一、特質性焦慮與賽前狀態性焦慮的相關性為何？
二、國中與高中射箭選手在特質性焦慮、賽前狀態性焦慮是否有所差異？
三、高中射箭選手之特質性焦慮與賽前狀態性焦慮能否有效預測運動表現？
四、國中射箭選手之特質性焦慮與賽前狀態性焦慮能否有效預測運動表現？
第六節研究假設 根據上述的研究問題，本研究假設為：
一、特質性焦慮量表與賽前狀態性焦慮量表有顯著相關。
二、國中與高中射箭選手在特質性焦慮、賽前狀態性焦慮有顯著差異。
三、高中射箭選手之特質性焦慮與賽前狀態性焦慮能有效預測運動表現。
四、國中射箭選手之特質性焦慮與賽前狀態性焦慮能否有效預測運動表現。
第參章 研究方法與步驟
本研究在探討特質性焦慮與狀態性焦慮對中學射箭選手運動成績之影響。將採用兩 份量表來予以施測，然後再做比較分析。本章內容為：一、研究架構與設計；二、研究 對象；三、研究工具；四、研究流程；五、研究範圍與限制；六、資料處理與分析。
第一節研究架構
本研究的研究架構主要是在探討特質性焦慮與狀態性焦慮對中學射箭選手運動成 績之影響，受試者人數為 400 人。受試者共須填寫兩份量表，分別為『情境特質焦慮量 表-特質焦慮部分』與『賽前狀態性焦慮量表』。
本研究的變項如下：
一、預測變項：特質性焦慮、賽前狀態性焦慮。
二、結果變項：中學射箭選手的運動表現。
本研究架構如圖 4 所示：
t-test
積差相關
階層迴歸 階層迴歸
圖 4 研究架構圖
特質性焦慮 狀態性焦慮
運動表現
第二節 研究對象
本研究以 2013 年全國青年盃射箭錦標賽國、高中選手為研究參與者，本次賽會一 共有 51 個來自各縣市的學校報名，本次的研究共發下 400 份問卷，經問卷回收後剔除 無效問卷 42 份，有效問卷為 358 份，回收率為 89%。
第三節 研究工具 一、情境－特質焦慮量表
情境－特質焦慮量表 (State- Trait Anxiety Inventory, STAI)是由 Spielberger、
Rgorsuch, and Lushene (1970)共同編訂之兩份量表中的特質焦慮量表。起初，這兩份量 表是為了研究一般正常人焦慮現象而編製的研究工具，而後被廣泛運用於臨床情境，且 已證實具有良好的信度與效度 (Spielberger, 1970)。中文版狀態性與特質性焦慮量表則由 鍾思嘉與龍長風 (1984)修訂而成，適用於國中、高中及大學的男女學生和成人。
本量表之信度經楊淑蘭 (1990)以國立臺灣師範大學、臺北市立師院學生，共 220 人 進行信度考驗，結果 Cronbach'a 係數為.93、折半信度為.89、施布係數為.94，此外另以 國立臺灣師大學生 62 名，進行八週的重測信度考驗為.519。在效度方面，楊淑惠 (1990) 以臺北市立師院 64 名學生為對象，使用「曾式心理健康量表」的焦慮分數為效標，其 同時效度全量表為.687。張霖家 (1992)國立政治大學籃球代表隊員作為 Spielberger STAI
問卷施測的對象，得到再測信度係數 r=.86，達到顯著水準 (p<.01)。並建立同時效度，
與 SCAI 的相關為.67。
二、狀態焦慮量表
本研究採用黃崇儒、張智傑、許勝凱與洪聰敏 (2008)翻譯的競賽狀態性焦慮-2R 版 量表，原量表源自 Cox、Martens, and Russell (2003)發展的 CSAI-2R，其針對 CSAI-2 在 心理計量上的缺點，利用較嚴謹的驗證性因素分析以及不同樣本，重複檢驗構念效度，
發展出信效度不錯的修正版本，而且題目也較 CSAI-2 少。競賽狀態焦慮量表-2R 版共 有 17 題，三個分量表包括認知焦慮、身體焦慮、和自信心，為四點 Likert 量尺 (1 ~ 4，
完全沒有～非常多)。量表中文化後三個分量表的內部一致性 Cronbach’s α值，分別為 認知焦慮 .83、身體焦慮 .88、和自信心 .91；效度樣本則為.81、.81 和.86。
第四節 研究流程
本研究是根據過去文獻而導出相關待確認之問題，進而擬出初步構想，再與指導教 授討論定案後，即展開搜集相關文獻及資料，在決定研究方向及選擇所需的研究量表 後，即開始著手進行研究。本研究以 2013 年全國青年盃射箭錦標賽參賽選手，共 400 名選手為研究參與者，在徵求研究參與者的同意後，先由研究者對他們詳細說明實驗的 相關步驟內容與注意事項，於 2013 年 1 月選手之非比賽期間先進行『特質焦慮量表』
之施測，填答的時間為 15~20 分鐘，之後回收量表予以編號存放；再於比賽當天選手第
一場比賽前的 30 分鐘進行『賽前狀態性焦慮量表』的施測，填答的時間為 15~20 分鐘，
之後回收量表予以編號存放。將所有量表回收歸類後，剔除無效之問卷不予計算，整理 出有效的樣本，然後實施量化比較分析，將所得資料歸納出結論與建議。此問卷施測是 由研究者委託熟識的教練或是老師輔助施測。
研究流程如圖 5 所示：
確定研究方法
搜尋相關文獻資料，並加以統整歸納
選定適當研究工具
實施特質焦慮量表、賽前狀態焦慮量表測試
回收量表並給予編碼
收集比賽結果，並以統計軟體分析選手的運動表現
歸納出研究結論與建議
圖 5、研究流程圖
第五節研究範圍與限制
本研究以 2013 年全國青年盃射箭錦標賽的中學射箭選手為研究對象，以『特質性焦 慮』與『賽前狀態性焦慮』兩份量表測試每位研究參與者的心理狀態，並且觀察兩份量 表之間的關連性以及量表預測運動表現的情形。本研究僅探討運動領域方面的特質焦慮 與狀態焦慮，至於其他非運動領域方面的特質焦慮與狀態焦慮的情形，則不在本研究探 討的範圍之內。在施測期間，可能面臨教練或選手因恐影響賽前的情緒狀態調整而拒測 的情形，故假設的施測數量或許會與實際施測數量有所出入，因此仍以實際回收數量來 進行研究。
第六節 資料處理與分析
根據本研究的研究假設，進行下列分析，而本研究之顯著水準訂為α= .05。
一、以皮爾遜積差相關來探討特質性焦慮與賽前狀態性焦慮之相關情形。
二、以 t-test 檢定探討國、高中射箭選手於特質焦慮與狀態焦慮的差異情形。
三、以簡單線性迴歸分析來分別探討國中射箭選手特質性焦慮、賽前狀態性焦慮對於運
動表現之預測情形。
四、以簡單線性迴歸分析來分別探討高中射箭選手特質性焦慮、賽前狀態性焦慮對於運 動表現之預測情形。
五、以階層迴歸分析來探討國、高中射箭選手特質性焦慮、賽前狀態性焦慮對於運動表 現之預測情形。
第肆章 結果分析與討論
p<.05*, <.01**
由表 1 國、高特質性焦慮之 t 考驗分析摘要表， 國、高特質性焦慮的感受上有顯 著差異 (t =-2.138， p =.033< .05)。表示國中生表現特質焦慮 (48.09)的情形比高中生 (46.65)明顯。
表 2、國、高中射箭選手狀態性焦慮之 t - test 分析摘要表
p<.05*, <.01**
由表 2 國、高中狀態性焦慮之 t 考驗分析摘要表，國、高中狀態性焦慮的表現上有 顯著差異 (t=-2.987，p=.003<.05)，表示國中生表現狀態焦慮的感受 (37.80)比高中生
(36.06)略高，國、高中在狀態焦慮方面達到顯著差異。 p<.05* ,<.01**
由表 3 結果，特質焦慮與射箭分數未達顯著相關 (p=.057> .05)，而狀態焦慮對射箭 分數未達顯著相關 (p=.632≧.05)。射箭分數與特質焦慮呈負相關 (r=-.152，p＜.05)
。也就是特質焦慮愈高，射箭分數愈低。反之，特質焦慮愈低，射箭分數愈高。而狀態
p<.05*, <.01**
由表 4 可得知，特質焦慮與狀態焦慮對射箭分數的多元係數分別為.152、.039，決 定係數 R²分別為.017、-.005，變異數顯著性考驗的 F 值分別為 3.664、.231，特質焦慮、
狀態焦慮與射箭分數的標準化 Beta 值分別為-.152、-.039 可得知，狀態焦慮、特質焦慮
表 5、國中 Perason 積差相關分析結果摘要表 p<.05* ,<.01**
由表 5 結果，特質焦慮、狀態焦慮與射箭分數均達顯著相關(p=.009≦.05)，特質焦 慮、狀態焦慮對射箭分數呈負相關 (r=-.184、-185，p＜.05)。也就是特質焦慮、狀態焦 慮愈高，射箭分數愈低。反之，特質焦慮、狀態焦慮愈低，射箭分數愈高。
p<.05* ,<.01**
由表 6 可得知，特質焦慮與狀態焦慮對射箭分數的多元係數 R 分別為.184、.185，
決定係數 R²分別為.029、.029，變異數顯著性考驗的 F 值分別為 7.000、7.060，特質焦 慮、狀態焦慮與射箭分數的標準化 Beta 值分別為-.184、-.185 可得知，狀態焦慮、特質 焦慮對射箭分數有著負向影響，狀態焦慮、特質焦慮愈高，射箭分數愈低，反之愈高。
迴歸係數顯著性考驗的 t 值分別為-2.646、-2.657。VIF 值均為 1.000 小於 10 來看，並
p<.05* ,<.01**
由表 7 可得知在模式一，自變項特質性焦慮對運動表現整體迴歸模式並沒有達到顯 著影響（F=3.664, p=.057），標準化 Beta 值為-.152，對運動表現未達顯著影響，整體解 釋力決定係數 Adjusted R²為.017，在模式一雖可以發現特質性焦慮對運動表現為負向影 響，表示特質性焦慮越高，運動表現會越低，但是並沒有達到統計上的意義。在模式二，
加入了狀態性焦慮預測運動表現，根據結果發現，整體迴歸模式並未達到顯著影響
（F=1.935, p=.148），而在加入了狀態性焦慮變項，整體解釋力決定係數 Adjusted R²
p<.05* ,<.01**
表 8 可得知在模式一，自變項特質性焦慮對運動表現整體迴歸模式有達到顯著影響
（F=7.000, p=.009），標準化 Beta 值為-.184，對運動表現達顯著負向影響，整體解釋力 決定係數 Adjusted R²為.029，在模式一可以發現特質性焦慮對運動表現為負向影響，表 示特質性焦慮越高，運動表現會越低，並且達到統計上顯著意義，表示特質性焦慮可以 有效預測運動表現。在模式二，加入了狀態性焦慮預測運動表現，根據結果發現，整體 迴歸模式達到顯著影響（F=5.364, p=.005），而在加入了狀態性焦慮變項，整體解釋力
決定係數 Adjusted R²為.042，∆R²改變量只有.017，並未達到顯著水準，表示狀態性焦 慮並未能有效預測運動表現，標準化 Beta 值為-.140，未達顯著水準，迴歸模式中 VIF 值 1.120 與 1.120 均小於 10 來看，並不存在共線性問題。根據整體迴歸模式判斷，整體 解釋變異量未達顯著水準，表示特質焦慮與狀態焦慮量表無法對射箭分數做出有效預 測。
第二節 討論
本研究目的在於探討特質性焦慮與狀態性焦慮間對中學射箭選手運動表現之關係
本研究目的在於探討特質性焦慮與狀態性焦慮間對中學射箭選手運動表現之關係