待問卷資料回收後，針對問卷填答內容進行資料整理，並排除無效之問卷，所有 資料使用 SPSS 統計套裝軟體進行統計分析，依研究目的進行分析，本研究統計處理方 法如下：
一、資料之描述性統計
各變項之情形以平均值、標準差、百分比、最大值及最小值進行描述。
二、資料之推論性統計
(一)以二因子獨立變異數分析(ANOVA)處理下列研究問題
本研究依照參與者依校別與性別分組，並依參與者之填答其身體活動量和身體意象量 表所得分數，分析在不同性別環境的高中生，其身體活動量與身體意象的影響與差異，
並檢視以下問題。
問題一、不同性別教育環境之高中生在身體活動量的影響？
問題二、不同性別教育環境之高中生在身體意象的影響？
確定研究 問題
選取適當 問卷
正式問卷 施測
資料整理
統計 結果討論
問題三、在女校、男校、混合校的學生在身體活動與身體意象是否有關係？
本研究所有統計差異性考驗水準皆訂為 α＝ .05
第四章 結果與討論
本章將不同性別教育環境的研究參與資料進行統計考驗，依統計所得結果進行討 論：第一節研究參與者的各變項描述性統計；第二節高中男生和女生之身體活動量與 身體意象的差異；第三節不同性別教育環境的女高中生，其身體活動量與身體意象的 差異；第四節在不同性別教育環境的男高中生，其身體活動量與身體意象的差異；第 五節在女校、男校、混合校的學生在身體活動與身體意象的關係。
第一節 各變項描述性統計
本節將針對研究參與者之個人背景因素(性別、自覺體重)、身體活動量與身體意 象，進行描述性統計分析，結果如下：
一、個人背景
本研究採用立意取樣，選取台北市女子高中二所，分男子高中二所，男女混合校 四所，各校1-3年級學生為研究參與對象，單一性別學校各年級隨機抽取2班，男女混 合校各年級隨機抽取3班，共60班，共1,979位高中生。
(一)性別
單性校女學生占 21%(420 位)，混合性別學校女學生占 27%(543 位)，共 963 位女 生，單性校男學生占 27%(543 位)，混合性別學校男生占 24%(473 位)，共 1,016 位男 生，總共 197 9 位高中生。
(二)自覺體重與實際身體質量指數(BMI)
自覺體重，是研究參與者對自己體重主觀看法，選項有過瘦、適中、過重及肥胖 四種體型，實際 BMI 是根據參與者問卷中自填的資料，依照公式身體質量指數=體重 (kg)/身高(m)2，並按照衛生福利部 102 年公布之「兒童及青少年生長身體質量指數 (BMI)建議值」(如表 1)，計算出參與者在實際各分類中各占的比例，並比較各組在自 覺體型與實際體型人數百分比率的差異。
各組人數百分比率顯示，單性校女生：自覺過瘦佔 3.3%(14 人)、實際 BMI 過瘦佔 13%(55 人)，自覺適中的人數佔 54%(226 人)、實際 BMI 適中的人數佔 68%(286 人)，
自覺過重與肥胖的人佔 42.6%(179 人)、實際 BMI 過重與肥胖的人佔 18.7%(79 人)；單 性校男生：自覺過瘦佔 15%(85 人)、實際 BMI 過瘦佔 20.6%(112 人)，自覺適中的人數
佔 57.6%(313 人)、實際 BMI 適中的人數佔 60%(330 人)，自覺過重與肥胖的人佔 26.7%(145 人)、實際 BMI 過重與肥胖的人佔 23.3%(127 人)；混合性別校女生：自覺過 瘦佔 5.9%(32 人)、實際 BMI 過瘦佔 26.3%(143 人)，自覺適中的人數佔 62.4%(339 人)、實際 BMI 適中的人數佔 58%(314 人)，自覺過重與肥胖的人佔 31.4%(172 人)、實 際 BMI 過重與肥胖的人佔 15.8%(86 人)；混合性別校男生：自覺過瘦佔 12%(60 人)、
實際 BMI 過瘦佔 23.4%(111 人)，自覺適中的人數佔 62.4%(290 人)、實際 BMI 適中的 人數佔 52%(248 人)，自覺過重與肥胖的人佔 25.9%(123 人)、實際 BMI 過重與肥胖的 人佔 24%(114 人)如表 2、圖 4。
表 2 各組自覺體型與實際 BMI 人數比率統整
女校 男校 混合校女高
中生
混合校男高 中生 自覺過輕
人數比率% 3.3 15 5.9 12
實際過輕
人數比率% 13 20.6 26.3 23.4 自覺剛好
人數比率% 54 57.6 62.4 62.4 實際剛好
人數比率% 68 60 58 52
自覺過重與肥胖
人數比率% 42.6 26.7 31.4 25.9 實際過重與肥胖
人數比率% 18.7 23.3 15.8 24
圖 4 各組自覺體型與實際 BMI 比較圖 篇研究結果相符(周玉真，1992 ;張錦華，1998 ;盧俊宏、黃瀅靜，1999；黃淑貞，2003;
Wright, 1989; Cok, 1990) 。葉麗珠(2006)的研究也提出此觀點，顯示體重過輕組的外表 評價高於體重正常組和體重過重組及體重肥胖組。可見青少年對自己身體的態度會因
導致在外表的修飾以及對體重的在意程度提高，並且容易認為自己體重過重，產生對 自我身體的滿意度降低。現在的人們對體態外觀的重視越來越高，會覺得擁有較佳的 儀表能讓自己更容易獲得友誼以及受到異性的歡迎，女性更是認為儀表會決定自己在 社會上受到歡迎的程度；甚至可能認為外貌會影響工作成就(張維揚，2003)，這些觀念 可能來自於媒體報導、社會價值…等，強調纖瘦、苗窕身材的重要，使得男女兩性對 自己外表不滿意及其間的顯著差異；在美國女性人口中，有16%屬於肥胖，但卻有90%
的女性在節食，這些節食的女性可能「自覺」自己是肥胖的，但她們並非「真正」肥 胖(Ogden, 1992) 。如個體高中時期因擔心別人評價自己的體態，而感覺焦慮，在身體 認知上即有偏差想法，產生本身身型的錯估情形，此時若沒有正確的身體活動與身體 意象的觀念，可能更會受到社會體型焦慮影響，導致延伸至行為上，而不願從事身體 活動，使得身心健康更受阻礙。
表 3 各組自覺體型與實際 BMI 人數比率(過輕)
女校 男校 合校女高中生 合校男高中生 自覺過輕人數比率% 3.3 15 5.9 12 實際過輕人數比率% 13 20.6 26.3 23.4
圖 5 各組體型錯估比較圖(過輕)
圖 6 各組體型錯估比較圖(過重與肥胖)
混合校女
三、身體意象 (一)體滿意度
研究參與者全體平均值 28.6±6.4 分，單性女校 26.2±5.1 分；單性男校 29.5±6.8 分；混合性別校女生 26.3±5.5 分；混合性別校男生 29.9±7 分如表 6、圖 8。顯示出女生 對身體的滿意度較男生低，可能因為大部分青少年對於標準體重都有一把自己的量 尺，而這個標準與健康或客觀的標準無關，而是與主觀的認定有關，這種對身體不滿 意的現象是很普遍的，特別是女性對自己的標準更為嚴苛(伍連女、黃淑貞，1999；賴 香如等，2006)，青少年對於自己身材的量尺會受到很多外在因素影響，例如：閱讀流 行雜誌者，對外表的評價及重視度較高(尤嫣嫣，2002)，並在 Levine, M. P., Smolak, L.,
& Hayden, H. (1994)研究也指出 10-14 歲女學生閱讀流行雜誌與飲食態度行為的關係，
有近 70﹪經常閱讀的人表示這些雜誌是美麗和健美(fitness)訊息的重要來源。可見得青 少年對於自己外在的自我評判依據會受到媒體的影響，若自覺與理想形象差異越大，
則越可能造成對自我身體不滿意，因此在發育期間就用節食或不當手段從事減肥，或 者造成自信心不足的情形。
表 6 各組身體滿意度與身體意象平均計分統整
身體滿意度
平均得分 標準差 身體意象
平均得分 標準差 全體 28.06 6.46 89.72 13.84 女校 26.21 5.10 87.37 11.19 男校 29.57 6.89 92.20 15.00 混合校女
高中生 26.31 5.52 87.41 11.40 混合校男
高中生 29.96 7.02 91.63 16.20
圖 8 各組身體滿意度平均計分圖
圖 9 各組身體意象平均計分圖
(二)身體意象總得分
研究參與者全體平均值 89.7±13.8 分，單性女校 87.3±11.1 分；單性男校 92.2±15 分；混合性別校女生 87.4±11.4 分；混合性別校男生 91.6±16.1 分如圖 9。在 Furnham, Badmin, & Sneade 2002)發現女性通常比同年齡男性有較低的正面身體意象，知覺較低 的吸引力，對外表及體重有較高的不滿意。黃淑貞、洪文綺(2003)也指出對於身體意象
89.72 87.37 92.20
87.41 91.63
研究相同 (陳美華，2012；Furnham et al., 2002; McCabe & Ricciardelli; 2005)。廖柏雅 (2004)也指出女學生較男學生容易經驗到個人內在阻礙(個人內在的心理狀態及歸因，
如：人格、態度、情緒等)和環境阻礙(外在因素，如：經費、設施、場地等)，可見得 女生在身體活動與身體意象所面臨到的個人困擾較多，情緒敏感也較高，加上運動場 域的雄性文化，可能會讓女生參與身體活動更加卻步。
第二節 不同性別教育環境之高中生在身體活動量的影響
身體活動量分數之統計結果顯示，校別與性別交互作用達顯著，F(1, 1975) = 5.118, p < .05, η2 < .01，進行單純主要效果比較，結果顯示，不同性別教育環境的女高中生，
在身體活動量在組間差異達統計顯著水準(t(787.50) = 2.24,p < .05，d=0.15)，顯示單性 校女高中生的身體活動量，高於混合性別校的女高中生。與林珊伊、陳美華 (2012)研 究相符，單性教育環境的高中女生比在雙性教育環境的高中女生有較高的運動參與；
單性教育環境似乎有利於青少年女性的身體自我概念、運動期望價值及運動參。而在 不同性別教育環境的男高中生，其身體活動量組間差異並未達統計顯著差異水準 (t(1,014)=-1.13,p=.25)；可得知男生並不會因為外在環境的性別組成不同，而造成身體 活動量或身體意象上的差異；在單一性別教育環境的高中男生的身體活動量明顯高於 女生(t(941.63)= - 4.43, p < .05 , d=0.28)，在混合性別教育環境的高中男生的身體活動量 明顯高於女(t(733.83)= - 7.29, p < .05 , d= .49)，顯示青少男的活動量都高於青少女與(陳 美昭，2005；陳忠勝、卓俊伶，2007；蔡白蓮，2009 ；鄭如芝，2009)研究相符。
女生可能因為在雙性教育環境男性的注視壓力， 導致對於自我的體型關注更高，
因而對自己肢體的表現會產生信心不足或顧慮過多而無法自在呈現，男生在運動場上 的競爭與強勢的表現也會讓女生不敢共用場地或者一起從事運動，但如果女生在同性 環境中從事運動，可能會因先天的差異感不再存在，而把專注力較集中於自己在運動 過程的進步與表現以及探索自我身體的感受。而女生透過運動體驗較高的自尊和決 心，感受到自我動力、學習堅忍不拔，並因而使個體感到自我效能與能力更高、對於 決策也更具信心(Richman & Shaffer, 2000)，而 Hanson and Kraus (1999)也提出運動協助 年輕女性建立自信、成尌動機、獨立、及分析能力，而這些都是獲得事業成功必備的 特質。可見得運動對於女性的意義處除了促進生理健康外，對於心理層次的提升也非 常有助益。
在教育部體育署(2013)101 年度學生運動參與情形調查報告書中的資料統計也顯 示，國高中男女生參加運動社團的比例差距達 16%，是各級學校中性別比例差異最大 的學級，體育課時數上，認為時數不足的男生 43.7%、女生 25.8%，認為時數足夠的人 數比率男生 28.2%、女生 41.1%，可以看出來男女高中生對於體育課時數是否足夠的感 受上是有差異的，男生普遍認為學校體育課時是不夠的，但女生卻普遍覺得時數是足 夠的，而在對於體育課的喜愛程度也是男生高於女生，累積運動的時間，不論在哪個
在教育部體育署(2013)101 年度學生運動參與情形調查報告書中的資料統計也顯 示，國高中男女生參加運動社團的比例差距達 16%，是各級學校中性別比例差異最大 的學級，體育課時數上，認為時數不足的男生 43.7%、女生 25.8%，認為時數足夠的人 數比率男生 28.2%、女生 41.1%，可以看出來男女高中生對於體育課時數是否足夠的感 受上是有差異的，男生普遍認為學校體育課時是不夠的，但女生卻普遍覺得時數是足 夠的，而在對於體育課的喜愛程度也是男生高於女生，累積運動的時間，不論在哪個