第四章 結果與討論
第三節 自編課程與教材對於學生的能源認知、態度、行為與環境敏感度，是否能有
敏感度，是否能有正向的明顯影響
認知
虎林國中
進行共變數分析前，須先進行組內迴歸的同質性檢定確認介入與 否和認知前測之間並無顯著的交互作用。檢定結果的摘要如表 23 所
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示，F(1,96)=1.007,p=.318 並未違反同質性假設故可進行單因子共變數 分析。
表 23 虎林國中學生認知組內迴歸係數同質性檢定結果摘要
變異來源 自由度 平均平方和 F p
介入與否 * 認知前測總分 1 6.109 1.007 0.318
誤差 96 6.065
*p<.05 ***p<.001
虎林國中學生在進行單因子共變數分析後的結果如表 24 及表 25 所示。表中結果如下：
一、 原始的後測平均分別為介入組 16.365 分以及非介入組 14.042 分，經調整過後的平均分數則為介入組 16.376 分以及 非介入組 14.030 分。
二、 介入與否的效果造成兩組後測平均分數有顯著的不同 (F(1,97)=22.649,p<.000)。這顯著的不同，透過調整後分數可 發現是介入組的認知後測分數顯著高於非介入組，在統計上 支持課程介入與否對認知正向影響有關。
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表 24 虎林國中兩組學生認知學習成效後測受試者效應檢定
組別 自由度 平均平方和 F p 介入與否 1 137.382 22.649 .000***
誤差 97 6.066
*p<.05 ***p<.001
表 25 虎林國中學生認知後測平均
介入與否 人數 後測平均數
調整前 調整後
介入 52 16.365 16.376a 非介入 48 14.042 14.030a a. 使用下列值估計出現在模式的共變量: 認知前測總分 = 14.390
光仁國中
先進行迴歸係數的同質性檢定得到結果如表 26，結果發現自變 項與共變項之間，存在著顯著的交互作用故此不宜再使用單因子共變 數分析。為求在兩組學生差異的情形，將使用詹森-內曼法描繪出兩 組學生迴歸線的交叉點以及顯著不同的區域，其結果如圖 10 所示。
詹森-內曼法的結果如下：
一、 兩組學生的迴歸線交叉點發生在前測成績為 16.221 分 上，在此點上後測成績相同無差別。
二、 當前測成績低於 13.686 分時，有課程介入的學生在後測 成績的表現顯著高於未進行課程介入的學生。
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三、 前測成績在 13.686 分以上時，兩組學生的後測成績表現 於統計結果上並無不同。
表 26 學生認知組內迴歸係數同質性檢定結果摘要
變異來源 自由度 平均平方和 F p
介入與否 * 認知前測總分 1 41.249 5.366 0.021 誤差 211 7.687
*p<.05 ***p<.001
圖 10 光仁國中學生認知後測詹森-內曼法結果
多數相關研究，皆發現學生的認知是教學介入最易改變的部分 (李淑雯，2005、張真嫚，2002、陳世富，2009、陳偉羣，2009、劉 佳雨，2006、歐茲妤，2010、賴純紾，2013)。這些研究中所採用的 教學理論、課程架構都不盡相同，但在研究結果上皆顯示學生的認知
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確實在接受課程後明顯增加。根據本研究的課程與觀察，研究者認為 學生在認知上的變化，與課程教法有關。例如：”人與生態”及”地球 資源”單元，課程影片會在每個關鍵點停頓讓學生有機會思考消化內 容。
態度
虎林國中
進行共變數分析前，須先進行組內迴歸的同質性檢定確認介入與 否和認知前測之間並無顯著的交互作用。檢定結果的摘要如表 27 所 示，F(1,96)=0.001,p=.978 並未違反同質性假設故可進行單因子共變數 分析。
表 27 虎林國中學生態度組內迴歸係數同質性檢定結果摘要
變異來源 自由度 平均平方和 F p
介入與否 * 態度前測總分 1 0.047 0.001 0.978
誤差 96 60.228
*p<.05 ***p<.001
虎林國中學生在進行單因子共變數分析後的結果如表 28 及表 29 所示。表中結果如下：
一、 原始的後測平均分別為介入組 67.846 分以及非介入組 63.188 分，經調整過後的平均分數則為介入組 67.497 分以及 非介入組 63.566 分。
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二、 介入與否的效果造成兩組後測平均分數有顯著的不同 (F(1,97)=9.088,p=.003)。這顯著的不同，透過調整後分數可 發現是介入組的態度後測分數顯著高於非介入組，在統計上 支持課程介入與否對態度有正向的影響。
表 28 虎林國中兩組學生態度學習成效後測受試者效應檢定
組別 自由度 平均平方和 F p 介入與否 1 541.708 9.088 .003**
誤差 97 59.608
*p<.05 **p<.01 ***p<.001
表 29 虎林國中學生態度後測平均
介入與否 人數 後測平均數
調整前 調整後
介入 52 67.846 67.497a 非介入 48 63.188 63.566a a. 使用下列值估計出現在模式的共變量: 態度前測總分 = 64.2500.
光仁國中
先進行迴歸係數的同質性檢定得到結果如表 30，結果發現自變 項與共變項之間，存在著顯著的交互作用(F(1,211)=6.056,p=0.015)故 此不宜再使用單因子共變數分析。為求在兩組學生差異的情形，使用 詹森-內曼法描繪出兩組學生迴歸線的交叉點以及顯著不同的區域，
其結果如圖 11 所示。詹森內曼法的結果如下：
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一、 兩組學生的迴歸線交叉點發生在前測成績為 67.073 分 上，在此點上後測成績相同無差別。
二、 當前測成績低於 58.900 分時，有課程介入的學生在後測 成績的表現顯著高於未進行課程介入的學生。
三、 前測成績在 58.900 分以上時，兩組學生的後測成績表現 於統計結果上並無不同。
表 30 光仁國中學生態度組內迴歸係數同質性檢定結果摘要
變異來源 自由度 平均平方和 F p
介入與否 * 態度前測總分 1 300.014 6.056 0.015*
誤差 211 49.543
*p<.05 **p<.01 ***p<.001
圖 11 光仁國中學生態度後測詹森-內曼法結果
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態度在前述各項環境教育的理論中，被認為是人們內心價值觀的 體現，是認知的後續產物。對於行為而言，態度比認知更具影響力。
在相關的研究中，課程介入對於態度有明顯效果者(張真嫚，2002、
陳世富，2009、劉佳雨，2006、歐姿妤，2010、賴純紾，2013)，多 數採用議題式或體驗式的教學。這證明傳統僅用講述的教學方式，無 法有效讓學生產生相對應的態度。本研究中所採用的課程，前兩個單 元主以議題為主而後兩單元則將重點放置於實際操作體驗，是故使學 生在能源態度上有顯著的變化。
行為
虎林國中
進行共變數分析前，須先進行組內迴歸的同質性檢定確認介入與 否和行為前測之間並無顯著的交互作用。檢定結果的摘要如表 31 所 示，F(1,96)=0.008,p=.929 並未違反同質性假設故可進行單因子共變數 分析。
表 31 虎林國中學生行為組內迴歸係數同質性檢
變異來源 自由度 平均平方和 F p
介入與否 * 行為前測總分 1 0.968 0.008 0.929
誤差 96 119.926
*p<.05 ***p<.001
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虎林國中學生在進行單因子共變數分析後的結果如表 32 及表 33 所示。表中結果如下：
一、 原始的後測平均分別為介入組 88.558 分以及非介入組 86.083 分，經調整過後的平均分數則為介入組 88.538 分以及 非介入組 86.105 分。
二、 介入與否的效果並未造成兩組後測平均分數有顯著的不 同(F(1,97)=1.287,p=.259)。雖然從後測的平均可發現介入組 的表現較非介入組佳，但這樣的差別在統計上並不支持來源 是我們進行的課程。
表 32 虎林國中兩組學生行為學習成效後測受試者效應檢定
組別 自由度 平均平方和 F p 介入與否 1 152.816 1.287 0.259
誤差 97 118.699
*p<.05 **p<.01 ***p<.001
表 33 虎林國中學生行為後測平均
介入與否 人數 後測平均數
調整前 調整後
介入 52 88.558 88.538a 非介入 48 86.083 86.105a a. 使用下列值估計出現在模式的共變量: 行為前測總分 = 85.2400.
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光仁國中
先進行迴歸係數的同質性檢定得到結果如
表 34，結果發現自變項與共變項之間，存在著顯著的交互作用 (F(1,211)=6.185,p=0.014)故此不宜再使用單因子共變數分析。為求在 兩組學生差異的情形，使用詹森-內曼法描繪出兩組學生迴歸線的交 叉點以及顯著不同的區域，其結果如圖 12 所示。詹森-內曼法的結果 如下：
一、 兩組學生的迴歸線交叉點發生在前測成績為 85.300 分 上，在此點上後測成績相同無差別。
二、 當前測成績低於 67.649 分時，有課程介入的學生在後測 成績的表現顯著高於未進行課程介入的學生。
三、 當前測成績高於 106.379 分時，有沒有課程介入的學生在 後測成績的表現顯著高於有課程介入的學生。
四、 前測成績介於 67.649 分與 106.379 分之間時，兩組學生的 後測成績表現於統計結果上並無不同。
表 34 學生行為組內迴歸係數同質性檢定結果摘要
變異來源 自由度 平均平方和 F p
介入與否 * 行為前測總分 1 979.318 6.185 0.014*
誤差 211 158.349
*p<.05 **p<.01 ***p<.001
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圖 12 光仁國中學生行為後測詹森-內曼法結果
能源行為是本研究最終的目的，但在經過四單元課程後，學生的 能源行為並未顯著增加頻率。在前述理論中，行為產生除了和行為所 需的認知、更傾向於環境的態度有關外，行為所需的關鍵技能也是必 須。在這方面，相關研究如劉佳雨(2006)認為除了教導行為技能之 外，採用契約書等具有宣示意味的方式可強化學生行為的決心。而張 真嫚(2002)則認為，課程內容的刺激強度夠大而致使學生的行為在經 過課程之後有顯著的改變。是故，在未來的研究中可考慮改以更具衝
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擊性的課程內容以及加入具備宣示功能的方式增加學生行為產生的 可能性。
環境敏感度
虎林國中
先進行迴歸係數的同質性檢定得到結果如表 35，結果發現自變 項與共變項之間，存在著顯著的交互作用(F(1,96)=4.803,p=.031)故此 不宜再使用單因子共變數分析。為求在兩組學生差異的情形，使用詹 森-內曼法描繪出兩組學生迴歸線的交叉點以及顯著不同的區域，其 結果如圖 13 所示。詹森-內曼法的結果如下：
一、 兩組學生的迴歸線交叉點發生在前測成績為 15.079 分 上，在此點上後測成績相同無差別。
二、 當前測成績高於 20.900 分時，有課程介入的學生在後測 成績的表現顯著高於未進行課程介入的學生。
三、 前測成績低於 20.900 分時，兩組學生的後測成績表現於 統計結果上並無不同。
表 35 虎林國中學生環境敏感度組內迴歸係數同質性檢定結果摘要
變異來源 自由度 平均平方和 F p
介入與否 * 敏感度前測總分 1 60.353 4.803 .031*
誤差 96 12.565
*p<.05 **p<.01 ***p<.001
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圖 13 虎林國中學生環境敏感度後測詹森-內曼法結果
光仁國中
進行共變數分析前，須先進行組內迴歸的同質性檢定確認介入與
進行共變數分析前，須先進行組內迴歸的同質性檢定確認介入與