本節主要探討在進行六週的實驗處理後，三組學生在「批判思考意向」測驗 上的分數之影響，此研究的自變項為三個組別，分別為實驗組 1、實驗組 2 和控制 組，實驗組 1 實施人權教育電影課程批判教學，實驗組 2 實施人權教育電影課程 講述教學，而控制組則不實施人權教育電影課程教學；而依變項為「批判思考意 向」測驗的後測分數，因三組學生的起始點不同，因此以三組的前測成績為共變 量，同時又由於三組受試者為不同的樣本，因而採用獨立樣本單因子共變數分析。
一、批判思考意向前後測總成績分析
分別以成對樣本 t 檢定來檢測三組個別在總成績的提升情況、以單因子共變數 分析來檢測組別間的差異，分析如下：
(一) 批判思考意向前後測總成績成對樣本 t 檢定
研究者探究三組學童分別在總成績的前後測成績表現是否有提升，採用成對 樣本 t 檢定分別對三組學生進行分析，如表 4-2-1：
表4-2-1 三組批判思考意向測驗總分的成對樣本t檢定
組別 平均數 個數 標準差 t 自由度 顯著性
(雙尾) 前測總分 78.655 29 13.834
實驗組 1
後測總分 83.690 29 9.663
-2.451* 28 .021 前測總分 88.281 32 16.645
實驗組 2
後測總分 88.812 32 16.676
-.264 31 .793 前測總分 79.967 30 20.294
控制組
後測總分 82.900 30 20.955
-1.658 29 .108
*p< .05
由表 4-2-1 可知，僅有實驗組 1 學童在批判思考意向測驗總分的前後測成績達 到顯著 t=-2.451 (P=.021<.05)，表示實驗組 1 在經過人權教育電影課程批判教學後，
能提升批判思考意向。而其他兩組則未達到顯著，顯示人權教育電影課程講述教 學無法有效提升學生批判思考意向，而未接受教學處理的控制組也無法有成效。
(二) 批判思考意向前後測總成績共變數分析
為確認分組與前測的交互作用可能影響後測結果，以前測為共變數，後測成 績為依變數，進行迴歸係數同質性考驗，如表 4-2-2。
表4-2-2 三組學生在「批判思考意向」後測成績迴歸同質性考驗摘要表
變異來源 SS df MS F p
組別*前測 (回歸係數同質性)
906.484 2 453.242 4.913* .010
Error(誤差) 7841.914 85 92.258
*p< .05
由表 4-2-2 可知，迴歸係數同質性考驗 F 值為 4.913，顯著性.010 (p< .05)，達 顯著水準，不符合迴歸係數同質性檢定的基本假設，各組組內的迴歸線沒有平行，
即違反平行性檢定，表組別及前測成績會產生交互作用，會共同影響後測成績，
不應進行共變數分析（ANCOVA），須以 Johnson-Neyman 處理迴歸係數同質性檢 定不符合的狀況，並檢驗其交互作用的情形（林清山，2005；鄭承昌，2007）。
先以線性迴歸方法各別取得實驗組和控制組的前測標準差、前測平均數、迴 歸殘差、迴歸係數和迴歸截距，再進行 Johnson-Neyman 分析，其結果如下：
表4-2-3 實驗組1與實驗組2「批判思考意向」迴歸相交點及差異顯著點
項目 實驗組1 實驗組 2
迴歸係數 截距 迴歸係數 截距
0.424 50.327 0.769 20.964
迴歸相交點 86.414
差異顯著點 53.677，191.026
表4-2-4 實驗組1與控制組「批判思考意向」迴歸相交點及差異顯著點
項目 實驗組1 控制組
迴歸係數 截距 迴歸係數 截距
0.424 50.327 0.919 9.395
迴歸相交點 85.388
差異顯著點 72.63，96.591
0 20 40 60 80 100 120 140
0 30 60 90 120 150 前測
後 測
實驗組1 實驗組2 控制組
線性 (實驗組1) 線性 (實驗組2) 線性 (控制組)
圖 4-2-1 三組「批判思考意向」之迴歸線圖
由表 4-2-3 及圖 4-2-1 可知，實驗組 1 與實驗組 2 兩組學童在批判思考意向前 測的得分介於 53.677 和 191.026 之間，教學實驗是沒有效果的；而兩組學童之前
53.677 72.63 96.591
測得分都低於 53.677，位於具有教學效果區，且實驗組 1 的分數明顯高於實驗組 2，
顯示實驗組 1 教學實驗的成效較大。
由圖 4-2-1 可知，實驗組 2 和控制組兩條線十分接近，代表兩組之間教學實驗 的成效沒有差異。
由表 4-2-4 及圖 4-2-1 可知，實驗組 1 與控制組兩組學童在批判思考意向前測 的得分介於 72.63 和 96.591 之間，教學實驗是沒有效果的，而兩組學童之前測得 分都低於 72.63，位於具有教學效果區，且實驗組 1 的分數明顯高於控制組，顯示 實驗組 1 教學實驗的成效較大。兩組學童之前測得分都高於 96.591，位於具有教 學效果區，且控制組的分數明顯高於實驗組 1。
二、批判思考意向前後測在「系統性與分析力」成績分析
分別以成對樣本 t 檢定來檢測三組個別在「系統性與分析力」的提升情況、以 單因子共變數分析來檢測組別間的差異，分析如下：
(一) 批判思考意向「系統性與分析力」前後測成績成對樣本 t 檢 定
研究者探究三組學童分別在系統性與分析力的前後測成績表現是否有提升，
採用成對樣本 t 檢定分別對三組學生進行分析，如表 4-2-5。
表4-2-5 系統性與分析力成對樣本t檢定
組別 平均數 個數 標準差 t 自由度 顯著性
(雙尾) 前測總分 35.621 29 6.576
實驗組 1
後測總分 37.586 29 5.172
-1.736 28 .094 前測總分 39.531 32 8.576
實驗組 2
後測總分 39.781 32 7.686
-.252 31 .803 前測總分 36.067 30 9.999
控制組
後測總分 37.300 30 8.871
-1.245 29 .223
由表 4-2-5 可知，三組學童在系統性與分析力面向的前後測成績皆未達到顯 著，這表示實驗組 1 在經過人權教育電影課程批判教學實驗教學無法有效提升學 生在批判思考意向系統性與分析力面向上的意向；實驗組 2 在經過人權教育電影
課程講述教學亦無法有效提升學生在批判思考意向系統性與分析力面向上的意 向；未接受教學處理的控制組無法在批判思考意向系統性與分析力面向上的意向 有效提升。
(二) 批判思考意向「系統性與分析力」前後測成績共變數分析
此部份是針對「批判思考意向」試卷中的「系統性與分析力」面向做分析，
此面向有 9 題。
首先為確認組別與「系統性與分析力」前測成績的交互作用可能影響後測結 果，因 此以「系統性與分析力」前測成績為共變數，「系統性與分析力」後測成 績為依變數，進行迴歸同質性考驗，如表 4-2-6。
表4-2-6 三組學生在「系統性與分析力」後測成績迴歸同質性考驗摘要表
變異來源 SS df MS F p
組別*前測 (回歸係數同質性)
118.569 2 59.284 2.526 .086
Error(誤差) 1995.031 85 23.471
由上表可知，F=2.526，p =.086＞.05，滿足迴歸係數同質性檢定的基本假設，
各組組內的迴歸線平行，因此可繼續進行共變數分析，如表 4-2-7。
表4-2-7 三組學生在「系統性與分析力」後測成績共變數分析摘要表
變異來源 SS df MS F P
前測 2749.204 1 2749.204 113.163*** .000
組別 5.043 2 2.522 .104 .902
誤差 2113.600 87 24.294
校正後的總數 4977.670 90
***p< .001
由表 4-2-7 發現前測的確會影響後測的分數 (F=113.163，p=.000<.05)，而在去 除前測的影響後，三組學生在「系統性與分析力」後測上組間的差異未達顯著水 準，F=.104，p=.902＞.05，所以表示三組學生在「系統性與分析力」上並不會因 為接受實驗設計與否而有所不同。
三、批判思考意向前後測在「心胸開放」成績分析
分別以成對樣本 t 檢定來檢測三組個別在「心胸開放」的提升情況、以單因子 共變數分析來檢測組別間的差異，分析如下：
(一) 批判思考意向「心胸開放」前後測成績成對樣本 t 檢定
研究者探究三組學童分別在心胸開放的前後測成績表現是否有提升，採用成 對樣本 t 檢定分別對三組學生進行分析，如表 4-2-8。
表4-2-8 心胸開放成對樣本t檢定
組別 平均數 個數 標準差 t 自由度 顯著性
(雙尾) 前測總分 16.207 29 2.858
實驗組 1
後測總分 17.414 29 2.338
-3.130** 28 .004 前測總分 17.344 32 3.562
實驗組 2
後測總分 17.625 32 4.102
-.586 31 .562 前測總分 16.633 30 4.081
控制組
後測總分 16.567 30 4.797
.103 29 .919
**p< .01
由表 4-2-8 可知，僅有實驗組 1 學童在批判思考意向心胸開放面向上的前後測 成績達到顯著 t=-3.130 (p=.004<.05)，表示實驗組 1 在經過人權教育電影課程批判 教學後，能提升批判思考意向心胸開放面向上的意向。而其他兩組則未達到顯著，
顯示人權教育電影課程講述教學無法有效提升學生批判思考意向心胸開放面向上 的意向，而未接受教學處理的控制組也無法在批判思考意向心胸開放面向上的意 向有效提升。
(二) 批判思考意向「心胸開放」前後測成績共變數分析
此部份是針對「批判思考意向」試卷中的「心胸開放」面向做分析， 此面向 有 4 題。
首先為確認組別與「心胸開放」前測成績的交互作用可能影響後測結果，因 此以「心胸開放」前測成績為共變數，「心胸開放」後測成績為依變數，進行迴 歸同質性考驗，如表 4-2-9。
表4-2-9 三組學生在「心胸開放」後測成績迴歸同質性考驗摘要表
變異來源 SS df MS F p
組別*前測 (回歸係數同質性)
13.950 2 6.975 .915 .404
Error(誤差) 647.850 85 7.622
由上表可知，F=.915，p =.404＞.05，滿足迴歸係數同質性檢定的基本假設，
各組組內的迴歸線平行，因此可繼續進行共變數分析，如表 4-2-11。
表4-2-10 三組學生在「心胸開放」後測成績共變數分析摘要表
變異來源 SS df MS F p
前測 680.101 1 680.101 89.406*** .000
組別 20.652 2 10.326 1.357 .263
誤差 661.800 87 7.607
校正後的總數 1361.033 90
***p< .001
由表 4-2-10 前測的確會影響後測的分數(F=89.406，p=.000<.05)，而在去除前 測的影響後，三組學生在「心胸開放」後測上組間的差異未達顯著水準，F=1.357，
p=.263＞.05，所以表示三組學生在「心胸開放」上並不會因為接受實驗設計與否 而有所不同。
四、批判思考意向前後測在「智識好奇心」成績分析
分別以成對樣本 t 檢定來檢測三組個別在「智識好奇心」的提升情況、以單因 子 共變數分析來檢測組別間的差異，分析如下：
(一) 批判思考意向「智識好奇心」前後測成績成對樣本 t 檢定
研究者探究三組學童分別在智識好奇心的前後測成績表現是否有提升，採用 成對樣本 t 檢定分別對三組學生進行分析，如表 4-2-11。
表4-2-11 智識好奇心成對樣本t檢定
組別 平均數 個數 標準差 t 自由度 顯著性
(雙尾) 前測總分 11.138 29 2.475
實驗組 1
後測總分 12.379 29 2.194
-3.514* 28 .002 前測總分 13.156 32 2.701
實驗組 2
後測總分 13.625 32 2.524
-.978 31 .336 前測總分 11.800 30 3.045
控制組
後測總分 12.667 30 4.302
-1.758 29 .089
*p< .05
由表 4-2-11 可知，僅有實驗組 1 學童在批判思考意向智識好奇心面向上的前 後測成績達到顯著 t=-3.514 (p=.002<.05)，表示實驗組 1 在經過人權教育電影課程 批判教學後，能提升批判思考意向智識好奇心面向上的意向。而其他兩組則未達 到顯著，顯示人權教育電影課程講述教學無法有效提升學生批判思考意向智識好 奇心面向上的意向，而未接受教學處理的控制組也無法在批判思考意向智識好奇 心面向上的意向有效提升。
(二) 批判思考意向「智識好奇心」前後測成績共變數分析
此部份是針對「批判思考意向」試卷中的「智識好奇心」面向做分析，此面 向有 3 題。
首先為確認組別與「智識好奇心」前測成績的交互作用可能影響後測結果，
因此以「智識好奇心」前測成績為共變數，「智識好奇心」後測成績為依變數，
進行迴歸同質性考驗，如表 4-2-12。
表4-2-12 三組學生在「智識好奇心」後測成績迴歸同質性考驗摘要表
變異來源 SS df MS F p
組別*前測 (回歸係數同質性)
60.605 2 30.303 5.891 .004
Error(誤差) 437.231 85 5.144
由表 4-2-12 可知，迴歸係數同質性考驗 F 值為 5.891，顯著性.004 (p< .05)，
達顯著水準，不符合迴歸係數同質性檢定的基本假設，各組組內的迴歸線沒有平 行，即違反平行性檢定，表組別及前測成績會產生交互作用，會共同影響後測成
績，不應進行共變數分析（ANCOVA），須以 Johnson-Neyman 處理迴歸係數同質 性檢定不符合的狀況，並檢驗其交互作用的情形（林清山，2005；鄭承昌，2007）。
績，不應進行共變數分析（ANCOVA），須以 Johnson-Neyman 處理迴歸係數同質 性檢定不符合的狀況，並檢驗其交互作用的情形（林清山，2005；鄭承昌，2007）。