本研究問卷的施測經由研究者以電話聯絡或拜訪各球隊教練，說明本研究目的，徵 詢教練與選手同意後，進行問卷調查，並將所得資料回收後編碼進行統計分析。在統計 結果呈現後，依據結果提出具體討論與建議。本研究預計實施流程圖如圖二。
圖二：研究流程圖 第三節 研究對象
本研究以106學年度參加高中甲級排球聯賽選手為對象，男女共31隊，經同意願意 接受問卷發放的學校有建國中學、成功高中、瑞豐高中、內湖高中、內湖高工、鶯歌
擬定研究組題
搜集並綜整相關文獻
確立研究架構與設計
正式問卷施測
資料處理與分析
研究結果
中、八斗高中、屏榮高中、福誠高中，共16所學校。施測地點為各校排球隊練習場 地，在練習結束後，研究者親自向參與者說明研究目的，經參與者同意後發放問卷作 答。共發出273份問卷，剔除無效問卷後，有效問卷共計259份，有效回收率為94%。
第四節 研究工具
本研究之研究工具包括
：
個人基本資料、特質運動心理堅韌性量表與賦權與削 權動機氣候量表，依序介紹量表如下。一、個人基本資料
本研究將以參與者的年齡、性別、年級及專長作為基本資料內容。
二、特質運動心理堅韌性量表 (Trait Mental Toughness Inventory for Sport；TMTIS)
本量表採用黃崇儒 (2004) 所編製的「特質運動心理堅韌性量表」，此量表測量個 體在運動情境中，遭遇到挑戰時一般會表現出堅持不放棄、努力積極行為傾向的程度。
特質運動心理堅韌性量表共有32題，分成三個分量表分別為積極奮鬥分量表共有16題，
例題為練習時我盡力達到自己所設定的目標；抗壓性分量表共有11題，例題為緊張的時 候我會有辦法馬上放鬆下來；以及忍受傷痛分量表共有5題，例題為有時候身上有一些 傷痛我還是會持續參與練習。答案選擇方式依照五點利克式 (Likert-type scale) 量尺設 計，答題方式為1為非常不同意，5為非常同意。在信度方面，積極奮鬥分量表信度係數 Cronbach’s α值為.93，抗壓性分量表信度係數Cronbach’s α值為.90，忍痛傷痛分量表信度 係數Cronbach’s α值為.85，量表內部一致性係數Cronbach’s α值為.94，其整體模式適配指 標為：𝒳2(461)=1034.01, p < .01, 𝒳2/df = 2.24, CFI=.91, GFI=.86, AGFI=.84, RMSEA=.06。
顯示此量表具有良好效度和內部一致性。
三、賦權與削權動機氣候量表
本 研 究 所 採 用 之 量 表 為 季 力 康 (2017) 翻 譯 自 Appleton, Ntoumanis, Quested, Viladrich, 與 Duda (2015) 所發展的Empowering and Disempowering Motivational Climate Questionnaire (EDMCQ-C)，總共34題，分為賦權動機氣候及削權動機氣候。賦權動機氣 候共17題，例題為教練會鼓勵選手嘗試新的技巧；削權動機氣候共17題，例題則為教練 只有對發揮出色的選手，給予獎品的酬賞或讚美。計分方式採 Likert 七點量尺計分，答 題方式為1為非常不同意，7為非常同意。在信度方面，賦權動機氣候 Cronbach’s α值為.93，
削權動機氣候Cronbach’s α值為.90，其整體模式適配指標為： 𝒳2 (491) =886.44, 𝒳 2/df = 1.81 CFI=0.91, NNFI=0.90, RMSEA=0.055, SRMR=0.063, CN值=171。顯示此量表具有良 好效度和內部一致性。
第五節 資料處理與分析
本研究將資料回收後，進行編碼，並以 SPSS22.0 套裝軟體進行資料處理，並以 α=.05 為顯著水準進行各項考驗：
一、描述性統計：
本研究以描述性統計探討大專院校選手的背景變項。
二、皮爾遜積差相關
本研究以皮爾遜積差相關分析各變項的相關性
三、多元階層迴歸分析
本研究先將各變項標準化後進行多元階層迴歸分析檢驗賦權與削權動機氣候對心 理堅韌性的預測，以及賦權動機氣候與削權動機氣候之間的交互作用。
第肆章 結果
本章主要針對研究目的依序呈現資料分析之結果，共分為三節說明:第一節、各變項 之描述性統計與相關情形；第二節、賦權與削權動機氣候對心理堅韌性之預測情形；第 三節、賦權與削權動機氣候對心理堅韌性之交互作用效果。
第一節各變項之描述性統計與相關情形
表2-1描述性統計結果顯示：本研究參與者為 259 位，男生 160 位，女生 99 位，
平均年齡為 16.71±.80 歲，平均球齡為 6.52 ± 2.09 年，跟隨目前教練平均 2.08 ± 1.01 年。各變項之平均數與標準差結果顯示：教練塑造動機氣候方面，「賦權」5.67分大於
「削權」4.03分，顯示教練會同時塑造賦權與削權動機氣候，但偏向賦權動機氣候的方 式。在心理堅韌性方面以「積極奮鬥」4.18分，其次為「忍受傷痛」4.17分、「抗壓性」
3.60分。整體而言，參與本研究的運動員具有中等程度的心理堅韌性。
表2-1 描述性統計摘要表 (N=259)
平均 標準差
賦權動機氣候 05.67 0.90
削權動機氣候 04.03 1.15
心理堅韌性 03.98 0.55
積極奮鬥 04.18 0.57
抗壓性 03.60 0.72
忍受傷痛 04.17 0.65
本研究以皮爾遜積差相關分析各變項之間的相關情形，由表 2-2 分析結果中顯示：
賦權動機氣候與心理堅韌性呈正相關 (r =.55, p < .05)，且與其分量表積極奮鬥、抗壓性 及忍受傷痛呈正相關 (r =.52, r =.45, r =.42, p < .05)；而削權動機氣候則與心理堅韌性呈
負相關 (r =-.13, p < .05) 且其分量表積極奮鬥呈負相關 (r =-.13, p < .05)，與抗壓性及忍 受傷痛無顯著相關 (r =-.10, r =-.10, p = .12, p = .10)。
表2-2 各變項相關分析摘要表
(A) (B) (C) (D) (Ｅ) (F) (A)賦權 -1.00
(B)削權 -1.41* -1.00*
(C)心理堅韌性 -1.55* -1.13* 1.00*
(D)積極奮鬥 -1.52* -1.13* -1.93* 1.00*
(E)抗壓性 -1.45* -1.10* -1.87* -1.66* 1.00*
(F)忍受傷痛 -1.42* -1.10* -1.69* -1.63* -1.40* 1
*p < .05
第二節 賦權與削權動機氣候對心理堅韌性之預測情形
一、賦權與削權動機氣候對積極奮鬥之預測
本階段針對賦權與削權動機氣候對積極奮鬥進行迴歸分析，分析結果說明如下：
從表 2-3 可以發現，教練塑造的賦權動機氣候可以正向預測心理堅韌性的積極奮鬥 (β = .57; p < .05)；削權動機氣候對積極奮鬥無顯著預測 (β = .10; p = .08)。
表2-3 賦權與削權動機氣候預測積極奮鬥之迴歸分析摘要表
Beta t值 R2 △R2 F .28 .28 050.61* 賦權動機氣候 .57 9.76*
削權動機氣候 .10 1.73
*p < .05
二、賦權與削權動機氣候對抗壓性之預測
本階段針對賦權與削權動機氣候對抗壓性進行迴歸分析，分析結果說明如下：從表 2-4 可以發現，教練塑造的賦權動機氣候可以正向預測心理堅韌性的抗壓性 (β = .49; p
表 2-4 賦權與削權動機氣候預測抗壓性之階層迴歸分析摘要表
Beta t值 R2 △R2 F .21 .21 034.10* 賦權動機氣候 .49 8.07*
削權動機氣候 .10 1.69
*p < .05
三、賦權與削權動機氣候對忍受傷痛之預測
本階段針對賦權與削權動機氣候對忍受傷痛進行迴歸分析，分析結果說明如下：
從表 2-5 可以發現，教練塑造的賦權動機氣候可以正向預測心理堅韌性的忍受傷痛 (β = .46; p < .05)；削權動機氣候對忍受傷痛則無顯著預測 (β = .08; p = .19)。
表 2-5 賦權與削權動機氣候對忍受傷痛之階層迴歸分析摘要表
Beta t值 R2 △R2 F .19 .19 29.21* 賦權動機氣候 .46 7.42*
削權動機氣候 .08 1.33
*p < .05
第三節、賦權與削權動機氣候對心理堅韌性之交互作用效果 一、 檢驗賦權與削權動機氣候對積極奮鬥之效果
由表 2-3 階層迴歸分析摘要表顯示，賦權與削權動機氣候的主效果可以解釋積極 奮鬥變異中的28%，F(2, 256) = 50.61，p < .05。而在控制了主效果之後賦權與削權動機 氣候的交互作可以增加2%的積極奮鬥變異，F(1, 255) =7.27，p < .05。就主效果而言，
賦權動機氣候對積極奮鬥有顯著解釋力 (β = .62, p < .05) ，顯示賦權動機氣候愈高，積 極奮鬥愈高。削權動機氣候對積極奮鬥有顯著解釋力 (β = .17, p < .05)，顯示削權動機氣 候愈高，積極奮鬥愈高。賦權與削權動機氣候的交互作用對積極奮鬥有顯著解釋力 (β = -.16, p < .05)。
表3-1 賦權與削權動機氣候預測積極奮鬥之階層迴歸分析摘要表
Beta t值 R2 △R2 F
Step 1 .28 .28 050.61*
賦權動機氣候 -.57 -9.76* 削權動機氣候 -.10 -1.73*
Step 2 .30 .02 07.27*
賦權動機氣候 -.62 10.22* 削權動機氣候 -.17 12.72* 賦權動機氣候x削權動機氣候 -.16 -2.70*
*p < .05
本研究依據顏志龍與鄭中平 (2016) 的建議，將高於削權動機氣候平均數一個標準差 界定為1，低於削權動機氣候平均數一個標準差界定為-1，同樣地，將高於賦權動機氣候 平均數一個標準差界定為1，低於賦權動機氣候平均數一個標準差界定為-1，再將削權動 機氣候、賦權動機氣候以及「削權動機氣候x賦權動機氣候」的為標準化迴歸係數 (b1, b2, 和 b3) 、 b0的 常 數 值 以 及 替 代 數 值 (X=1, Z= -1) ， 直 接 投 入 迴 歸 方 程 式 Ŷ=( b1+ b2Z)X+( b2Z+ b0)，藉此產生交互作用的簡單迴歸線，並進一步繪製交互作用圖 4-1。單 純斜率檢定 (simple slope) 顯示，對於高賦權分組而言，削權對積極奮鬥無顯著解釋力 (B = .02, p = .71)。對低賦權分組而言，削權對積極奮鬥有顯著解釋力 (B = .15, p < .05)。
由迴歸係數可見，低賦權分組，削權對積極奮鬥有正向解釋力；而高賦權分組，削權對 積極奮鬥無顯著解釋力。
圖 3 賦權與削權對積極奮鬥之交互作用圖
三、 檢驗賦權與削權動機氣候對忍受傷痛之效果
經由多元階層迴歸後結果顯示，如表2-5，賦權與削權動機氣候的主效果可以解釋忍 受傷痛變異中的19%，F(2, 256) = 29.21，p < .05。控制了主效果之後賦權與削權動機氣 候的交互作用可以增加0.4%的忍受傷痛變異，F(1, 255) =1.28，p = .26，然而此一效果並 不顯著。就主效果而言，賦權動機氣候對抗壓性有顯著解釋力 (β = .48, p < .05)，顯示賦 權動機氣候愈高，忍受傷痛愈高。削權動機氣候對抗壓性無顯著解釋力 (β = .11, p = .09)。
表 3-3 賦權與削權動機氣候對忍受傷痛之階層迴歸分析摘要表
Beta t值 R2 △R2 F
Step 1 .19 .19 29.21*
賦權動機氣候 -.46 -7.42* 削權動機氣候 -.08 -1.33*
Step 2 .19 .00 01.28*
賦權動機氣候 -.48 -7.38* 削權動機氣候 -.11 -1.68* 賦權動機氣候x削權動機氣候 -.07 -1.13*
*p < .05
第伍章 討論
本章主要針對研究目的依序呈現資料分析之結果，共分為兩節說明:第一節、賦權 與削權動機氣候對心理堅韌性之預測；第二節、賦權與削權動機氣候對心理堅韌性之 交互作用效果。
第一節
賦權與削權動機氣候對心理堅韌性之預測
本研究目的之一為探討高中甲組排球運動員知覺賦權與削權動機氣候對心理堅韌 性之預測，利用多元階層迴歸分析所得之，結果顯示高中甲組排球選手知覺賦權動機氣 候與心理堅韌性的積極奮鬥、抗壓性與忍受傷痛呈正相關，並且可以正向預測積極奮鬥、
抗壓性與忍受傷痛，此研究結果符合研究假設。代表當選手知覺到教練塑造的動機氣候 是高工作涉入、自主支持與社會支持時，選手會有越高的抗壓性、忍受傷痛的能力，及 保持積極奮鬥的態度。此研究結果也符合過去學者指出教練行為若是給予選手鼓勵及支 持 (Gould et al., 2002)、強調努力學習和進步 (Martindale, Collins, & Daubney, 2008)、社 會支持可以促進心理堅韌性的發展。表示教練應該要多給予選手鼓勵和支持、強調技巧
抗壓性與忍受傷痛，此研究結果符合研究假設。代表當選手知覺到教練塑造的動機氣候 是高工作涉入、自主支持與社會支持時，選手會有越高的抗壓性、忍受傷痛的能力，及 保持積極奮鬥的態度。此研究結果也符合過去學者指出教練行為若是給予選手鼓勵及支 持 (Gould et al., 2002)、強調努力學習和進步 (Martindale, Collins, & Daubney, 2008)、社 會支持可以促進心理堅韌性的發展。表示教練應該要多給予選手鼓勵和支持、強調技巧