檢定考驗分析共分為三部分加以說明，第一為學習成就與學習動機檢定，第二 為學習動機各分量檢定，第三為延宕測驗效果檢定。
一、學習成就與學習動機檢定：
本研究以教學方法為自變項，以八年級上學期段考平均、自然科學習動機量 表的前測分數為共變數，並以自然科學習成就測驗及自然科學習動機量表的後測 分數為依變項。推論統計檢定皆以α=.05 作為統計上顯著水準的方式來進行，依 據下列步驟與方法進行單因子多變量共變數分析（one-way MANCOVA）：
（一）找出與依變項高度相關之共變項：
由由表 4-2-1 可知，對照組與實驗組在各變因間相關分析結果皆呈現高度相 關（r＞.70）。
（二）迴歸線平行的假設考驗：
表 4-3-1 顯示在學習成就方面，迴歸線平行的假設檢定，Wilks' Λ = .99，F(2, 53) =0.20，p = .82，未達顯著水準，表示迴歸線在學習成就方面的斜率是相同，
二組學生受共變數影響的程度都是相同的，符合共變數分析中組內迴歸係數同質 性的假定，可繼續共變數分析。在學習動機方面，迴歸線平行的假設檢定，Wilks' Λ = .98，F(2, 53) = 0.54，p = .59，未達顯著水準，表示迴歸線在學習動機方面的 斜率是相同，二組學生受共變數影響的程度都是相同的，符合共變數分析中組內 迴歸係數同質性的假定，可繼續共變數分析。
表 4-3-1 學習成效之組內迴歸係數同質性檢定摘要
效應項
Wilks' Λ F Hypoth. DF Error DF p
組別×段考平均 0.99 0.20 2 53 0.82 組別×動機前測 0.98 0.54 2 53 0.59
（三）共同迴歸線斜率為 0 假設考驗：
表 4-3-2 顯示 Wilks' Λ＝0.10，F(4, 110) =60.63，p = .00＜.05，達顯著差異，
表示共同迴歸線斜率並非為 0，顯示共變數和依變數的關係是不可忽視的，必須 用共變數加以調整才行。也就是說，必須將受試者在「段考平均」及「學習動機」
的前測表現予以考慮。
表 4-3-2 共同迴歸線斜率為 0 假設考驗
效應項
Wilks' Λ F Hypoth. DF Error DF p
（四）主要效果考驗
由表 4-3-3 發現，在主要效果考驗方面，Wilks' Λ= 0.58，F(2,55) =19.70，p = .00
＜.05，達顯著差異，表示排除共變量的影響後，組別自變項在至少一個依變項 之平均數間的差異達到.05 顯著水準，至於是那幾個依變項，必須再檢視單變量 F 考驗的統計量及其顯著性。
表 4-3-3 各組主要效果的多變量考驗統計量
效應項
Wilks' Λ F Hypoth. DF Error DF p
組別 0.58 19.70 2 55 0.00
（五）單變量共變數分析：
由表 4-3-4 發現，經實驗處理後，兩組學生在「學習成就」上達顯著差異（F
（1, 56）=20.89，p = .00＜.05）、在「學習動機」上達顯著差異（F（1, 56）= 22.25，
p = .00＜.05）。
表 4-3-4 各組主要效果的單變量考驗統計量
變異來源
Hypoth. SS Error SS Hypoth. MS Error MS F
學習成就 216.48 580.43 216.48 10.36 20.89**學習動機 722.00 1817.46 722.00 32.45 22.25**
**. p＜.01。
（六）分析結果：
1. 由單變量共變數分析得知，兩組學生在「學習成就」上達顯著差異（p=.00
＜.05），進一步比較發現：二組在依變項「學習成就」的調整後平均數有顯 著不同，且實驗組顯著高於對照組，數據如表 4-3-5。
2. 由單變量共變數分析得知，兩組學生在「學習動機」上達顯著差異（p=.00
＜.05），進一步比較發現：二組在依變項「學習動機」的調整後平均數有顯
著不同，且實驗組顯著高於對照組，數據如表 4-3-5。
表 4-3-5 各組在「學習成就」及「學習動機」的平均數及調整後平均數摘要表
依變項 組別 平均數 調整後平均數
學習成就 對照組 18.72 18.30
實驗組 21.71 22.13
學習動機 對照組 89.93 89.49
實驗組 96.03 96.47
二、學習動機各分量檢定
1. 學習動機「能力歸因」分量
（1）組內迴歸同質性考驗
進行單因子共變數分析前，依據共變數分析之基本假定，首先考驗組內迴歸 係數是否符合同質性假定。如表 4-3-6 所示，考驗結果未達顯著水準（F＝3.00，
p＝.09＞.05），表示組間之迴歸係數同質性並無顯著差異，即在共變項上均質，
且影響程度相當，共變項與依變項間的關係不會因為自變項各處理水準的不同而 有所差異。因此符合迴歸同質性之假定，可進行單因子共變數分析。
表 4-3-6 學習動機「能力歸因」分量之迴歸同質性檢定摘要表
變異來源
SS df MS F p
組間 7.70 1 7.70 3.00 .09 組內 143.86 56 2.57
（2）共變數分析結果
表 4-3-7 呈現兩組學生在「能力歸因」分量後測得分之統計量，包括樣本數、
平均數、標準差及調整後平均數。
表 4-3-8 可知，將前測分數對後測分數的影響力排除後，不同的教學方法所造成 的變異量 F＝20.72，p＝.00＜.05，達到顯著水準，表示「能力歸因」分量分數高 低會因學生所接受的教學方法不同而有顯著差異且實驗組優於對照組。
表 4-3-7 兩組學生在「能力歸因」分量後測成績之描述性統計量
組別 人數 平均數 標準差 調整後平均數
對照組 29 19.00 3.845 19.77 實驗組 31 22.45 3.305 21.74
表 4-3-8 不同組別在「能力歸因」分量後測成績之共變數分析摘要表
變異來源
SS df MS F
共變量（前測） 590.11 1 590.11 221.93＊＊
組間（教法） 55.10 1 55.10 20.72＊＊
組內（誤差） 151.56 57 2.66
＊＊
p＜.01
2. 學習動機「努力歸因」分量
（1）組內迴歸同質性考驗
進行單因子共變數分析前，依據共變數分析之基本假定，首先考驗組內迴歸 係數是否符合同質性假定。如表 4-3-9 所示，考驗結果未達顯著水準（F＝1.30，
p＝.26＞.05），表示組間之迴歸係數同質性並無顯著差異，即在共變項上均質，
且影響程度相當，共變項與依變項間的關係不會因為自變項各處理水準的不同而 有所差異。因此符合迴歸同質性之假定，可進行單因子共變數分析。
表 4-3-9 學習動機「努力歸因」分量之迴歸同質性檢定摘要表
變異來源
SS df MS F p
組間 4.32 1 4.32 1.30 .26 組內 186.37 56 3.33
（2）共變數分析結果
表 4-3-10 呈現兩組學生在「努力歸因」分量後測得分之統計量，包括樣本 數、平均數、標準差及調整後平均數。
表 4-3-11 為不同組別在「努力歸因」分量後測成績之共變數分析摘要表，由 表 4-3-11 可知，將前測分數對後測分數的影響力排除後，不同的教學方法所造成 的變異量，達到顯著水準（F＝12.84，p＝.00＜.05），表示「努力歸因」分量分 數高低會因學生所接受的教學方法不同而有顯著差異且實驗組優於對照組。
表 4-3-10 兩組學生在「努力歸因」分量後測成績之描述性統計量
組別 人數 平均數 標準差 調整後平均數
對照組 29 23.34 3.75 23.46 實驗組 31 25.19 2.83 25.12
表 4-3-11 不同組別在「努力歸因」分量後測成績之共變數分析摘要表
變異來源
SS df MS F
共變量（前測） 444.71 1 444.71 132.93＊＊
組間（教法） 42.97 1 42.97 12.84＊＊
組內（誤差） 190.69 57 3.35
＊＊
p＜.01
3. 學習動機「工作價值」分量
（1）組內迴歸同質性考驗
進行單因子共變數分析前，依據共變數分析之基本假定，首先考驗組內迴歸 係數是否符合同質性假定。如表 4-3-12 所示，考驗結果未達顯著水準（F＝0.03，
p＝.86＞.05），表示組間之迴歸係數同質性並無顯著差異，即在共變項上均質，
且影響程度相當，共變項與依變項間的關係不會因為自變項各處理水準的不同而 有所差異。因此符合迴歸同質性之假定，可進行單因子共變數分析。
表 4-3-12 學習動機「工作價值」分量之迴歸同質性檢定摘要表
變異來源
SS df MS F p
組間 .11 1 .11 .03 .86
組內 177.86 56 3.18
（2）共變數分析結果
表 4-3-13 呈現兩組學生在「工作價值」分量後測得分之統計量，包括樣本 數、平均數、標準差及調整後平均數。
表 4-3-14 為不同組別在「工作價值」分量後測成績之共變數分析摘要表，
由表 4-3-14 可知，將前測分數對後測分數的影響力排除後，不同的教學方法所 造成的變異量，達到顯著水準（F＝7.83，p＝.00＜.05），表示「工作價值」分量 分數高低會因學生所接受的教學方法不同而有顯著差異且實驗組優於對照組。
表 4-3-13 兩組學生在「工作價值」分量後測成績之描述性統計量
組別 人數 平均數 標準差 調整後平均數
對照組 29 23.69 5.00 23.27 實驗組 31 24.16 3.83 24.55
表 4-3-14 不同組別在「工作價值」分量後測成績之共變數分析摘要表
變異來源
SS df MS F
共變量（前測） 962.44 1 962.44 308.26＊＊
組間（教法） 24.45 1 24.45 7.83＊＊
組內（誤差） 177.96 57 3.12
＊＊
p＜.01
4. 學習動機「自我效能」分量
（1）組內迴歸同質性考驗
組內迴歸同質性考驗，如表 4-3-15 所示，考驗結果達顯著水準（F＝5.92，p
＝.02＜.05），表示兩組的迴歸線的斜率不相同，亦即表示共變數與依變項間的關 係會因自變項各處理水準不同而有所不同，不符合共變數組內迴歸係數同質性假 定，因此研究者採用詹森－內曼法（Johnson-Neyman method）來找出交叉點與 差異顯著區，比較其兩組差異。
表 4-3-15 學習動機「自我效能」分量之迴歸同質性檢定摘要表
變異來源
SS df MS F p
組間 19.01 1 19.01 5.92 .02 組內 179.97 56 3.21
（2）詹森－內曼法（Johnson-Neyman method）比較差異
依詹森－內曼法計算組內交點及差異區，統計結果其交點 Xo為 30.02（參照 圖 4-3-1 及表 4-3-16），代表對前測分數為 30.02 分的學生而言學習動機「自我效 能」分量成績差異為零。統計結果顯著差異區 XD為 69.75 以上或 24.98 以下，這 表示對前測分數在 69.75 分以上，對照組學生「自我效能」分量分數優於實驗組 學生，對於前測分數在 24.98 以下的學生，實驗組學生「自我效能」分量分數優
差異點在右側之情形，亦對照組學生「自我效能」分量得分不可能高於實驗組。
表 4-3-16 實驗組與對照組「自我效能」分量之迴歸相交點及差異顯著點
項目 實驗組 對照組
迴歸係數 截距 迴歸係數 截距
0.71 8.90 0.92 2.56
迴歸相交點 30.02
差異顯著點 24.98 69.75
圖 4-3-1 「自我效能」分量之迴歸相交點及差異顯著點
三、延宕測驗效果檢定：
以八年級上學期段考平均成績為共變數，接受不同教學方法為自變項，延宕 測驗分數為依變項，進行單因子共變數分析（ANCOVA），以檢驗接受不同教學 方法對學生學習自然科記憶保留的影響是否造成差異，步驟與方法如下：
1. 組內迴歸係數同質性考驗：
自 我 效 能 後 測 自 我 效 能 後 測 自 我 效 能 後 測 自 我 效 能 後 測
30.02 24.98
實驗組
對照組
表 4-3-17 「學習成就延宕測驗」組內迴歸係數同質性考驗摘要表
變異來源
SS df MS F p
組間 8.21 1 8.21 .76 .39 組內 607.40 56 10.85
組內迴歸係數同質性檢定的 F＝.76，顯著性的 p＝.39＞.05，未達.05 顯 著水準，代表共變數分析模式並未違反組內迴歸係數同質性的假定，可繼續進行 共變數分析。
2. 共變數分析：
表 4-3-18 對照組與實驗組在「學習成就延宕測驗」之共變數分析摘要表
變異來源
SS df MS F
段考平均 2487.09 1 2487.09 230.28＊＊
組間 200.58 1 200.58 18.57＊＊
組內（誤差） 615.61 57 10.80 總數 26654.00 60
＊＊
p＜.01
在共變數分析摘要表中，組間效果檢定的 F（1,57）＝18.57，顯著性 p＝.00
＜.05，達到顯著水準，表示排除段考平均影響後，對照組與實驗組在「學習成 就延宕測驗」有顯著的差異存在。
由表 4-3-19 中調整後平均數，對照組為 17.87、實驗組為 21.54，故實驗組
由表 4-3-19 中調整後平均數，對照組為 17.87、實驗組為 21.54，故實驗組