 規則 時間 技巧 意願 次數 科目 參與 能性 要性 n 川 u nu -4冒 會 會 nHvnuJ 《UU 可 EE--4叫叫
nHVA 必 yrnM nuu 必 aT句/』 可E4 4 曹斗智會 HHH nU司 ι 可in 口 nH》司、J》呵,』Aav 咱自 4 午,帥的相 4w nuqL7,nυ可4 nU可unu14弓J 唔, le HH 會的 食,心實斗, nU 令 Jqt14AU『7, nU可4AAT可Anu'4 , EE-4實也會會 會*** 會LW斗霄,會 。 764946 《 HU 《HV肉,ι咱自4 《HunHυ唔, -el---叭叭叭
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---HH 棺材的 ι討 會*****晶, ∞犯 ω 泊的指 MWMUm 山 U l--會 ι討會甜食-wHH* 村 *輔相4WHHH**** nvnunwd吋』呵,』GJnEa 斗 ntnuJnHV弓, nU司』司正月taa『nUAq14rD可i'i 內 t l-閃閃帥叫閃閃叫閃閃閃吋叫
nunununHV司正弓,nuJAU呵呵Jnonu1uph nuAvnt14A 可 1414?』qdrnd1untr3 , EE- -nU可intqu 14司正司JAUTRJζU?JnEny--1.志可4、4 VAHVAnvanuznVAnuanuynnvanu'"nVanuanvanuzn 會P<.05 **P<.01 X1 :發間的功能性 )(2 :發間的必要性 X3 :後設認知 X4 :發間經驗 ***P<.001X5
:教師回饋 X6 :教師支持 X7 :發問規則 X8 :發問時間 的:發問技巧 X10 :發問意顆 紅 1 :發問次數 X12 :發問科目 X13 :學習參與國小學生發問行為及其相關因素之研究 153 付學生個人因素、教學情境因素與發問意顧的關係 由表五可知:無論是學生個人因素:發悶的功能性、發間的必要性、後設認知、發間經 驗,或是教學情境因素:教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧,皆與發問 意願達到顯著相關,也就是說本研究中的各變項都與發問意願有關;而仔細來看,尤以發問 信念,包括:發間的功能性、發間的必要性與發問意願的相關最高,達.58 與 .52 '亦即, 學生們愈相信發間對於學習而言是有用的且必要的,則其發問意願愈高。
ω學生個人因素、教學情境因素與發間次數的關保
就發問次數而言,學生個人因素中的:發問的功能性、發間的必要性與發問次數呈負相 關且未達顯著相關,也就是說,愈具有發問經驗的學生,其發問次數卻不見得愈多。 究其因也許發間經驗並非導致發間的主要原因,相反的,教室的情境因素與教師的因素, 可能才是學生們發問與否的阻力與助力,誠 Goodet al
(1987) 所言學生的發問行為受到教 室情境與教師的影響很大。當然老師必須多暸解學生的先前上課經驗 (Pearson
&
West
,
1991)
,也許學生一旦累積了過多的負面發問經驗,例:發問時,常遭老師拒絕,自然而然就較少發問。 教學情境因素除了教師支持之外,皆與發問次數呈顯著相關,本研究結果與 Karabenick (1992) 的研究結果:教師支持與大學生的發問行為有闕,並不一致。究其因,也許是因為本 研究的受試者是十一、三歲的國小學生,即使老師曾表現出不支持的態度,例:對於學生的 發問愛理不理,也不願「破壞」老師在其心目中的「聖人」形象。至於是否如此,值得進一 步研究,這也就是事後回溯研究或問卷調查的弱點之一:欠缺唔談資料,在解釋上較受限制。 臼學生個人因秦、教學情境因素與發問科目的關係 在發問科目方面,教師支持、發問規則、發問時間與發問科目未達顯著相關,且與前二 者呈現負相關,也就是說,教室中的發問規則反而抑制了學生的發間,也許每次要求學生們 遵守類似 r 先舉手、後發言」的規則,無形中對學生而言即是一種束縛,覺得要發問之前 還得舉手之後,再由老師同意才可,不免過於麻煩,因而抑制了發間的行為。
至於發問時間與發問科目的相關亦不高, Jl-t結果與 Karabenick
&
Sharma
(1994) 的研究結果 r 教師應多留時間給學生發問 J 並不一致,也許發問科目並不能完全取代發問行 為,亦即,即使某科目之任課老師會留時間給學生發問,但其他科目之任課老師卻不一定如 此,因此發問時間與發問科目的相關並不高。此外,承如 Cazden (1979) 所言 r 為了使見 畫成為有效的發問者,老師必須讓學生知道在班級中,何時才是提出問題的適當時機 J (引 自:
Tompkins
,
1989) 。亦即,與其空留時間等待學生發間,不如教導學生掌握發問時機, 適時的提出問題。 綜合上述的結果與討論,研究假設二:學生個人因素、教學情境因素、發問意願、發問 行為、學習參與,各變項問有相關存在,僅部份獲得支持。三、學生個人因素、教學情境因素與發問行為之典型相關分析
付學生個人因葉與發間科目、發間次數之間的典型相關 在這一部份的典型相關分析中,本研究以發間的功能性、發間的必要性、後設認知、發 問經驗等四項學生個人因素變項,為 X 組變項(控制變項) ,而以發問科目、發問次數二 個發間行為變項,為 Y 組變項(效標變項) ,進行典型相關分析,其結果如表六所示。 由表六可看出:兩個典型相關係數,只有第一個典型相關係數達到顯著水準,亦即 ρ=.368 (P<.OOl)
,所以在此部份的典型相關分析,只用第一個典型因素,便可以解釋 X 組 變項與 Y 組變項,兩套資料的典型相關關係,亦即,學生個人因素:發間的功能性、發問 的必要性、後設認知、發問經驗等 X 組變項,共岡組成一個典型因素變項而與 Y 組變項形 成相關。 表六 學生個人因素與發問行島之典型相關分析摘要表 X變項 典型因素 Y變項 典型因素X
1X
2 η1 η2 (X l)發間的功能性- .860
.071
(Y1
)發問科目-.733
- .681
(X2)發問的必要要- .4
96
.612
(Y2)發問次數- .932
.362
(X3) 後設認知- .4
32
.577
(X4)發間經驗.193
.879
抽出變異數百分比.703
.297
重疊.095
.003
抽出變異數百分比.302
.371
ρ2.135
.009
重疊.041
.003
典型相關 (ρ).368*** .094
*會*P<.OOl 由表六可知: l. X 組變項的第一個典型因素(尤 d' 可以說明 Y 組變項的第一個典型因素 (η1) 總變 異量的 13.5% '即 ρ2 =.135 而 Y 組變項的第一個典型因素 (η1) ,又可解釋 Y 組變項的 總變異量的 70.3% '因此,第一組典型因素變項 (X
1 與 η1) ,可以解釋 Y 組變項的總變異 量的 9.5% (重疊指標為 .095 )。 亦即,發間的功能性、發問的必要性、後設認知、發問經驗等四種學生個人因素:共同 形成第一個典型因素變項,可以解釋發問科目與發問次數兩效標變項總變異量的 9.5% 。 立在 X 組變項中,以發問的功能性與發間的必要性兩個變項,與第一個典型因素 (Xd 的相關較高,其負荷量分別為 -.860 與-.496 。而在 Y 組變項中「發問次數 J 與第一個典型 因素 (ηd 的相關較高,其負荷量分別為 -.932 。因此 'X 組變項與 Y 組變項的典型相關關 係,可說是由 X 組變項中的發間的功能性與發悶的必要性兩個變項,共同組成第一個典型 因素變項而與 Y 組變項的發問次數形成相關。 茲將典型相關分析結果,圖示如圖二典型相關徑路圖。 ω教學情境因素與發間科目、發問次數之間的典型相關 在此部份的典型相關研究,研究者以教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問 技巧等五個教學情境因素變項為 X 組變項(控制變項) ,而以發問科目、發問次數二個發 問行為變項,為 Y 組變項(效標變項) ,進行典型相關分析,其結果如表七所示。國小學生發問行為及其相關因素之研究 155 發間的功能性 發間科目數
-.86
發間的必要性-.733
.3
68
吃一-一一一〉 後設認知-.932
發問次數 發問經驗 國二典型相關徑路圖 表七 教學情境因素與發問行島之典型相關分析摘要表 X變項 典型因素 Y變項 典型因素X
1X'
η1 η2 (X l)教師回饋-.799
.158
(Yl
)發問科目-.508
- .861
(X2)教師支持- .006
.299
(Y2)發問次數- .997
.081
(X3)發問規則.4
29 - .140
(X4)發問時間間
182| 抽出變異數百分比
.626
.374
(X5)發問技巧- .331 - .846
重疊.029
.003
抽出變異數百分比.302
.371
ρ2.047
.007
重疊.041
.003
典型相關 (ρ) .216*付 .085 **會 P<.OOI 由表七可看出:兩個典型相關係數,只有第一個典型相關係數達到顯著水準,亦即 ρ=.216
(P<.OOl)
,所以在此部份的典型相關分析,只用第一個典型因素,便可以解釋 x*且 變項與 Y 組變項,兩套資料的典型相關關係,亦即,教學情境因素:教師回饋、教師支持、 發問規則、發問時間、發問技巧等 X 組變項,共同組成一個典型因素變項而與 Y 組變項形 成相關。 由表七可知: l. X 組變項的第一個典型因素 (X
1)
,可以說明 Y 組變項的第一個典型因素 (η1) 總變 異量的 4.7% '亦即 ρ , =.047 而 Y 組變項的第一個典型因素 (ηd' 可解釋 Y 組變項的總變異量的 62.6% '故 X 組變項共同組成第一組典型因素變項 (
X
1 與 η1) ,可以解釋 Y 組變 項的總變異量的 2.9% (重疊指標為 .029 )。 亦即,教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧等五種教學情境因素,共 同形成第一個典型因素,可以解釋發問科目與發問次數兩效標變項總變異量的 2.9% 。 2. 在 X 組變項中,以教師回饋與發問時間兩個變項,與第一個典型因素(x
1) 的相關較 高,其負荷量分別為 -.799 與-.520 。而在 Y 組變項中則以「發問次數」與第一個典型因素 (ηd 的相關較高,其負荷量達 -.997 。 因此 'X 組變項與 Y 組變項的典型相關關係,可以說是由 X 組變項中的教師回饋與發 問時間兩個變項,共同組成第一個典型因素變項而與 Y 組變項的發問次數形成相關。 茲將典型相關分析結果,圖示如圖三典型相關徑路圖。 教師回饋性 發問科目數 教師支持-.5
08
.216
發問規則 建-一一一一->-.997
發問時間 發問'/x.數-.331
發問技巧 圖三典型相關徑路圖 已緝合討論 本研究認為學生個人因素與教學情境因素,是發問行為(包括:發問次數與發問科目) 的決定變項,因此,本研究以學生個人因素與教學情境因素為 X 組變項(控制變項) ,而 以發問行為之發問次數與發問科目為 Y 組變項(效標變項) ,進行兩組典型相關分析,得 到結果如下: 1. 由表六的典型相關分析結果可知:發悶的功能性、發間的必要性、後設認知、發問經 驗等四種學生個人因素變項,共同形成第一個典型因素變項,可以解釋發問科目與發間次數 兩效標變項總變異量的 9.5% 左右。 又因在上述四個 X 組變項中,以發間的功能性、發問的必要性與第一個典型因素 (Xd 的相關較高,而在 Y 組變項中發問科目與發問次數皆與第一個典型因素 (ηd 的相關很高, 因此可以說 :X 組變項發間的功能|生、發問的必要性、後設認知、發問經驗,與 Y 組變項 發問科目與發問次數,兩組間的典型相關關f系,主要是由發問的功能性、發問的必要性,共國小學生發問行為及其相關因素之研究
157
同組成第一個典型因素變項,而與發問科目、發問次數形成相關。 Z 由表七的典型相關分析結果可知:教師回饋、教師支持、發間規則、發問時間、發問 技巧等五種教學情境因素變項,共同形成第一個典型因素變項,可以解釋發問科目與發問次 數兩效標變項總變異量的 2.9% 左右。 又因在上述五個 X 組變項中,以教師回饋、發問時間與第一個典型因素 (Xd 的相關較 高,而在 Y 組變項中發問科目與發間次數皆與第一個典型因素 (η1) 的相關很高,因此可以 說 :X 組變項教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧,與 Y 組變項發問科 目與發問次數,兩組間的典型相闖關係,主要是由教師回饋、發問時間,共間組成第一個典 型因素變項,而與發問科目、發問次數形成相關。 由此可知:學生個人因素與教學情境因素等控制變項與發問科目、發問次數等效標變項 間,都有典型相關存在,因此,研究假設三: 學生個人因素(發間的功能性、發間的必要 性、後設認知、發間經驗)與發問行為(發問次數、發問科目)之間有典型相關存在。研究 假設四:教學情境因素(教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧)與發問行 為(發問次數、發問科目)之間有典型相關存,皆獲得支持。其中尤以發間的功能性、發問 的必要性、教師問饋、發問時間等控制變項與國小學生發問行為:發問次數、發問科目的關係較為密切。
本研究結果與 Newman
&
Goldin
(1卿)的研究發現 r 愈相信發間有助於學習的兒置,愈有可能發問 J 得到一致的研究結果,亦即,學生愈認為發間是有用的、必要的,那麼就
較會發問;相反的,承如 van
der Meij
(1988) 所言 r 學生們如果感覺不到發間所帶給自己的益處,就不會發問 J (例:老師願意回答學生的問題)。
此外,就教師回饋而言,
Dillon
(1981b) 認為 r 學生之所以不問問題,是害怕老師給 予負面回饋 J 此與本研究結果:教師回饋與學生的發問行為有闕,獲得一致的結果。就發 問行為與發問時間的關係,Karabenick
&
Sharma
(1994) 認為:教師提供學生發問時間及回答學生的問題內容,會影響到學生的發問與否。本研究亦得到一致之結果,亦即,教師應 提供充分的時間,且耐心的等候學生提出問題,而不是毫無誠意的「逼迫」學生發間。
四、學生個人因素、教學情境因素與發問意願之逐步迴歸分析
付以發間的功能性、發間的也要性、後設認知、發間經驗預測發問意顧之逐步週歸分析結 果 為了瞭解學生個人因素是否能有效預測發問意願,本研究首先以發間的功能性、發間的 必要性、後設認知、發問經驗四個變項為預測變項,復以發間意願為效標變項,進行逐步迴歸分析,其結果分別如表八與表九所示。
表入 發間的功能性、發闊的必要性、復設認知預測發問意廟的迴歸變 異分析摘要表 變異來源 回歸變異 殘差變異 總變異 時叩<.∞lSS
534
1.
01
6252
.4
7
11593
.4
8
df
3
飽1MS
F
~1780.34
250.857輛*.46
7.10
由表八可知:以學生個人因素預測發問意願的逐步迴歸分析的 F 值為 250.857 '決定係 數為.46 '達到.∞1 的顯著水準。由此可知以發問的功能性、發問的必要性、後設認知,等 三個學生個人因素變項,即能有效的預測發問意願的變異。 表九 發闊的功能性、發悶的必要性、復設認知預測發問意顧的逐步迴歸分析摘要表
步
投入變項
多元相關 決定係數 增加量 原始分數標準化迴 迴歸係數歸係數 門直 驟 順序 係數(R)
(R2 )
(R2
ch)
(B)
(β 係數)1
發問的功能性.5831
.3400
.3400
.4
88
.4
330
454.916育女* 2 發悶的必要性.6606
.4364
.0964
.367
.2955
341 .478女女背3
後設習、生日.6787
.4
607
.0243
.279
.1640
250.857女女****P<.OOl
由表九顯示出: 1.發間的功能性 首先投入的變項為發間的功能性,其標準化迴歸係數 β( 以下簡稱 β 係數)為正值 (β=.4
330)
,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F=454.916,P<.OO1)
,表示此一 β 係數是有意義 的,亦即國小學生在控制其他變項的條件下,發間功能性信念愈積極者,其發問意願愈高,反之亦然。其決定係數為.34∞,所以本變項可以解釋發問意願總變異量的 34% 。
2. 發問的必要性其 β 係數為正值 (β=.2955) ,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F=34 1.478,
P<.OO1)
,
表示此一 β 係數是有意義的,亦即國小學生在控制其他變項的條件下,發問必要性信念愈積 極者,其發問意顧愈高,反之亦然。而發間的功能性與發間的必要性累積的決定係數為.4
364
'所以發間的功能性與發問的必要性兩種變項可以解釋發問意願總變異量的 43.64% 。 3. 後設認真日 其 β 係數為正值 (β=.1640) ,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F= 250.857
,
P < .001)
,
表示此一 β 係數是有意義的,亦即國小學生在控制其他變項的條件下,後設認知能力愈高者, 其發問意願愈高,反之亦然。而發間的功能性、發間的必要性與後設認知累積的決定係數為.4607
'所以發間的功能性、發間的必要性與後設認知三種變項可以解釋發問意願總變異量 的 46.07% 。 至於發間經驗的 β 係數值未達顯著水準,所以可以忽略其重要性,由此結果看來,假設 五:學生個人因素(發間的功能性、發間的必要性、後設認知、發間經驗)與發問意願之間 有多元相關存在,獲得支持。 4. 迴歸方程式(1)原始分數迴歸方程式為:全=.488X
1
+.3
76X
2+.279X
3+.874
(2)標準化分數迴歸方程式為:么=.433Z
1
+必6Z
2
+.164Z
3 綜合上述之結果可知:愈具有發間的功能性與發間的必要性之信念,或後設認知能力愈、 高之國小學生,其發問意願較高,此三個變項可以解釋發間意願總變異量的46.07% '其餘
國小學生發問行為及其相關因素之研究
159
變項之 F 值未達顯著水準,故予以省略。 。以教師回饋、教師支持、發間規則、發問時間、發問技巧預測發問意願之還步週歸分析結果
為了暸解教學情境因素是否能有效預測發間意願,本研究首先以教師回饋、教師支持、 發問規則、發問時間、發問技巧等五個變項為預測變項,復以發問意願為效標變項,進行逐步迴歸分析,其結果分別如表十與表十一所示。
表十 教師回餓、教師支持、發問時間、發問技巧預測發問意願的迴歸變異分析摘要表 變異來源 回歸變異 殘差變異 總變異 神會P<.OOlSS
3377.63
8215.86
11593
.4
9
df
4
880
MS
F
R2
加4.41 90. 科4***.2913
9.34
由表十可知:以教學情境因素預測發問意願的逐步迴歸分析的 F 值為 90.444 '決定係 數為.訝,達到 .001 的顯著水準。由此可知以教師回饋、教師支持、發問時間、發問技巧, 等四個教學情境因素變項,就能有效的預測發問意願的變異。 表十一 教師回帽、教師支持、發問時間、發問技巧預測發問意願的逐步迴歸分析摘要表步
投入變項
多元相關 決定係數 增加量 原始分數標準化迴 迴歸係數歸係數 F值 驟 順序 係數(R) (除) (即 ch)(B)
(β 係數)l
發問時間.4230
.1789
.1789
.615
.3302
192.374背的2
教師回饋.5122
.2623
.0834
.299
.2033
156.820***
3
發問技巧.5359
.2872
.0249
.268
.1829
118.304***
4
教師支持.5398
.2913
.0042
.083
.0761
90.444***
***p<. ∞l 1.發問時間 首先投入的變項為發問時間,其標準化迴歸係數 β( 以下簡稱 β 係數)為正值 (β=.3302)
,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F=192.374,P<.001)
,表示此一 β 係數是有意義 的,亦即在控制其他變項的條件下,教師愈留有時間讓學生發間,其發問意願愈高,反之亦 然。其決定係數為 .1789 '所以本變項可以解釋發問意願總變異量的 17.89% 。 2. 教師回饋其 β 係數為正值 (β=.2033) ,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F
= 156.820
,
P <
.∞1)
,
表示此一 β 係數是有意義的,亦即在控制其他變項的條件下,學生發問之後教師給予其回饋, 其發問意願愈高,反之亦然。發問時間與與教師回饋兩個變項累積的決定係數為.2623 '所以發問時間與教師回饋兩個變項可以解釋發問意願總變異量的 26.23% 。 3. 發問技巧
其 β 係數為正值 (β=
.1829)
,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F=
118
.3
04
,
P<.∞1)
,
表示此一 β 係數是有意義的,亦即國小學生在控制其他變項的條件下,被教導發問技巧者,
其發問意願愈高,反之亦然。而發問時間、教師回饋與發問技巧三個變項累積的決定係數為.2872
'所以發問時間、教師回饋與教師支持三個變項可以解釋發問意願總變異量的 28.72% 。 4. 教師支持 其 β 係數為正值 (β=.0761) ,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F 言 90.444,P
< .001)
,表 示此一 β 係數是有意義的,亦即在控制其他變項的條件下,對於學生的發問愈予以支持,其 發問意願愈高,反之亦然。而發問時間、教師回饋、發問技巧與教師支持四個變項累積的決 定係數為 .2913 '所以發問時間、教師回饋、發問技巧與教師支持四個變項可以解釋發間意 願總變異量的 29.13% 。 至於發問規則的 β 係數值未達顯著水準,所以可以忽略其重要性,由此結果看來,假設 六:教學情境因素(教師回饋、教師支持、發問規則、發問時間、發問技巧)與發問意願之 間有顯著的多元相關存在,獲得支持。 5. 迴歸方程式(1)原始分數迴歸方程式為:全 =.299X
1
+.083X
2+.615X
4+.268X
s
+5.278
(2)標準化分數迴歸方程式為:么 =.203Z
1
+.076Z
2+.3
30Z
4+.183Z
s
臼預測結果之鶴合討論 由逐步迴歸分析的結果可知:學生個人因素與教學情境因素,可以有效預測「發問意願」'預測的總變異量分別為 46.07% 與 29.13% 。綜合言之:
1.在學生個人因素方面,預測發間意願最有預測力的變項是發間的功能性信念,其次是 發間的必要性信念,二者的累積解釋量達 43.64% '是發問意願最主要的前兩個預測變項。 2. 在教學情境因素方面,預測發問意願最有預測力的變項是發問時間,其次是教師回饋, 二者的累積解釋量達 26.23% '是發問意願最主要的前兩個預測變項。 綜合上述資料可發現,發間的功能性、發間的必要性、後設認知等三個變項均能有效的 預測發問意願,而發問經驗或許與前二個變項有部份重疊之處,因而未能有效預測發問意願。本研究結果與 Newman
&
Goldin
(1990) 的研究結果相間,
Newman
&
Goldin 以開放
式問卷,研究兒童之所以不願意發間的原因,其中之一為 r 覺得太麻煩」。亦即,兒童的
發問信念會影響其發問意願。
就後設認知而言,
Zimmerman
(1989) 認為 r 學生要先瞭解自己的學習情況,知道自己哪裡不懂、哪裡不會,才能提出問題來發間,這就是對自己學習的後設認知能力 J 0 本研
究結果 r 後設認知」能有效預測「發問意願 J 也與其不謀而合。
Karabenick & Sharma
(1994) 認為 r 教師提供學生發間的時間,會影響到學生的發間與否」。此與本研究之結果 r 發問時間」是「發問意願」的最主要預測力變項,獲得一致。
可見為了提昇學生的發問意願,老師應多留些時間讓學生提出問題。
此外,有些研究指出 r 老師的負面反應甚至冷漠,常常抑制了低能力或低自尊學生的
發問意願 J
(Good et al
,
1987; Karabenick
&誼laPp, 1991) 。而本研究結果也顯示出:
「教師回饋」能有效預測學生的「發問意願 J 亦即,老師的回饋常會影響到學生下一次的
國小學生發間行為及其相關因素之研究 161
Violn
&
Pat
(1993) 以為 í 教師是發問過程的創始者,但是許多學生從未被教導有關 發間的技巧 J 0McFeely
(1984) 也認為 í 學生們必須被教導發間的策略,如此才懂得如何問問題」。本研究結果 í 發問技巧」能預測「發問意願 J 與之獲得一致之結論。也許
學生們經由老師的教導與示範,有關的發問技巧與策略,更有信心且願意主動提出問題,如
Ai
tken
&
Neer
(1993) 所言
í 教師是學生發悶的催化劑 (catalysts)
J'為人師表者應多發
揮其影響力,多教導學生發間的技巧。
五、發問意願、發問行為與學習參與之逐步迴歸分析
付以發問意顧、發間行3萬(發問次數、發問科目) ,為預測變環之逐步過歸分析結果 為瞭解發問意願與發問行為是否能有效預測學習參與,本研究首先以發問意願、發問次 數、發問科目三個變項為預測變項,復以學習參與為效標變項,進行逐步迴歸分析,其結果 分別如表十二與表十三所示。 表十二 發問意廟、發問行~預測學習參與的迴歸變異分析摘要表 變異來源SS
df
MS
F
R'
回歸變異1049.25
2
524.62
145.704***
.25
殘差變異3175
.7
5
882
3.60
總變異4225.00
***P<.OOl 由表十二可知:以發問意願與發問次數預測學習參與的逐步迴歸分析的 F 值為 145.704'
決定係數為.筍,達到.∞1 的顯著水準。由此可知以發問意願、發問次數等兩個變項,即能 有效預測學習參與的變異。 表十三 發問意顧、發問行~預測學習參與的逐步迴歸分析摘要表步
投入變項
多元相關 決定係數 增加量 原始分數標準化迴 迴歸係數歸係數 F值 驟 順序 係數 (R) (即) (即 ch)(B)
(β 係數)1
發問意願.4
849
.2351
.2351
.270
.4466
271.392**女2
發問次數.4
983
.2483
.0132
.273
.1213
145.704***
*會*P<.OOl 由表十三顯示出: 1.發問意願首先投入的變項為發問意願,其標準化迴歸係數 β( 以下簡稱 β 係數)為正 值 (β=.4466) ,且增加量的 F 值達到顯著水準 (F= 27
1.
392
,
P
<
.∞1) ,表示此一 β 係數是有意義的,亦即發問意願愈高其學習參與也愈高,反之亦然。其決定係數為 .2351 '所以本變
項可以解釋「學習參與」總變異量的 23.51% 。2. 發問次數 其 β 係數為正值 (β=.1213) ,且 F 值達到顯著水準 (F=145.704,
p<.OO1)
,表示此一 β 係數是有意義的,亦即發間次數愈多,其學習參與愈高,反之亦然。而發問意願與發問次數 二個變項累積的決定係數為 .2483 '所以發問意願與發問次數二個變項可以解釋「學習參與」 總變異量的 24.83% 。3. 迴歸方程式
(1)原始分數迴歸方程式為:于 =.270X
1
+.273X
2+6.151
(2)標準化分數迴歸方程式為:么=.447Z
1
+.121Z
2 綜合上述之結果可知:發問意願愈高與發問次數愈多之國小學生,其學習參與情形較高, 此二個變項可以預測24.83% 之變異量,其餘變項之 F 值未達顯著水準,故予以省略。 。預測結果之結合討論 由逐步迴歸分析的結果可之:預測學習參與最有預測力的預測變項是發問意願,其次是 發問次數,二者可以有效預測學習參與總變異量的 24.83% 。因此研究假設七:發問意願、 發問行為與學習參與之間有多元相關存在,獲得支持。在班級中老師認為學生的發問行為,是在教學情境中成功的參與行為 (Salend
&
Lutz
,
1984)
;一旦讓學生覺得自己有權參與,而非由老師控制,他們就較為可能提出問題(Tompkins
,
1989) 。此外,在學習的過程中,主動參與是一種重要的影響因素,而「發問」是班級參與的重
要一部份,它不僅能增加學生的興趣,且讓學生為自己的學習負責(Aitken
&
Neer
,
1992) 。 當學生提出問題可視為一種健康、好奇心靈的自然表達,且反映出兒童主動的參與自己的學 業,因為當學生發問時,他們即在探索環境且使用語言來獲得知識 (Tompkins, 1989) 。 由上述學者們的研究結果可知,學生的發問行為與其學習參與有密切的關係,而本研究 亦得到相同之研究結果。至於發問意願與學習參與之關係,國內外尚無實證之研究,待進一步研究之。
一、結論 付國小學生發問行為方面 1.發問次數結論與建議
國小學生每天的發問次數以 0---2 次居多(佔 70.3%) ,不發問者佔 2 1.4% '而發問五次以上者不及 10% (9.3%)。
立發問科目 國小學生較常發間的科目依'JA為:美勞 (42.6%) 、數學 (40.6%) 、自然 (39.6%) 。 3. 問題類型 國小學生較常發間的問題類型,依序為:確認型 (65 .4%)、解釋型 (60.2%) 。。學生個人因素、教學情境因素與發間行第之間的典型相關
1.學生個人因素與發間行為(發問次數、發問科目)之間的典型相關 「發間的功能性」、「發問的必要性」、「後設認知」、「發問經驗」與「發問次數」、 「發問科目」之間有典型相關存在,兩組變項間的典型相關關係,主要是由「發問的功能性」國小學生發問行為及其相關因素之研究 163 與「發間的必要性 J 透過典型因素,而影響「發問次數」。 Z 教學情境因素與發問行為(發間次數、發問科目)之間的典型相關 「教師回饋」、「教師支持」、「發問規則 J 、「發問時間」、「發問技巧 J 與「發問 次數 J 、「發問科目」之間有典型相關存在,兩組變項間的典型相關關係,主要是由「教師 回饋」與「發問時間 J 透過典型因素,而影響「發問次數」。 ω學生個人因素、教學情境因棄對發問意顧的預測力 1. 學生個人因素對發問意願的預測力 「發問的功能性」、「發間的必要性」、「後設認知」等變項,能有效的預測「發問意 願 J 而「發問經驗」則不能有效的預測「發問意願」。 立教學情境因素對發問意願的預測力「教師回饋」、「教師支持」、「發問時間」、 「發問技巧」等變項,能有效的預測「發問意願 J 而「發問規則」則不能有效的預測「發 問意願」。 的發問意顧、發間行為對學習參與的預測力 「發問意願」與「發問之前數」能有效預測「學習參與 J 而「發問科目」則不能有效預 測「學習參與」。 綜合上述研究結果,本研究可歸納為以下幾點結論: 1. 國小學生每天發問次數偏低,約在 0"'2 次之間,不發間的學生達 21.4% 。 2. 國小學生較常發間的科目,依序為:美勞、數學、自然。 3. 國小學生較常發間的問題類型,依序為:確認型、解釋型。 4. 學生個人因素、教學情境因素與發問行為之間,分別有典型相關存在,而所有控制變 項可透過一個典型因素,有效解釋發問行為總變異的 2.9%
'"
9.5%。 5. 學生個人因素、教學情境因素能有效預測發問意願,其預測力在 29.13%'" 46.07%
之間。 在發問意願與發問行為能有效預測學習參與,其預測力為 24.83% 。二、建議
綜合本研究之目的、上述研究結論與研究者之研究心得,謹向從事國民小學教育之教師, 與未來從事此方面主題之研究者,提供建議如下: (寸教學上之建議 1.提昇學生的發問次數:本研究卻發現,國小學生的發問次數偏低,此一現象在許多國 家的研究亦得到一致的結論 (Dillon,1988b; Good et al
,
1987) 。因此,老師應設法提昇學生 的發問次數,使學生們有發間的意願,想問且敢問。 2. 改善學生所問的問題品質:本研究發現學生較常發問「確認型」的問題,例 I 老師 這樣做對嗎? J '而非較高層次的認知、思考性問題,所以老師們不妨多提示與鼓勵學生, 多提出一些有助於思考的問題。 3. 教導學生正確的發問信念:本研究發現學生對於發問所抱持的信念,包括 I 發間的 功能性」與「發問的必要性 J 會影響到其自身的發問意願與發問行為,因此,老師平日上 課應教導學生正確的發問信念,使其由相信發問的重要性,有發問意願進而採取發問行為。 4. 多留時間給學生發問且重視學生問題的回饋:本研究發現「教師回饋」、「發問時間」 與「發問次數」有關,且能預測「發問意願 J 在現今以學生為中心的教學情境中,老師不宜再佔據大部份的發問時間,相反的,應把時間思緒學生,讓學生們有時間問問題,且對於 學生的發問,適時的表露支持性的態度,尤須給予正面的回饋,如此一來學生下一次才肯再 提出問題來發間。 5. 教導學生有關發間的技巧:本研究發現「發問技巧」能有效預測「發問意願 J 亦即 學生們如擁有發問技巧,則可能較願意發間。因此,老師應毫不吝惜的幫助學生習得如何發 間的技巧。 。研究眼制興未來研究上的建議 本研究基於研究者時問上的限制,無法獲得盡善盡美,茲將本研究之心得建議如下,以 供未來研究之參考。 1.在研究對象方面:本研究之樣本,係以高雄市市立國民小學,五、六年級學生為對象, 似乎難窺各求學階段學生,在發問行為方面之全貌,因此,今後研究樣本之選取,可向上溯 及國中、高中興大學學生,以瞭解各求學階段學生的發問行為。 2. 在研究變項方面:影響學生發問行為的因素,除了本研究所列之變項以外,尚有很多, 例如:在學生個人因素方面,成就高低、先前背景知識、語言能力等,都可能會影響其發問 行為;而諸如:班級氣氛、同儕回饋、師生關係等教學情境因素,也可能影響學生的發問意 願。 因此,將來之研究似乎可就這些變項之間的關係加以探討,以獲得更完整之研究結果。
3. 在研究工具方面:本研究所採用之研究工具僅適用於國小五、六年級學生,似乎無法
擴及其他不同求學階段之樣本。因此,將來從事此主題方面的研究者,不妨參酌修改本研究 工真,使之更適用於各階段的研究對象。 4. 在研究方法方面:本研究僅以問卷調查及事後回溯方式來研究,無法深入觀察國小學 生實際的發問行為。因此,今後之研究者,不妨採用實地觀察或與老師、學生唔談等方式, 以質化研究方法深入瞭解學生們較少發問之原因。 5. 在統計方法方面:根據研究結果,本研究提出國小學生發問徑路模式,將來進一步的 研究,不妨可採用徑路分析 (path analysis) 來研究學生個人因素與教學情境因素,經由何種 途徑而影響到發問意願、發問行為及學習參與,如此或許能更清楚的瞭解國小學生發問行為 的因果關係。參考文獻
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收稿日期 1998 年 5 月 3 日 接受登刊日期 1998 年 9 月 30 日