本節旨在探討大專排球選手目標取向與參與動機之相關，本研究將以目標取向 兩構面「工作取向」、「自我取向」為控制變項；而以參與動機五構面「內在動機」、
「內射調節」、「認同調節」、「外在調節」、「無動機」為效標變項進行典型相關分析，
茲將結果描述如下：
一、研究結果
(一) 簡單相關分析
為嚴謹妥善處理典型相關分析，本研究先針對目標取向兩構面「工作取向」、「自 我取向」與參與動機五構面「內在動機」、「內射調節」、「認同調節」、「外在調節」
與「無動機」進行簡單相關分析，俾利決定是否進行後續輸入分析。邱皓政 (2009) 指出， 1.00為完全相關；.70至.99為高度相關；.40至.69為中度相關；.10至.39為低 度相關；.10以下則是微弱相關或無相關。本研究結果發現，工作取向與內在動機、
無動機及自我取向與內在動機相關係數為.409、.392、.590，屈中度相關，且皆達顯 著差異；工作取向與內射調節、認同調節、外在調節及自我取向與內射調節、認同 調節、外在調節、無動機之相關係數為.289、.207、.282、-.248、-.210、-.295、.312，
為低度相關，皆達到顯著差異。綜合上述結果發現，目標取向與參與動機個構面間 普遍存在中度與低度以上相關，且皆達顯著差異，因此，本研究適合進行典型相關 分析，簡單相關分析結果如表4-5-1所示。
*p< .05
表4-5-1
目標取向與參與動機簡單相關表
構面 內在動機 內射調節 認同調節 外在調節 無動機 工作取向 .409* .289* .207* .282* .392* 自我取向 .590* -.248* -.210* -.295* .312*
(二) 典型相關分析
經前揭簡單相關分析後，本研究再次針對大專排球選手目標取向的兩個構面「工 作取向」、「自我取向」為控制變項，與參與動機的五個構面「內在動機」、「內射調 節」、「認同調節」、「外在調節」與「無動機」為效標變項，進行典型相關分析；此 統計方法主要用來量測多個準則變項和多個預測變項的關聯性，並利用其來解釋各 變項間的相關程度 (邱皓政，2009) 。本研究將以典型相關分析所提出的典型因素，
進行各變數間的相關程度解釋。本次典型相關分析結果如表4-5-2所示，而目標取向 與參與動機之典型相關路徑圖如圖4-5-1。
1.典型相關因素
由表4-5-2得知，經典型相關因素分析後，共萃取兩組典型相關因素，兩組皆達 到顯著 (p< .05) 。其中第一典型相關係數p1=.736 (p< .05) ，總解釋變異量為54.3%；
而第二組典型相關係數p2=.413 (p< .05) ，總解釋變異量為17.1%，以下將繼續針對 兩組答顯著之典型相關因素進行探討。
2.典型結構負荷量
由圖4-5-1可知，第一組典型相關結構組型，主要有控制變項中的「工作取向」
與「自我取向」，其典型結構負荷量分別為.996與.123，兩個因素透過第一個典型因 素 (χ1) ，與效標變項的第一個典型因素 (η1) 產生關聯性，而在效標變項中與第一 個典型因素 (η1) 產生關聯性之因素則為「內在動機」、「無動機」、「內射調節」、「外 在調節」與「認同調節」，其典型結構負荷量分別為.982、-.363、-.176、-.439與.058，
顯示第一個典型相關結構組型中，控制變項之「工作取向」與效標變項中的「內在 動機」，其典型負荷量在.70以上，為高度相關；效標變項中的「無動機」與「外在 調節」，為中度相關，而控制變項中的「自我取向」與效標變項中的「內射調節」則 為低度相關；效標變項中的「認同調節」則屬微弱相關。綜合上述分析結果可以得 知，當大專排球選手的工作取向與自我取向越高時，透過第一個典型因素 (χ1, η1) 之連結，其內在動機會越高，而無動機、內射調節與外在調節則會越低，而認同調 節所受的影響則最小。
另外，由第二個典型相關結構組型可知，主要由控制變項中的「工作取向」與
「自我取向」，其典型結構負荷量分別為.085與.992，透過第二個典型因素 (χ2) 與 效標變項的第二個典型因素 (η2) 產生關聯性，而在效標變項中與第二個典型因素
(η2) 產生關聯性之因素則為「內在動機」、「無動機」、「內射調節」、「外在調節」與
「認同調節」，其典型結構負荷量分別為.073、.540、.543、.786與.898，顯示第二個 典型相關結構組型中，控制變項之「自我取向」與效標變項之「外在調節」與「認 同調節」，其典型結構負荷量大於.70，為高度相關；而效標變項中的「無動機」與
「內射調節」則為中度相關；控制變項中的「工作取向」與效標變項的「內在動機」
則為微弱相關。綜合上述分析可以得知，當大專排球選手的自我取向越高時，透過 第二個典型因素 (χ2, η2) 之連結，其無動機、內射調節、外在調節與認同調節會越 高，反之亦然。
3.抽出變異數百分比與重疊指數
由表4-5-2發現，控制變項的第一個典型因素 (χ1) 可說明效標變項的第一個典 型因素 (η1) 總變異量的54.3% (R =.543) ，且自我取向與工作取向兩個控制變項可 以解釋第一個典型因素 (χ1) 50.394%的變異量，而此兩個控制變項透過第一個典型 因素 (χ1) 可解釋效標變項之第一個典型因素 (η1) 27.365%的變異量。而效標變項 的第一個典型因素 (η1) ，可以解釋效標變項總變異量40.302%，控制變項與效標變 項的重疊部分為14.380%。
此外，控制變項的第二個典型因素 (χ2) 可說明效標變項的第二個典型因素總 變異量的17.1% (R =.171) ，且自我取向與工作取向兩個控制變項可以解釋第二個典 型因素 (χ2) 49.606%的變異量，而此兩個控制變項透過第二個典型因素 (χ2) 可解 釋效標變項之第二個典型因素 (η2) 8.466%的變異量。而效標變項的第二個典型因 素 (η2) ，可以解釋效標變項總變異量26.482%，控制變項與效標變項的重疊部分為 6.878%。
而 就 控 制 變 項 和 效 標 變 項 在 第 一 個 至 第 二 個 典 型 因 素 的 重 疊 部 分 ， 共 計 21.258%，換言之，工作取向與自我取向，經由第一、二個典型因素，共可說明參 與動機五個構面總變異量21.258%。
因此，綜上所述，比較達顯著性的兩組典型結構組型之後可發現，此兩組典型 相關與重疊數值以第一組典型結構組型較大，第二組典型結構組型中，其解釋變異 量與重疊指數較小，顯示兩個控制變項主要是藉由第一個典型因素 (χ1, η1) 影響五 個效標變項，換言之，第一組典型因素 (χ1, η1) 為主要因素。目標取向與參與動機 各構面之典型相關路徑圖，如圖 4-5-1 所示。
表 4-5-2
目標取向與參與動機各構面之典型相關分析摘要表
*p< .05
X變項 χ1 χ2 Y變項 η1 η2
工作取向 .996 .085 內在動機 .982 .073 自我取向 .123 .992 無動機 -.363 .540 內射調節 -.176 .543 外在調節 -.439 .786 認同調節 .058 .898 抽出變異數
百分比
50.394 49.606 抽出變異數 百分比
40.302 26.482
重疊指數 27.365 8.466 重疊指數 14.380 6.878 p .736* .413*
R .543 .171
圖 4-5-1. 目標取向與參與動機各構面之典型相關路徑圖
二、結果討論
分析大專排球選手運動目標取向與參與動機相關之結果，如上表 4-5-2 所示，
根據典型相關分析結果，本次研究共有兩個典型相關結構組型，兩組皆達顯著，第 一個典型相關係數 p1=.736 (p<.05) ；第二個典型相關係數 p2=.413 (p<.05) ，以下 將針對兩組典型相關進一步剖析與討論。
首先，第一組典型相關結構組型所示，控制變項兩構面均呈現正相關，其中「工 作取向」典型結構係數達.996，為高度正相關；而效標變項中，「內在動機」結構 係數為.982，為高度正相關；「無動機」、「外在調節」為中度負相關，其典型結 構係數分別為-.363 與-.439。換言之，第一組典型相關結構組型之意涵為：大專排球 選手之工作取向越高時，透過第一組典型相關因素 (χ1, η1) 關連，其內在動機會越 高，而無動機與外在調節則會越低。再者，第二組典型相關組型顯示，在控制變項 中，「自我取向」達到高度正相關，其典型結構係數為.992；而在效標變項中，「外 在調節」與「認同調節」典型結構係數分別為.789 與.898，為高度正相關；「無動 機」與「內射調節」典型結構係數分別為.540 與.543，為中度正相關。換言之，第 二組典型相關結構組型之意涵為：大專排球選手之自我取向越高時，透過第二組典 型相關因素 (χ2, η2) 關連，其無動機與外在動機 (內射調節、外在調節、認同調節) 就越高。
綜整典型相關分析結果得知，目標取向中的「工作取向」越高，則造成參與動 機中的「內在動機」越高，呈現高度正相關，而「無動機」與「外在調節」則會越 低，呈現中度負相關；目標取向中的「自我取向」越高，會造成參與動機中的「無 動機」、「內射調節」、「外在調節」及「認同調節」越高，四個構面皆呈現中度以上 正相關；此與相關研究 (何全進，2001；季力康、賴素玲、陳美燕，1995；許吉越、
王明月，2004；陳其昌、王俊明，2008；鄧正忠，2004) 結果相似，意謂，若要增 強大專排球選手之內在動機，應該增強選手之工作取向；而為降低選手之無動機應 該要加強選手之工作取向，並降低其自我取向。
Deci 與 Ryan (1991) 研究中指出，外在調節為外在動機中內化程度最少的一項，
而認同調節則為內化程度次高的一項，然本研究發現，在影響自我取向的變項中，
兩者皆達到高度相關，顯示，大專排球選手受外在意義 (如獎懲或脅迫) 影響，因 練習、比賽過程或是教練、同儕影響，已逐漸內化至個體的價值觀，最終也將內化
影響選手的內在動機 (陳美燕，1995) ，嚴重可導致選手退出訓練，故為避免此情 形，更應有效降低選手的自我取向，其他研究中也發現「自我取向」與「外在動機 (內 射調節、外在調節、認同調節) 」呈正相關 (許吉越、王明月，2004) ，而李秀華 (1996) 及蔣憶德 (1997) 與邱忠志 (1999) 則指出，「工作取向」與「內在動機」有正相關，
對此，Deci 與 Ryan (1985) 進一步發現，工作涉入者較容易產生樂趣與參與的內在 動機，而自我涉入者則因強調結果取決於勝負，而忽略了在活動中所得到的樂趣。
許吉越與王明月 (2004) 研究中也發現，應在訓練中加強選手自發性主動參與的意 願，使選手在過程中得到滿足及樂趣，並成為不斷探索學習新的動作技術的動力，
而此後，不論遇到任何狀況與突發挑戰，選手皆因高度的內在動機，而不輕易放棄 並努力克服。因此，可以讓選手訂定自我標準，並在每次練習後撰寫訓練日誌，檢 視是否達成目標，不僅可增加選手的自發性及學習樂趣、培養工作取向，還可進一 步增進其內在動機。
而陳其昌與王俊明 (2008) 研究也顯示，認同調節屬於外在動機中較具有自主 性的動機型態；而內射調節代表著一種透過內在獎賞內在懲罰而產生的參與動機，
而陳其昌與王俊明 (2008) 研究也顯示，認同調節屬於外在動機中較具有自主 性的動機型態；而內射調節代表著一種透過內在獎賞內在懲罰而產生的參與動機，