析
一 、 不 同 運 動 種 類 教 練 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 2 7 顯 示 ， 不 同 運 動 種 類 教 練 在 教 練 領 導 行 為 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 0 5＊＊＊， p < . 0 0 1 ) ， 因 此 繼 續 進 行 單 因 子 變 異 數 分 析 ， 結 果 如 表 4 - 2 8 所 示 ， 在 「 專 制 」 ( F = 4 . 6 2 0＊， p = . 0 1 1 ) 、 「 放 任 」 ( F = 6 . 2 5 7＊＊， p = . 0 0 2 ) 兩 構 面 達 顯 著 水 準，再 經 雪 費 法 事 後 比 較 發 現「 專 制 」 方 面 ， 是 民 俗 運 動 教 練 ( M = 2 . 4 6 ) 高 於 田 徑 教 練 ( M = 2 . 1 7 )；「 放 任 」 方 面 則 是 民 俗 運 動 教 練 ( M = 1 . 8 3 ) 高 於 球 類 教 練
( M = 1 . 5 3 )， 至 於 「 民 主 」、「 關 懷 」 二 個 構 面 則 無 明 顯 差 異 。 因 此 研 究 假 設 2 - 1 獲 得 部 分 支 持，即 不 同 運 動 種 類 教 練 在 教 練 領 導 行 為 上 有 顯 著 差 異 。 表 4 - 2 9 為 不 同 運 動 種 類 教 練 在 教 練 領 導 行 為 的 平 均 數 與 標 準 差 。
表4-27 不同運動種類的教練在教練領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ’ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 運動種類 . 9 0 5＊＊＊ 3 . 7 1 2 8.000 578.000 ＜.001
註：＊＊＊p≦.001
77
表4-28 不同運動種類的教練在教練領導行為之單因子變異數分析
因 素 名 稱 型Ⅲ平方和 自由度 F 值 p 值 事後比較
民 主 .185 2 .348 .706
關 懷 .181 2 .457 .633
專 制 4.119 2 4.620＊ .011 C＞A 放 任 3.126 2 6.257＊＊ .002 C＞B
註：＊p≦.05，＊＊p≦.01，A=田徑教練，B=球類教練，C=民俗運動教練
表4-29 不同運動種類的教練在教練領導行為之平均數與標準差
運動種類 統計量 民 主 關 懷 專 制 放 任
田徑 平均數 4 . 0 9 4 . 5 0 2 . 1 7 1 . 7 0 n = 1 3 0 標準差 . 5 4 1 . 4 7 7 . 6 6 3 . 5 4 9 球類 平均數 4 . 1 4 4 . 5 2 2 . 3 9 1 . 5 3 n = 1 3 1 標準差 . 5 0 1 . 4 1 2 . 6 4 9 . 4 3 0 民俗運動 平均數 4 . 1 3 4 . 5 8 2 . 4 6 1 . 8 3 n = 3 4 標準差 . 4 7 2 . 4 3 7 . 7 5 2 . 5 5 3
二 、 不 同 性 別 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 3 0 顯 示 ， 不 同 性 別 教 練 在 教 練 領 導 行 為 未 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 7 7 ，
p = 1 . 8 5 5 ) 。 因 此 研 究 假 設 2 - 2 未 獲 得 支 持 ， 即 不 同 性 別 教 練 在 教 練 領 導 行 為 上 沒 有 顯 著 差 異 。 此 結 果 與 朱 宏 偉 （ 2 0 0 7 ） 、 蔡 育 揚 （ 2 0 0 9 ） 研 究 結 果 相 同 。
表4-30 不同性別的教練在教練領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 性別 . 9 7 7 1 . 4 5 7 5.000 310.000 . 2 0 4
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三 、 不 同 年 齡 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 3 1 顯 示 ， 不 同 年 齡 教 練 在 教 練 領 導 行 為 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 3 8＊＊， p = . 0 1 0 ) ， 因 此 繼 續 進 行 單 因 子 變 異 數 分 析 ， 結 果 如 表 4 - 3 2 所 示 ， 在「 關 懷 」( F = 3.518＊， p = . 0 3 1 ) 、 「 專 制 」 ( F = 3.357＊， p =.0 3 6 ) 二 個 構 面 達 顯 著 水 準 ， 再 經 雪 費 法 事 後 比 較 發 現「 關 懷 」方 面 ， 是 3 1 - 4 0 歲 教 練 ( M = 4 . 5 5 ) 及 4 1 歲 以 上 教 練 ( M = 4 . 5 5 ) 高 於 3 0 歲 以 下 的 教 練 ( M = 4 . 3 9 ) ； 而 「 專 制 」 方 面 ， 則 是 4 1 歲 以 上 教 練 ( M = 2 . 4 3 ) 高 於 3 0 歲 以 下 ( M = 2 . 1 8 ) ， 至 於 「 民 主 」 、 「 放 任 」 二 個 構 面 則 無 明 顯 差 異 。 因 此 研 究 假 設 2 - 3 獲 得 部 分 支 持 ， 即 不 同 年 齡 教 練 在 教 練 領 導 行 為 上 有 顯 著 差 異 。 此 結 果 與 范 文 曦（ 2 0 0 1 ） 研 究 結 果 雷 同 ， 但 與 朱 宏 偉 （ 2 0 0 7 ） 、 蔡 育 揚 （ 2 0 0 9 ） 研 究 結 果 不 同 。 表 4 - 3 3 為 不 同 年 齡 教 練 在 教 練 領 導 行 為 的 平 均 數 與 標 準 差 。
表4-31 不同年齡的教練在教練領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 年 齡 . 9 3 8＊＊ 2 . 5 4 1 8.000 620.000 .010
註：＊＊p≦.01
表4-32 不同年齡的教練在教練領導行為之單因子變異數分析
因 素 名 稱 型Ⅲ平方和 自由度 F 值 p 值 事後比較
民 主 1.243 2 2.384 .094
關 懷 1.344 2 3.518＊ .031 （B,C）＞A 專 制 2.984 2 3.357＊ .036 C＞A
放 任 .905 2 1.765 .173
註：＊＊＊ p≦.001，A=30歲以下，B=31-40歲，C=41歲以上
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表4-33 不同年齡的教練在教練領導行為之平均數與標準差
年 齡 統計量 民 主 關 懷 專 制 放 任
3 0 以 下 平均數 4 . 0 1 4 . 3 9 2 . 1 8 1 . 7 4 n = 6 6 標準差 . 5 1 6 . 4 5 9 . 6 3 3 . 4 9 8 3 1 - 4 0 平均數 4 . 1 6 4 . 5 5 2 . 2 5 1 . 6 3 n = 1 4 8 標準差 . 5 2 1 . 4 2 7 . 6 6 7 . 5 3 0 4 1 以 上 平均數 4 . 1 7 4 . 5 5 2 . 4 3 1 . 5 9 n = 1 0 2 標準差 . 4 9 1 . 4 3 7 . 6 8 7 . 4 7 5
四 、 不 同 職 務 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 3 4 顯 示 ， 不 同 職 務 的 教 練 領 導 行 為 未 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 2 3 , p = . 0 7 0 ) 。 此 結 果 與 范 文 曦 （ 2 0 0 1 ） 、 朱 宏 偉 （ 2 0 0 7 ） 研 究 結 果 相 同 。 因 此 研 究 假 設 2 - 4 未 獲 得 支 持，即 不 同 職 務 的 教 練 在 教 練 領 導 行 為 沒 有 顯 著 差 異 。
表4-34 不同職務的教練在教練領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 職 務 . 9 2 3 1 . 5 7 0 16.000 941.593 .070
五 、 每 週 不 同 訓 練 時 數 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 3 5 顯 示 ， 不 同 訓 練 時 數 的 教 練 在 領 導 行 為 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 2 5＊，
p = . 0 2 0 ) ， 因 此 繼 續 進 行 單 因 子 變 異 數 分 析 ， 結 果 如 表 4 - 3 6 所 示 ， 在 「 放 任 」( F = 3.480＊， p = .016) 構 面 達 顯 著 水 準 ， 再 經 雪 費 法 事 後 比 較 發 現 「 放 任 」 方 面 ， 訓 練 時 數 4 小 時 以 下 ( M = 1 . 6 9 ) 高 於 1 3 小 時 以 上 ( M = 1 . 4 1 ) 的 教 練 ， 至 於 「 民 主 」、「 關 懷 」 、
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「 專 制 」方 面 三 個 構 面 則 無 明 顯 差 異 。 因 此 研 究 假 設 2 - 5 獲 得 部 分 支 持 ， 即 不 同 訓 練 時 數 教 練 在 領 導 行 為 上 有 顯 著 差 異 。 表 4 - 3 7 為 不 同 訓 練 時 數 教 練 在 領 導 行 為 的 平 均 數 與 標 準 差 。
表4-35 不同訓練時數的教練在領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 訓練時數 . 9 2 5＊ 2 . 0 2 7 12.000 817.829 .020
註：＊＊＊p≦.001
表4-36 不同訓練時數的教練在領導行為之單因子變異數分析
因 素 名 稱 型Ⅲ平方和 自由度 F 值 p 值 事後比較
民 主 1.765 3 2.264 .081
關 懷 .522 3 .896 .444
專 制 .525 3 .386 .763
放 任 2.628 3 3.480＊ .016 A＞D
註：＊p≦.05，A=4小時以下，B=5-8小時，C=9-12小時，D=13小時以上
表4-37 不同訓練時數的教練在領導行為之平均數與標準差
訓練時數 統計量 民 主 關 懷 專 制 放 任
4小時以下 平均數 4 . 2 1 4 . 5 1 2 . 2 9 1 . 6 9 n = 8 4 標準差 . 4 6 8 . 4 5 5 . 5 9 9 . 4 6 1
5-8小時 平均數 4 . 1 4 4 . 5 2 2 . 2 7 1 . 6 7 n = 1 4 8 標準差 . 5 0 3 . 4 4 9 . 6 8 6 . 5 1 6
9-12小時 平均數 3 . 9 8 4 . 4 3 2 . 4 0 1 . 6 5 n = 4 0 標準差 . 5 2 0 . 4 4 8 . 6 8 0 . 5 3 5
13小時以上 平均數 4 . 0 7 4 . 5 9 2 . 3 0 1 . 4 1 n = 4 4 標準差 . 5 9 5 . 3 7 3 . 7 5 7 . 4 9 6
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六 、 不 同 帶 隊 年 資 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 3 8 顯 示 ， 不 同 帶 隊 年 資 的 教 練 在 領 導 行 為 未 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 3 9 ，
p = .075) 。 此 結 果 與 蔡 育 揚 （ 2 0 0 9 ） 研 究 結 果 相 同 ， 但 與 范 文 曦 （ 2 0 0 1 ） 研 究 結 果 不 同 。 因 此 研 究 假 設 2 - 6 未 獲 得 支 持 ， 即 不 同 帶 隊 年 資 的 教 練 在 領 導 行 為 上 沒 有 顯 著 差 異 。
表4-38 不同帶隊年資的教練在教練領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 帶隊年資 . 9 3 9 1 . 6 4 3 12.000 817.829 .075
七 、 不 同 服 務 單 位 的 教 練 在 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 3 9 顯 示 ， 不 同 服 務 單 位 的 教 練 在 領 導 行 為 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 2 1＊＊＊， p
＜ . 0 0 1 ) ， 因 此 繼 續 進 行 單 因 子 變 異 數 分 析 ， 結 果 如 表 4 - 4 0 所 示 ， 在 「 專 制 」 ( F = 2 2 .138＊＊＊， p < . 0 0 1 ) 構 面 達 顯 著 水 準 ， 發 現
「 專 制 」 方 面 ， 為 一 般 地 區 任 教 教 練 ( M = 2 . 3 7 ) 高 於 偏 遠 地 區 任 教 教 練 ( M = 1 . 9 6 ) ， 至 於 「 民 主 」 、 「 關 懷 」 、 「 放 任 」 三 構 面 則 無 明 顯 差 異 。 因 此 研 究 假 設 2 - 7 獲 得 部 分 支 持 ， 即 不 同 服 務 單 位 的 教 練 在 領 導 行 為 上 有 顯 著 差 異 ， 此 結 果 與 范 文 曦
（ 2 0 0 1 ）、 朱 宏 偉 （ 2 0 0 7 ）、 蔡 育 揚 （ 2 0 0 9 ） 研 究 結 果 不 同 ， 表 4 - 4 1 為 不 同 單 位 的 教 練 在 領 導 行 為 的 平 均 數 與 標 準 差 。
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表4-39 不同服務單位的教練在領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 單位對象 . 9 2 1＊＊＊ 6 . 4 1 4 4.000 300.000 ＜.001
註：＊＊＊p≦.001
表4-40 不同服務單位的教練在領導行為之單因子變異數分析
因 素 名 稱 型Ⅲ平方和 自由度 F 值 p 值
民 主 .010 1 .038 .846
關 懷 .014 1 .073 .787
專 制 8.950 1 22.138＊＊＊ ＜.001
放 任 .096 1 .405 .525
註：＊p≦.05，＊＊＊p≦.001
表4-41 不同服務單位的教練在領導行為之平均數與標準差
單位對象 統計量 民 主 關 懷 專 制 放 任
一般 平均數 4 . 1 2 4 . 5 1 2 . 3 7 1 . 6 1 n = 2 3 8 標準差 . 5 0 5 . 4 2 7 . 6 4 6 . 4 8 5 偏遠 平均數 4 . 1 3 4 . 5 0 1 . 9 6 1 . 6 5 n = 6 7 標準差 . 5 4 8 . 4 9 0 . 5 9 9 . 4 8 9
八 、 不 同 服 務 對 象 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 4 2 顯 示 ， 不 同 服 務 對 象 的 教 練 在 教 練 領 導 行 為 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 9 0 1＊＊＊， p
＜ . 0 0 1 ) ， 因 此 繼 續 進 行 單 因 子 變 異 數 分 析 ， 結 果 如 表 4 - 4 3 所 示 ， 在 「 專 制 」( F = 5 .382＊＊， p = . 0 0 5 ) 構 面 達 顯 著 水 準 ， 再 經 雪 費 法 事 後 比 較 發 現 「 專 制 」 方 面 ， 男 子 組 團 隊 教 練 ( M = 2 . 3 8 ) 和 男 女 混 和 組 團 隊 教 練 ( M = 2 . 3 2 ) 高 於 女 子 組 團 隊 教 練
( M = 2 . 0 1 ) ， 至 於 「 民 主 」 、 「 關 懷 」 、 「 放 任 」 三 構 面 則 無
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明 顯 差 異 。 因 此 研 究 假 設 2 - 8 獲 得 部 分 支 持 ， 即 不 同 服 務 對 象 的 教 練 在 領 導 行 為 上 有 顯 著 差 異 。 表 4 - 4 4 為 不 同 單 位 對 象 教 練 在 領 導 行 為 的 平 均 數 與 標 準 差 。
表4-42 不同服務對象的教練在領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 單位對象 . 9 0 1＊＊＊ 4 . 1 6 4 8.000 620.000 ＜.001
註：＊＊＊p≦.001
表4-43 不同服務對象的教練在領導行為之單因子變異數分析
因 素 名 稱 型Ⅲ平方和 自由度 F 值 p 值 事後比較
民 主 .695 2 1.325 .267
關 懷 .860 2 2.232 .109
專 制 4.725 2 5.382＊＊ .005 （A,C）>B
放 任 1.469 2 2.886 .057
註：＊＊p≦.01，A=小男，B=小女，C=小男與小女
表4-44 不同服務對象的教練在領導行為之平均數與標準差
單位對象 統計量 民 主 關 懷 專 制 放 任
小男 平均數 4 . 0 9 4 . 4 9 2 . 3 8 1 . 5 6 n = 1 1 9 標準差 . 5 3 5 . 4 2 3 . 6 0 4 . 4 3 9 小女 平均數 4 . 0 8 4 . 6 4 2 . 0 1 1 . 6 2 n = 4 8 標準差 . 5 2 9 . 4 6 0 . 6 1 1 . 5 5 3 小男＋小女 平均數 4 . 1 8 4 . 5 0 2 . 3 2 1 . 7 1 n = 1 4 9 標準差 . 4 8 8 . 4 4 5 . 7 2 0 . 5 3 6
九 、 不 同 訓 練 團 隊 人 數 在 教 練 領 導 行 為 之 差 異
以 多 變 量 變 異 數 分 析 結 果 如 表 4 - 4 5 顯 示 ， 不 同 訓 練 人 數 的 教 練 在 教 練 領 導 行 為 達 顯 著 差 異 水 準 ( W i l k s ′ λ = . 8 7 1＊＊＊，
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p < . 0 0 1 ) ， 因 此 繼 續 進 行 單 因 子 變 異 數 分 析 ， 結 果 如 表 4 - 4 6 所 示 ， 在「 民 主 」( F = 7.127＊＊＊，p < . 0 0 1 )、「 放 任 」( F = 4.404＊＊，p = .005) 兩 構 面 達 顯 著 水 準 ， 再 經 雪 費 法 事 後 比 較 發 現「 民 主 」方 面 ， 是 訓 練 人 數 1 7 人 以 上 ( M = 4 . 2 8 ) 與 1 3 - 1 6 人 ( M = 4 . 2 8 ) 高 於 訓 練 人 數 9 - 1 2 人 ( M = 3 . 9 9 ) 的 教 練 ； 「 放 任 」 方 面 ， 是 訓 練 人 數 8 人 以 下 ( M = 1 . 7 7 ) 高 於 訓 練 人 數 1 7 人 以 上 ( M = 1 . 5 0 ) 的 教 練 ， 至 於 「 關 懷 」 、 「 專 制 」 二 個 構 面 則 無 明 顯 差 異 。 因 此 研 究 假 設 2 - 9 獲 得 部 分 支 持，即 不 同 訓 練 人 數 的 教 練 在 領 導 行 為 上 有 顯 著 差 異 。 表 4 - 4 7 為 不 同 訓 練 人 數 教 練 在 領 導 行 為 的 平 均 數 與 標 準 差 。
表4-45 不同訓練人數的教練在領導行為之多變項變異數分析
效應項 W i l k s ′ λ F 檢定 假設自由度 誤差自由度 p 值 訓練人數 . 8 7 1＊＊＊ 3 . 6 4 4 12.000 817.829 ＜.001
註：＊＊＊p≦.001
表4-46 不同訓練人數的教練在領導行為之單因子變異數分析
因 素 名 稱 型Ⅲ平方和 自由度 F 值 p 值 事後比較
民 主 5.313 4 7.127＊＊＊ ＜.001 （C,D）＞B
關 懷 .089 4 .152 .929
專 制 1.056 4 .779 .507
放 任 3.297 4 4.404＊＊ .005 A＞D
註：＊＊p≦.01，＊＊＊p≦.001，A=8人以下，B=9-12人，C=13-16人，D=17人以上
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表4-47 不同訓練人數的教練在領導行為之平均數與標準差
訓練人數 統計量 民 主 關 懷 專 制 放 任
8人以下 平均數 4 . 0 5 4 . 5 4 2 . 3 5 1 . 7 7 n = 8 5 標準差 . 5 7 9 . 4 7 1 . 6 8 3 . 5 3 8 9-12人 平均數 3 . 9 9 4 . 5 1 2 . 3 2 1 . 6 3 n = 9 4 標準差 . 5 3 4 . 4 5 2 . 6 4 4 . 5 0 7 13-16人 平均數 4 . 2 8 4 . 4 9 2 . 3 4 1 . 6 8 n = 4 8 標準差 . 3 6 6 . 3 9 5 . 6 6 5 . 4 7 6 17人以上 平均數 4 . 2 8 4 . 5 1 2 . 2 1 1 . 5 0 n = 8 9 標準差 . 4 3 3 . 4 2 7 . 6 9 5 . 4 6 4
十 、 小 結
以 上 結 果 顯 示 出 不 同 運 動 種 類 、 年 齡 、 每 週 訓 練 時 數 、 服 務 單 位 、 服 務 對 象 、 訓 練 團 隊 人 數 之 運 動 教 練 ， 在 領 導 行 為 上 確 實 存 有 差 異 ， 部 分 結 果 與 范 文 曦 （ 2 0 0 1 ） 、 朱 宏 偉
（ 2 0 0 7 ） 、 蔡 育 揚 （ 2 0 0 9 ） 研 究 不 同 ， 歸 咎 原 因 為 本 研 究 地 區 及 分 組 方 式 和 上 述 學 者 不 同 所 致 。
表4-48 不同背景變項的教練在領導行為之驗證結果總表
背景變項 民 主 關 懷 專 制 放 任
運動種類 ◎ ◎
性別
年齡 ◎ ◎
職務
訓練時數 ◎
帶隊年資
服務單位 ◎
服務對象 ◎
團隊人數 ◎ ◎
註：◎表示該背景變項於教練領導行為有顯著差異
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