第一節 各變項之基本描述統計
本研究參與者在各變項上的人數、平均數、標準差、最小值與最大值資料如表 4 - 1 所示：標準差能反應資料的離散程度，根據表 4-1 可以看出，各分量表的標準差皆在 1.0 以內，說明量表離散程度相差不大。能力知覺量表的標準差最大，為 0.96，工作取 向分量表的標準差最小，為 0.52。
表 4 - 1
參與者在各變項上的描述統計摘要表
變項 人數 平均數 標準差 最小值 最大值 工作取向 274 3.98 .52 1.43 5.00 自我取向 274 3.57 .55 1.33 5.00 能力知覺 274 4.28 .96 1.00 7.00 行為激發 274 3.88 .56 2.13 5.00 行為抑制 274 3.60 .62 2.00 5.00 自我設限 274 2.77 .56 1.36 4.27
本研究的參與者在各變項上的偏態 (skewness) 與峰度 (kurtosis) 係數如 4 - 2 所 示。當變項數值符合常態分配時，偏態係數與峰度係數皆應為 0。當偏態係數大於 0 時 稱為正偏態分（又稱右偏態分配），代表極端分數偏向右側高分端，以及分配較多集中 於低數值部分，小於 0 時稱為負偏態分配（又稱左偏態分配），代表極端分數偏向左側
低分端，以及分配較多集中於高數值部分；當峰度係數大於 0 時稱為高狹峰，代表分 數太過於集中，小於 0 時稱為低闊峰，代表分數過於分散（邱皓政，2010）。邱皓政
（2004）提出，當偏態係數與峰度係數值介於正負 1 之內都是為常態分配，當期超過 正負 1 時，代表該組數據非常態分配的情況嚴重。
根據本研究變項數據顯示，工作取向、自我取向、能力知覺與行為激發呈負偏 態，表示參與者在此四項變項中得分偏高；行為抑制與自我設限呈正偏態，表示參與 者在此二項變項中得分偏低。由峰度係數可以看出，工作取向、自我取向與能力知覺 呈高狹峰，表示參與者在此三項變項上得分較為集中；行為激發、行為抑制與自我設 限呈低闊峰，表示參與者在此三項變項上得分較為分散。整體而言，本研究所得之資 料大致上呈現常態分配，適用於階層迴歸分析處理。
表 4 - 2
各變項的偏態與峰度
變項 偏態 標準誤 峰度 標準誤
工作取向 -.65 .15 1.97 .29 自我取向 -.25 .15 .86 .29 能力知覺 -.55 .15 1.06 .29 行為激發 -.26 .15 -.06 .29 行為抑制 .21 .15 -.23 .29 自我設限 .05 .15 -.36 .29
第二節 目標取向、能力知覺、行為抑制／行為激發系統 與自我設限的關係
本研究以皮爾遜績差相關考驗各變項彼此之間的簡單相關情形，由表 4 - 3 所示：
在目標取向方面，工作取向分別與自我取向 (r = .48, p< .05)、能力知覺 (r = .19,
p< .05)、行為激發 (r = .54, p< .05)、行為抑制 (r = .25, p< .05) 呈正相關，與自我設限呈
(r = -.13, p< .05) 負相關。自我取向分別與能力知覺 (r = .28, p< .05)、行為激發 (r = .23,
p< .05)、行為抑制 (r = .14, p< .05) 呈正相關，與自我設限成無相關。能力知覺與行為激
發 (r = .18, p< .05) 呈正相關，與行為抑制、自我設限成無相關。行為激發與行為抑制 (r = .43, p< .05) 呈正相關，與自我設限 (r = -.19, p< .05) 呈負相關。最後，行為抑制與自 我設限呈無相關。
表 4 - 3
各變項間的簡單相關矩陣
1 2 3 4 5 6
1.工作取向 1
2.自我取向 .48* 1
3.能力知覺 .19* .28* 1
4.行為激發 .54* .23* .18* 1
5.行為抑制 .25* .14* -.03 .43* 1
6.自我設限 -.13* .09 .10 -.19* .02 1 p< .05
在進行多元迴歸分析時，各自變項間可能會有多元共線性的問題，進而影響迴歸 分析結果（林清山，2005）。對於個別自變項與其他自變項之間的共線性檢驗，可使 用容忍值或稱允差 (tolerance) 或變異數膨脹因素 (variance inflation factor, VIF) 來評 估共線性的問題。自變項的允差值越小，代表該自變項與其他自變項的共線性程度越 大，一般認為允差值須大於.2，VIF 為允差值的倒數，VIF 越大，自變項與其他自變
項的共線性程度越大，一般認為 VIF 須小於 5 (邱皓政，2010)。
除了個別自變項的共線性檢驗之外，整體迴歸模式的共線性診斷也可透過特徵值 (eigenvalue, λ) 與條件指數 (conditional index, CI) 來判斷，特徵值越小，表示自變項 之間越有共線性問題。CI 值越大，表示共線性問題越嚴重，一般認為 CI 值應低於 30 (邱皓政，2010)。
本研究自變項中，允差值為 .47 ~ .92，VIF 為 1.09 ~ 2.12，特徵值為 0.22 ~ 2.66，CI 為 1.0 ~ 3.49，皆符合多元共線性評判斷標準，並無共線性問題，適合進行 後續多元迴歸分析。
第三節 目標取向與能力知覺對自我設限之預測
本研究第一目的是探討目標取向與能力知覺預測自我設限之主要效果與交互作 用，採用多元階層迴歸進行資料分析。根據 Jaccard, Wan 與 Turrisi (1990) 檢驗交互 作用的建議，先將各項變項分數予以標準化，藉此確立同一標準的量表單位，然後將 標準化的 Z 分數帶入迴歸分析。此外，將主效果與交互作用項放入不同階層迴歸模 式中，避免多元共線性(multicollinearity)現象的產生。首先第一階層放入自變項目標 取向，第二階層放入自變項能力知覺，第三階層為目標取向與能力知覺的乘積，依變 項為自我設限。
由表 4 - 4 的迴歸分析摘要表顯示，第一階層放入工作取向與自我取向，R2
= .04，F (2, 269) = 6.60，p< .05。第二階層放入能力知覺，∆R2 = .00，∆F(1, 268) = 2.50，p = .12。第三階層放入工作取向與能力知覺的乘積，以及自我取向與能力知覺 的乘積，∆R2 = .00，∆F(2, 266) = .53，p = .59。結果顯示，主要效果部份，工作取向 能負向預測自我設限 (t = -3.52, p< .05, β = -.24)，自我取向能正向預測自我設限 (t = 2.57, p< .05, β = .18)，能力知覺則無法預測自我設限。表示大專運動員工作取向越 高，自我設限傾向越低，而自我取向越高，自我設限傾向越高。另外，目標取向與能
力知覺的交互作用對於自我設限並無顯著。
表 4 - 4
目標取向與能力知覺預測自我設限之階層迴歸分析摘要表
R2 ∆R2 B 標準誤 β t F ∆F
模式一 .04 .04 6.60* 6.60*
工作取向 -.23 .07 -.23 -3.34*
自我取向 .20 .07 .20 2.86*
模式二 .04 .00 5.25* 2.50
工作取向 -.24 .07 -.23 -3.45*
自我取向 .17 .07 .17
2.46*
能力知覺 .09 .06 .09 1.58
模式三 .04 .00 3.35* .53
工作取向 -.24 .07 -.24 -3.52*
自我取向 .18 .07 .18
2.57*
能力知覺 .08 .06 .08 1.32 工作取向 × 能力知覺 -.02 .07 -.02 -.31 自我取向 × 能力知覺 .06 .06 .07 1.01 p< .05 依變數：自我設限
第四節 目標取向與行為抑制／行為激發系統對自我設限之預測
與上一節相同，本節探討目標取向與行為抑制／行為激發系統預測自我設限之主 要效果與交互作用，亦採用多元階層迴歸進行資料分析。首先第一階層放入自變項目
標取向，第二階層放入自變項行為抑制／行為激發系統，第三階層為目標取向與行為 抑制／行為激發系統的乘積，依變項為自我設限。
由表 4 - 5 的迴歸分析摘要表顯示，第一階層放入工作取向與自我取向，R2
= .05，F (2, 262) = 8.00，p< . 05。第二階層放入行為抑制／行為激發系統，∆R2
= .03，∆F(2, 260) = 3.53，p = .03。第三階層放入工作取向與行為激發的乘積、工作取 向與行為抑制的乘積、自我取向與行為激發的乘積以及自我取向與行為抑制的乘積，
∆R2 = .01，∆F(4, 256) = .90，p = .47。結果顯示，主要效果部份，工作取向能負向預 測自我設限 (t = -2.16, p< .05, β = -.17)，自我取向能正向預測自我設限 (t = 2.95, p< .05, β = .20)。而行為激發系統能負向預測自我設限 (t = -2.30, p< .05, β = -.18)，表 示大專運動員行為激發系統的敏感度越高，自我設限的傾向越低。另外，目標取向與 行為抑制／行為激發系統的交互作用對於自我設限並無顯著效果。
表 4 - 5
目標取向與行為抑制／行為激發預測自我設限之階層迴歸分析摘要表
R2 ∆R2 B 標準誤 β T F ∆F
模式一 .05 .05 8.00* 8.00*
工作取向 -.25 .07 -.25 -3.66*
自我取向 .22 .07 .22 3.19*
模式二 .07 .03 5.84* 3.53*
工作取向 -.17 .08 -.17 -2.17*
自我取向 .20 .07 .21 3.00*
BAS -.19 .08 -.19 -2.48*
BIS .12 .07 .12 1.80
模式三 .07 .01 3.36* .90
工作取向 -.17 .08 -.17 -2.16*
自我取向 .20 .07 .20 2.95*
BAS -.18 .08 -.18 -2.30*
BIS .12 .07 .12 1.70 工作取向 × BAS -.03 .08 -.04 -.40
工作取向 × BIS .10 .08 .11 1.28 自我取向 × BAS -.07 .07 -.08 -.98
自我取向 × BIS -.05 .07 -.06 -.76 p< .05 依變數：自我設限
第五節 討論
一、目標取向與能力知覺對自我設限的預測情況
本研究目的之一為探討大專運動員目標取向與能力知覺，以及兩者的交互作用對
自我設限的預測情況：以下分為目標取向與能力知覺個別的主要效果與交互作用效果 兩方面探討。
（一）目標取向與能力知覺對自我設限的主要效果
研究結果發現工作取向與自我取向能有效的預測自我設限，符合研究假設 1-1、1-2；而能力知覺無法預測自我設限，與研究假設 1-3 不相符。其中，工作取向能負向預 測自我設限，自我取向能正向預測自我設限。
在目標取向方面，研究結果與過去研究相同，證實不同目標取向在自我設限傾向 上存有差異，工作取向能負向預測自我設限傾向，自我取向能正向預測自我設限傾向
（王澤慧，2003；沈慧君，2008；林宜螢，2002；Ryska et al., 1999；Ommundsen, 2001）。表示高工作取向的大專運動員，其參與運動時會將焦點放置於學習、努力與精 熟上，對於成功的定義是以自身的學習、進步與技術的精熟，對於活動參與也具有較 高的投入程度。因此，高工作取向的大專運動員，較不會使用自我設限的策略來保護 自我價值，而限制或阻礙了學習、進步與精熟技能的機會。相對的，高自我取向的大 專運動員，其參與運動時會將焦點放置於輸贏、表現超越他人或打敗他人上，對於成 功定義為活動後的結果是否為勝利或擊敗他人。因此，當高自我取向的大專運動員參 與競賽活動時，成功是透過社會比較的方式，對於他人表現是無法控制的，在此情況 下，競賽的成功失敗不確定性相當高，此時自我設限策略便是相當好的一個保護策 略。Kelly (1971)指出自我設限可以讓人們掌握歸因的放大與折扣原理，也就是說，當 高自我取向運動員使用自我設限策略後，若在後續的練習或比賽中失敗了，便可以削 弱失敗與自身能力的連結，得到自我保護的效果；相對的，要是成功了便可以加強個 人能力與成功表現之間的連結。由此可知，無論賽後的成功失敗，高自我取向運動員 可以利用此一策略來維護經由社會比較後的自我價值，以及控制他人的印象觀感。
在能力知覺方面，本研究結果發現能力知覺在預測自我設限無顯著效果，與研究 假設不相符。林宜螢（2002）針對高中射箭選手的相關研究也出現同樣的結果，指出 自我設限可能不受到能力知覺高低的影響，當運動員面臨到威脅時，都有可能使用自
我設限來保護自我價值。
（二）目標取向與能力知覺對自我設限的交互作用效果
本研究根據 Nicholls (1989) 的成就目標理論，認為個人的目標取向與能力知覺的 交互作用，對於後續事件反應、歸因與成就行為會有所影響。Nicholls (1989) 指出高 工作取向者，不論能力知覺高低，皆能展現適應性行為；但高自我取向者，其能力知 覺高時，同樣能展現出適應性行為，但能力知覺低時，則會出現非適應性行為。根據 此理論觀點，自我取向與能力知覺的交互作用效果，亦有可能出現於運動員使用自我 設限的傾向上，但在本研究收集相關文獻後發現，過去研究發現目標取向與能力知覺
本研究根據 Nicholls (1989) 的成就目標理論，認為個人的目標取向與能力知覺的 交互作用，對於後續事件反應、歸因與成就行為會有所影響。Nicholls (1989) 指出高 工作取向者，不論能力知覺高低，皆能展現適應性行為；但高自我取向者，其能力知 覺高時，同樣能展現出適應性行為，但能力知覺低時，則會出現非適應性行為。根據 此理論觀點，自我取向與能力知覺的交互作用效果，亦有可能出現於運動員使用自我 設限的傾向上，但在本研究收集相關文獻後發現，過去研究發現目標取向與能力知覺