4.5.1 第二次設計任務表現分析比較（排除權威感）
從「權威感與設計任務的表現變化」兩者的相關分析說明了權威感的高低確實與學 習者遊戲設計任務表現有相關，因此為了更具體明確的界定本研究獨變項（創意守門人 的建議類型）與依變項（遊戲設計任務表現）的關聯，需要控制其他無關的干擾變項，
於是將權威感設為共變項，再探討各思考風格創意守門人的建議類型對第二次遊戲設計 任務的影響。
因此，將有接受各思考風格創意守門人建議引導的組別、權威感分數與第二次遊戲 設計任務得分進行共變數分析，而其中以三組（行政型建議組、立法型建議組、司法型 建議組）學習者的權威感分數作為共變項，進行單因子共變數分析。以下便是三組在遊 戲設計任務的各向度得分經共變數分析調整後之平均數以及單因子共變數分析結果，如 下所示。
z 表 4-33 第二次遊戲設計任務各向度得分之平均數經共變數調整後之平均數 第二次設計任務各向度平均數及調整後之平均數 組 別
設計流暢力 設計變通力 設計獨創力 行政型建議組 原始平均數 3.3333 1.6667 2.3553
（N=15） 調整平均數 3.269 1.673 2.243 立法型建議組 原始平均數 4.2000 1.8667 3.4207
（N=15） 調整平均數 4.140 1.873 3.315 司法型建議組 原始平均數 3.4667 2.0667 2.6440
（N=15） 調整平均數 3.591 2.053 2.861
z 表 4-34 三組於「第二次遊戲關卡設計任務」各向度分數之變異數同質性檢定（N=45）
因素項目 Levene 統計量 分子自由度 分母自由度 顯著性 設計流暢力
（第二次） 1.307 2 42 .281
設計變通力
（第二次） 2.256 2 42 .117
設計獨創力
（第二次） 1.270 2 42 .291
z 表 4-35 三組於「第二次遊戲設計任務」各向度分數之共變數分析摘要表（N=45）
各向度 變異來源 SS Df MS F
共變量 2.366 1 2.366 1.519 設計流暢力 組間 5.795 2 2.898 1.861
（第二次） 組內（誤差） 63.839 41 1.557 全體 72.000 44
共變量 .276 1 .276 .270 設計變通力 組間 .942 2 .471 .460
（第二次） 組內（誤差） 41.982 41 1.024 全體 43.200 44
共變量 5.398 1 5.398 3.544 設計獨創力 組間 8.672 2 4.336 2.847
（第二次） 組內（誤差） 62.446 41 1.523 全體 76.516 44
由上述報表資料可以得知得知：三組學習者（行政型建議組、立法型建議組、司法 型建議組）於第二次設計任務表現中在排除權威感的影響後，在「設計流暢力」向度分 數，其調節後三組的平均數分別為 3.269、4.140、3.591，Levene 的變異數同質性檢定 未達顯著（F(2,42)=1.307，p=.281＞.05）；在「設計變通力」向度分數，其調節後三 組的平均數分別為 1.673、1.873、2.053，Levene 的變異數同質性檢定未達顯著
（F(2,42)=2.256，p=.117＞.05）；在「設計獨創力」向度分數，其調節後三組的平均 數分別為 2.243、3.315、2.861，Levene 的變異數同質性檢定未達顯著（F(2,42)=1.270，
p=.291＞.05）。由以上同質性的檢定，我們發現這三個樣本在第二次設計任務中，不 論在「設計流暢力」、「設計變通力」、「設計獨創力」的評分向度中，其離散情形並無明 顯差別。
另外，組內迴歸係數同質性考驗的結果則顯示，在「設計流暢力」、「設計變通力」、
「設計獨創力」三向度中，建議類型與權威感的交互作用分別為（F(2,39)=1.560，
p=.223）、（F(2,39)=.314，p=.732）、（F(2,39)=1.561，p=.223）均未達顯著水準，表 示各組內的共變項與依變項的線性關係具有一致性。
而在「設計流暢力」、「設計變通力」、「設計獨創力」三向度中，共變項效果的檢驗
（F(1,41)= 1.519，p=.225，p＞.05），（F(1,41)=.270，p=.606，p＞.05），
（F(1,41)=3.544，p=.067，p＞.05）均未達顯著水準，但由於 ANCOVA 之目的在於控制 共變項的影響，減低誤差變異量，調整共變項的平均值，因此即使不顯著，仍有其存在 的實質意義。
在進行第二次遊戲設計任務分數表現的三向度組間效果考驗後，發現於「設計流暢 力」向度未達顯著水準（F(2,41)= 1.861，p=.168＞.05）；於「設計變通力」向度未達 顯著水準（F(2,41)=.460，p=.635＞.05）；於「設計獨創力」向度未達顯著水準
（F(2,41)=2.847，p=.070＞.05），顯示三組學習者於第二次遊戲關卡設計任務表現的
「設計流暢力」、「設計變通力」、「設計獨創力」三向度中，在排除權威感變項的影響後，
各組間仍未達顯著差異水準。
4.5.2 各建議類型組別於前後設計任務表現之比較（排除權威感）
本研究設計，接受創意守門之建議引導共分為「行政型建議組」、「立法型建議組」、
「司法型建議組」，而學習者的遊戲關卡設計任務表現為依變項，按測量時間分為前後 兩次，屬重複量數設計。受試者間的因子為組別的不同，受試者內的因子為測量時間的 前後，因此考量本研究實驗之所有因子，並將排除權威感此共變項的影響，故本研究將 以二因子混合設計共變數分析，主要探討三組學習者在排除權威感的影響，於前後設計 任務各向度表現是否達顯著差異。進行統計考驗時，若二因子交互作用達顯著水準，隨 即進行單純主要效果考驗，並以 Scheffé 法進行事後多重比較。另外，不管二因子交互 作用是否達顯著水準，只要學習者所屬組別的主要效果達顯著水準，即進行 Scheffé 法 事後多重比較；當測量時間的主要效果達顯著水準時，則比較前、後測的平均數以瞭解 時間效果的發展趨勢。本研究實驗所得資料型態，如下表。本研究二因子混合設計共變 數分析，結果如下所示。
z 表 4-36 三組學習者於前後設計任務之各向度分數摘要表（N=45）
B 相依因子（遊戲設計任務各向度表現）
A 獨立因子
（建議類型組別）
設計流暢力 設計變通力 設計獨創力 前測 後測 前測 後測 前測 後測 行政型建議組 原始平均數 2.4000 3.3333 1.4000 1.6667 1.9778 2.3553
（N=15） 調整平均數 2.441 3.269 1.435 1.673 1.894 2.243 立法型建議組 原始平均數 3.2667 4.2000 1.8667 1.8667 2.3560 3.4207
（N=15） 調整平均數 3.306 4.140 1.900 1.873 2.278 3.315 司法型建議組 原始平均數 2.8667 3.4667 1.800 2.0667 2.4444 2.6440
（N=15） 調整平均數 2.786 3.591 1.732 2.053 2.606 2.861 原始平均數 2.8444 3.6667 1.6889 1.8667 2.2594 2.8067 小計
調整平均數 2.844 3.677 1.689 1.867 2.259 2.807
（1）三組學習者於前後設計任務之「設計流暢力」向度表現比較：
不同組別學習者與前後設計任務在遊戲設計任務「設計流暢力」向度得分之二因子 共變數分析結果，如下所示。
z 表 4-37 三組學習者於前後設計任務「設計流暢力」向度分數表現之二因子混合設計 共變數分析摘要表（A 獨立因子；B 相依因子）（N=45）
創造力向度 變異來源 SS df MS F
共變量 .266 1 .266 .111 組間 26.673 5
A（建議類型） 11.459 2 5.730 2.400 B（前後任務） 15.211 1 15.211 31.931***
設計流暢力 A × B .003 2 .001 .003 組內 120.183 83
組間×共變 2.755 1 2.755 5.783*
受試者間誤差 97.897 41 2.388 殘差 19.531 41 .476 全體 147.122 89
*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001
在進行二因子共變數分析之前，本研究先進行迴歸同質性考驗，發現於「設計流暢 力」向度，共變項於組間效果達顯著（F（1,41）=5.783，p=.021），但對照 F 考驗其 F 值不大，因此，本研究繼續進行共變數分析。
從上述報表中，可以得知：在「設計流暢力」向度中，兩因子交互作用的效果（F
（2,41）=.003，p=.997，p＞.05）未達顯著，顯示學習者的不同建議類型組別與前 後設計任務在遊戲設計任務之設計流暢力表現上沒有交互作用存在，因此無須進 行單純主要效果考驗。
檢視兩因子的主要效果發現，在「不同建議類型組別」的變項中，於「設計流暢力」
向度之主要效果未達顯著（F（2,41）=2.400，p=.103，p＞.05），顯示不同的組別學習 者在遊戲設計任務的「設計流暢力」向度表現未有顯著差異；但另一方面，學習者於「設
計流暢力」向度中，前後設計任務因子之主要效果達顯著水準（F（1,41）=31.931，
p=.000，p＜.001），即表示學習者於「設計流暢力」向度前後測成績達顯著差異，比較 設計流暢力之前後測平均數（後測：3.667＞前測：2.844），可見三組學習者於設計流 暢力向度中，具有顯著進步趨勢。
（2）三組學習者於前後設計任務之「設計變通力」向度表現比較：
不同組別之學習者與前後設計任務在遊戲設計任務之「設計變通力」向度得分之二 因子共變數分析結果，如下所示。
z 表 4-38 三組學習者於前後設計任務「設計變通力」向度分數表現之二因子混合設計 共變數分析摘要表（A 獨立因子；B 相依因子）（N=45）
創造力向度 變異來源 SS df MS F
共變量 .965 1 .965 .726
組間 3.304 5
A（建議類型） 2.137 2 1.069 .805 B（前後任務） .711 1 .711 1.280 設計變通力 A×B .456 2 .228 .410
組內 77.287 83
組間×共變 .057 1 .057 .102 受試者間誤差 22.776 41 .556
殘差 54.454 41 1.328 全體 81.556 89
在進行二因子共變數分析之前，本研究進行迴歸同質性考驗，發現於「設計變通力」
向度，共變項於組間效果未達顯著（F（1,41）=.102，p=.750，p>.05），顯示各組迴 歸係數具同質性，本研究繼續進行共變數分析。
從上述報表中，可以得知：在「設計變通力」向度中，兩因子交互作用的效果（F
（2,41）=.410，p=.666，p）未達顯著，顯示學習者的不同建議類型組別與前後設 計任務在遊戲設計任務之設計變通力表現上沒有交互作用存在，因此無須進行單 純主要效果考驗。
檢視兩因子的主要效果發現，在「不同建議類型組別」的變項中，於「設計變通力」
向度之主要效果未達顯著（F（2,41）=.805，p=.454，p>.05），顯示不同的組別學習者 在遊戲設計任務的「設計變通力」向度表現未有顯著差異；但另一方面，學習者於「設 計變通力」向度中，前後設計任務之主要效果未達顯著差異（F（1,41）=1.280，p=.264，
p>.05），即表示學習者於「設計變通力」向度前後測成績未達顯著差異。
（3）三組學習者於前後設計任務之「設計獨創力」向度表現比較：
不同組別學習者與前後設計任務在遊戲設計任務「設計獨創力」向度得分之二因子 共變數分析結果，如下所示。
z 表 4-39 三組學習者於前後設計任務「設計獨創力」向度分數表現之二因子混合設計 共變數分析摘要表（A 獨立因子；B 相依因子）（N=45）
創造力向度 變異來源 SS df MS F
共變量 5.946 1 5.946 2.767 組間 18.727 5
A（建議類型） 9.411 2 4.706 2.190 B（前後任務） 6.739 1 6.739 8.247**
設計獨創力 A×B 2.577 2 1.288 1.577 組內 122.334 83
組間×共變 .718 1 .718 .879 受試者間誤差 88.114 41 2.149
殘差 33.502 41 .817 全體 147.007 89
*p<0.05 **p<0.01
在進行二因子共變數分析之前，相同進行迴歸同質性考驗，發現於「設計獨創力」
向度，共變項於組間效果未達顯著（F（1,41）=1.577，p=.219，p>.05），顯示各組迴 歸係數具同質性，本研究繼續進行共變數分析。
從上述報表中，可以得知：在「設計獨創力」向度中，兩因子交互作用的效果
（F（2,41）=1.577，p=.219，p>.05）未達顯著，顯示學習者的不同建議類型組別與 前後設計任務在遊戲設計任務之設計獨創力表現上沒有交互作用存在，因此無須
進行單純主要效果考驗。
檢視兩因子的主要效果發現，在「不同建議類型組別」的變項中，於「設計獨創力」
向度之主要效果未達顯著（F（2,41）=2.190，p=.125，p>.05），顯示不同的組別學習 者在遊戲設計任務的「設計獨創力」向度表現未有顯著差異；但另一方面，學習者於「設 計獨創力」向度中，前後設計任務之主要效果達顯著差異（F（1,41）=8.247，p=.006，
向度之主要效果未達顯著（F（2,41）=2.190，p=.125，p>.05），顯示不同的組別學習 者在遊戲設計任務的「設計獨創力」向度表現未有顯著差異；但另一方面，學習者於「設 計獨創力」向度中，前後設計任務之主要效果達顯著差異（F（1,41）=8.247，p=.006，