差異情形，並將所得到的資料進行分析與討論。背景項包含性別、年級、參與田 徑隊時間、每週訓練時數、不同運動成績表現五個背景變項，運動參與動機則以
「運動發展」、「環境影響」、「表現與關係」、「健康適能」四個構面為指標。
一、性别
如表 19 所示，性別不同在田徑運動參與動機的四個構面上分析，在「運動 發展」構面上（t=-0.765，p >.05）、「環境影響」構面上（t=-1.160，p >.05）、
「表現與關係」構面上（t=1.356，p >.05）均未達到顯著差異。結果與曾泰雄
46
(2014)在「人際關係」構面未達顯著之結果相符；另外與謝恭正(2013)在「環境 影響」構面、楊昇峰(2014) 在「環境影響」構面、林柏青(2017)在「人際關係」
構面有顯著差異之結果不符。推究其運動發展、環境影響和表現與關係未達顯著 發展」構面上（t=2.15，p >.05）、「環境影響」構面上（t=1.51，p >.05）、「表 現與關係」構面上（t=1.98，p >.05）、「健康適能」構面上（t=1.23，p >.05）
均沒有達到顯著差異。在整體參與動機構面上 （t=1.72，p >.05），也沒有達到 顯著差異。結果與黃任閔 (2013)在「健康適能」及「環境影響」構面、謝明倫 (2014)在「健康需求」構面、楊昇峰(2014)在「健康適能」構面、曾泰雄(2014)
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在「運動發展」構面上（F=4.33，p <.05）有達到顯著差異，經事後比較為 3 年以上的顯著大於 1 年以上-未達 2 年之參與時間。此研究結果與林士捷(2012) 差異的。在「表現與關係」構面上（F=4.85，p <.05）也有達到顯著差異，經事 後比較結果為未達 1 年的顯著大於 1 年以上-未達 2 年之參與時間。此結果與曾
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p >.05）均沒有達到顯著差異。在整體參與動機構面上（F=3.96，p >.05），也 沒有達到顯著差異。結果與楊昇峰(2014)在「健康適能」構面、張素麗(2016)
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「健康適能」構面上（F=0.12，p >.05）均沒有達到顯著差異。在整體參與動機 構面上（F=1.62，p >.05）也沒有達到顯著差異。研究結果與林新枝(2011)、謝 恭正(2013)在「整體參與動機」構面上、曾泰雄(2014)在「健康適能」及「整體
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（F=1.44，p >.05）、「環境影響」構面上（F=0.62，p >.05）、「表現與關係」構 面上（F=1.12，p >.05）、「健康適能」構面上（F=1.03，p >.05）均沒有達到顯 著差異。在整體參與動機構面上（F=1.05，p >.05）也沒有達到顯著差異。研究 結果與張素麗(2016)在「健康適能」構面上無顯著差異之結果相符；另與林柏青
51 師(教練)教學教學與課程內容」構面上（t=-0.41，p >.05）、「學習成效」構面 上（t=-1.43，p >.05）、「同儕關係」構面上（t=0.52，p >.05）、「場地設備」
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構面上（t=-1.00，p >.05）均沒有達到顯著差異。研究結果與洪齡襄(2010)在
「同儕關係」「場地設備」構面上、曾泰雄(2014)在「教練領導」「團隊關係」構 面上、張素麗(2016)在「教練領導」「場地設備」構面上、謝伯昌(2019)在「教 練領導」「夥伴關係」「設備支援」構面上、金偉婷(2019)在「場地設備」構面上 意度上(t=-0.58，p >.05)亦無顯著差異，與研究假設二之(一)不符。
在整體學習滿意度構面上（t=-0.58，p >.05），無顯著差異，結果與洪齡襄 師教學與課程內容」構面上（t=-1.71，p >.05）、「學習成效」構面上（t=0.85，
p >.05）、「同儕關係」構面上（t=0.93，p >.05）、「場地設備」構面上（t=-1.00，
p >.05）均沒有達到顯著差異。本研究結果與洪齡襄(2010)在「場地設備」及「同 儕關係」構面上、曾泰雄(2014)在「教師指導」「團隊關係」「訓練計畫」構面上、、
潘銘偉(2018)在「教練教導」「場地設施」「訓練內容」構面上、謝伯昌(2019)
53 會影響年級的學習滿意度。因此在整體學習滿意度上(t=1.12，p >.05)亦無顯著 差異，此研究結果與研究假設二之(二)不符。
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（F=3.54，p >.05）、「學習成效」構面上（F=2.19，p >.05）、「同儕關係」構面
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上（F=1.10，p >.05）、「場地設備」構面上（F=2.01，p >.05）、均沒有達到顯 著差異。在整體學習滿意度構面上（F=2.21，p >.05），也沒有達到顯著差異，
此研究結果與研究假設二之(四)不相符。本研究結果與楊昇峰(2014)在「器材與
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運動成績表現在田徑運動學習滿意度的四個構面上分析，在「教師教學與課程內 容」構面上（F=1.06，p >.05）、「學習成效」構面上（F=2.69，p >.05）、「同儕 關係」構面上（F=0.64，p >.05）、「場地設備」構面上（F=0.84，p >.05）、均 沒有達到顯著差異。在整體學習滿意度構面上（F=1.31，p >.05），也沒有達到 顯著差異，此研究結果與研究假設二之(五)不相符。本研究結果與張素麗(2016)
57 在.580 至.672 之間，其中與整體參與動機相關係數最高者為學習成效.672，其 次為教師教學與課程內容.658，依序為同儕關係.600 與場地設備.580。也就是 說學習滿意度的四個因素構面之感受程度，對於整體參與動機有中度相關。
二、整體學習滿意度與參與動機各項因素構面之相關
從研究結果發現整體學習滿意度與參與動機皆有顯著的正相關存在。相關係
數在.533 至.647 之間，其中與整體學習滿意度相關係數最高者為運動發展.647，其次為環境影響.596，依序為表現與關係.585 與健康適能.533。其中相關係數 介於中度相關。表示參與動機四個因素構面與其學習滿意度具有中度相關。
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三、整體參與動機與整體學習滿意度之相關
從研究結果發現整體參與動機與整體學習滿意度達顯著高度相關(r=.744)。
其中以運動發展構面對學習滿意度相關影響程度最大。可見雲林縣學童參與田徑 運動主要為運動發展，學習滿意度主要反應出參與者可否藉由參與田徑運動來提 升自己的運動發展。
再者「環境影響」及「表現與關係」兩個構面對於學習滿意度的關係優於「健
康適能」構面，可見雲林縣參與田徑運動的國小學童，對於「環境影響」及「表 現與關係」比「健康適能」還重視。而就各因素之間的相關而言，發現「運動發 展」與「教師(教練)教學與課程內容」之相關最高(r=.660）。推論其原因，國小 學童為了拓展其運動發展，且期望能透過教師的教學方法以及課程內容來提升自 己的運動成績表現，以至於在學習成效越增強。此外「環境影響」
、「自我與他人關係」與「健康適能」構面相關係數最高的是學習成效(r=.485 至.540)，可見田徑運動的學習成效能提升及強化學童的自 我與他人關係、增進健康適能與改善學習環境，也就是說學習成效是一個非常重 要的關鍵。而「運動發展」與「同儕關係」之相關最低（r＝.420）。推論其原因，
學童想要拓展自己的運動發展，努力提升其運動成績表現，是很難從他人那邊得 到的，必須自己做努力才能提升成績表現；因此從「同儕關係」中所獲的學習滿 意度的並不高。因素與因素之間大多達顯著中度正相關，由此可知參與動機與學 習滿意度之間具有相關。此研究結果與假設三相符合。
表 29
田徑運動參與動機與學習滿意度之相關矩陣分析摘要表(N＝299) 學習
滿意度 參與
動機
教師教學與 課程內容
學習成效 同儕關係 場地設備 整體 學習滿意度
運動發展 .660* .574* .420* .490* .647*
環境影響 .517* .540* .478* .479* .596*
表現與關係 .470* .533* .546* .446* .585*
健康適能 .443* .485* .459* .423* .533*
整體 參與動機
.658* .672* .600* .580* .744*
註：*p <.05
綜合以上結果，可驗證研究假設三：雲林縣國小學童在田徑運動的參與動機
與學習滿意度有顯著正相關，且互為影響。研究與林士捷(2012)中度正相關、謝 恭正(2013)中度正相關、郭逸珊(2016)中度正相關、張素麗(2016)中度正相關、潘銘偉(2018)中度正相關、謝伯昌(2019)中度正相關、金偉婷(2019)中度正相關 之研究相符合，表示參與動機越高者，其對學習滿意度感受程度越大，反之則感
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受越小。
第五節 雲林縣國小學童田徑運動參與動機與學習滿意度之預測分
析
本研究為進一步探討雲林縣縣國小學童田徑運動參與動機對學習滿意度之 預測分析，首先利用皮爾遜相關分析預測各預測變項與效標變項之相關情形，達 顯著相關之變項，再進行多元逐步迴歸分析，來探討參與動機對學習滿意度之預 測作用，茲將分析結果敘述如下：
一、國小學童田徑運動參與動機對整體學習滿意度之多元逐步回歸分析
表 30 是自變項參與動機對整體學習滿意度之多元逐步回歸分析結果。由表 30 可知，在四個自變項中，被選入回歸模式的包括「健康適能」、「環境影響」、
「運動發展」、「表現與關係」。其中以「運動發展」預測力最大，.418；接著分 別投入「自我與他人關係」、「環境影響」後的預測力分別為.528、.559；最後投 入「健康適能」後預測力增至.571；說明四個被選入回歸模式的自變項整體預測 力達.571，且係數均為正值，具有正向預測力，表示參與動機的「運動發展」、「表 現與關係」、「環境影響」、「健康適能」之參與自主性越高，其學習滿意度也就越 高。
表 30
國小學童田徑運動參與動機對整體學習滿意度之多元逐步迴歸分析
投入變項 B SEb β R R2 ΔR2 F 檢定 運動發展 .727 .050 .647 .647 .418 .416 213.501*
表現與 關係
.252 .030 .370 .727 .528 .525 165.605*
環境影響 .172 .038 .228 .748 .559 .554 124.527*
健康適能 .107 .037 .139 .756 .571 .565 97.898 註：*p <.05
二、國小學童田徑運動參與動機對學習成效構面之多元逐步迴歸分析
表 31 是自變項參與動機對學習成效構面之多元逐步回歸分析結果。由表 31 可知，在四個自變項中，被選入回歸模式的包括「運動發展」、「表現與關係」、「環 境影響」、「健康適能」。其中以「運動發展」預測力最大，達.330；接著分別投 入「表現與關係」、「環境影響」後的預測力分別增至.426、.452；最後投入「健 康適能」後預測力增至.463；說明四個被選入回歸模式的自變項整體預測力 達.463，且係數均為正值，具有正向預測力，表示參與動機的「運動發展」、「表 現與關係」、「環境影響」、「健康適能」之參與自主性越高，其學習成效也就越好。
其中參與動機中之運動發展對學習成效的影響力最大(＝.574)。而表現與關係、
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環境影響及健康適能分別為.346、.210 與.134 顯示影響力相差不遠。而整體解 釋力達 45.6％。
表 31
國小學童田徑運動參與動機對學習成效構面之多元逐步迴歸分析
投入變項 B SEb β R R2 ΔR2 F 運動發展 .772 .064 .574 .574 .330 .328 146.202*
表現與 關係
.281 .040 .346 .652 .426 .422 109.657*
環境影響 .189 .050 .210 .672 .452 .446 81.004*
健康適能 .123 .049 .134 .681 .463 .456 63.407*
註：*p <.05
三、國小學童田徑運動參與動機對教師教學與課程內容構面之多元逐步回歸分析 表 32 是自變項參與動機對教師教學與課程內容構面之多元逐步回歸分析結 果。在四個自變項中，被選入回歸模式的包括「運動發展」、「環境影響」、「表現 與關係」，而被排除的變項為「健康適能」。其中以「運動發展」預測力最大，達.435；
接著投入「環境影響」後的預測力.475；最後投入「自我與他人關係」後預測力 增至.490；說明三個被選入回歸模式的自變項整體預測力達.490，且係數均為正 值，具有正向預測力，表示參與動機的「運動發展」、「環境影響」、「表現與關係」
之參與自主性越高，對其教師（教練）教學也就越滿意。其中參與動機中之運動 發展對教師（教練）教學的影響力最大(=.660)。而環境影響及自我與他人關係 分別.235 與.152 顯示影響力相差不遠。而整體解釋力達 48.5％。
表 32
國小學童田徑運動參與動機對教師教學與課程內容構面之多元逐步回歸分析 投入變項 B SEb β R R2 ΔR2 F 運動發展 .769 .051 .660 .660 .435 .433 228.738*
環境影響 .184 .039 .235 .689 .475 .472 133.992*
表現與 關係
.107 .036 .152 .700 .490 .485 94.598*
註：*p <.05
四、國小學童田徑運動參與動機對同儕關係構面之多元逐步迴歸分析
表 33 是自變項參與動機對同儕關係構面之多元逐步回歸分析結果。由表 33 可知，在四個自變項中，被選入回歸模式的包括「表現與關係」、「健康適能」、「環
表 33 是自變項參與動機對同儕關係構面之多元逐步回歸分析結果。由表 33 可知，在四個自變項中，被選入回歸模式的包括「表現與關係」、「健康適能」、「環