| Source | df | SS | MS | F-Value | P | H-F |
| Subject | 8 | 1022966.71 | 127870.84 | |||
| Category | 1 | 77755.54 | 77755.54 | 5.82 | 0.042 | 0.042 |
| Category * Subject | 8 | 106898.11 | 13362.26 | |||
| Target presence | 1 | 252170.78 | 252170.78 | 13.03 | 0.006 | 0.006 |
| Target presence * Subject | 8 | 154781.93 | 19347.74 | |||
| Display size | 2 | 100092.59 | 50046.30 | 12.04 | 0.000 | 0.007 |
| Display size * Subject | 16 | 66510.57 | 4156.91 | |||
| Category * Target presence | 1 | 4256.50 | 4256.50 | 5.70 | 0.044 | 0.044 |
| Category * Target presence * Subject | 8 | 5978.30 | 747.29 | |||
| Category * Display size | 2 | 11505.44 | 5752.72 | 8.89 | 0.002 | 0.005 |
| Category * Display size * Subject | 16 | 10352.51 | 647.03 | |||
| Target presence * Display size | 2 | 6913.62 | 3456.81 | 4.78 | 0.023 | 0.047 |
| Target presence * Display size * Subject | 16 | 11569.54 | 723.10 | |||
| Category * Target presence * Display size | 2 | 1726.04 | 863.02 | 0.96 | 0.404 | 0.373 |
| Category * Target presence * Display size * Subject | 16 | 14392.81 | 899.55 |
その結果表Aの様にカテゴリ×ターゲットの有無，カテゴリ×ディスプレイサイズ，ターゲットの有無×ディスプレイサイズのそれぞれの相互作用に有意差がでた．これらの相互作用の単純主効果を分析した．これらの検定においても，θが低いのでHuynh & Feldtのεを有意水準として採用している．
カテゴリの効果はターゲットありの場合は有意傾向（F(1, 8)=3.480, p=.0991）で，ターゲットなしの場合有意（F(1, 8)=7.837, p=.0232）であった．どちらもWCの方が反応時間が遅いという傾向である．
またディスプレイサイズの効果は，WCの場合（F(2, 16)=12.048, p=.0063）とWCの場合（F=(2, 16)=10.212, p=.0110）とが有意であった．下位検定として傾向性の検定をしたところ，WCでもBCでも1次の成分が有意で2次の成分は有意ではなかった（WCの1次成分：F(1, 16)=24.056, p=.0023，BCの1次成分：F(1, 16)=19.882, p=.0045，どちらも2次成分はF(1, 16)<1）．さらにターゲットがある場合（F(2, 16)=14.781, p=.0035）でもない場合（F(2, 16)=10.014, p=.0117）でも有意であった．同じく傾向性の検定をしたところ，どちらでも1次成分のみ有意で2次成分は有意ではなかった（ターゲットありの1次成分：F(1, 16)=28.940, p=.0014，ターゲットなしの1次成分：F(1, 16)=19.989, p=.0045，どちらも2次成分はF(1, 16)<1）．
これらの結果のうち，ディスプレイサイズの1次増加の効果がすべて有意であったことは，本文での考察の中の「すべて条件で傾きは一定程度ある」という部分に相当し，ターゲットがあった場合にカテゴリの効果がなかったのは本文中の「ターゲットがない場合にはWCもBCもほぼ等しい」という部分に相当する．
| Source | df | SS | MS | F-Value | P | H-F |
| Subject | 7 | 759872.64 | 108553.23 | |||
| Target condition | 2 | 369452.96 | 184726.48 | 21.53 | 0.000 | 0.001 |
| Target condition * Subject | 14 | 120134.99 | 8581.07 | |||
| DS | 2 | 101722.71 | 50861.35 | 7.11 | 0.007 | 0.031 |
| DS * Subject | 14 | 100191.16 | 7156.51 | |||
| Target condition * DS | 4 | 29620.38 | 7405.09 | 6.81 | 0.000 | 0.006 |
| Target condition * DS * Subject | 28 | 30444.24 | 1087.29 |
表Bのように，ターゲットの種類×ディスプレイサイズの相互作用が有意であったので，この相互作用の単純主効果を分析した．
その結果，ディスプレイサイズの効果はWC/BC/ターゲットなしのいずれでも有意であった（WC：F(2, 14)=3.892, p=.0471，BC：F(2, 14)=5.858, p=.0311，ターゲットなし：F(2, 14)=8.034, p=.0249）．下位検定として傾向性の検定をしたところ，どれでも1次成分のみ有意で2次成分は有意ではなかった（WCの1次成分：F(1, 14)=7.379, p=.0176，BCの1次成分：F(1, 14)=11.687, p=.0116，ターゲットなしの1次成分：F(1, 14)=16.060, p=.0101，いずれも2次成分はF(1, 14)<1）．
これら結果も，本文中の「すべて条件で傾きは一定程度ある」という部分に相当する．