（二）不同背景變項的運動選手在同儕師徒功能的 t 考驗與單因 子變異數分析
茲依性別、年級、運動參與年數、同儕師傅性別、運動專長、
每週練習天數、每次訓練時間、每月運動平均花費等8 個不同背 景變項針對運動選手覺知的同儕師徒功能的 t 考驗與單因子變異 數分析如下：
1.性別在同儕師徒功能的 t 考驗
由 表4-6 可 知 ， 不 同 性 別 的 運 動 選 手 在 角 色 楷 模 功 能
（t=-2.353，p<.05）和整體同儕師徒功能（t=-1.975，p<.05）上 皆達到顯著差異。而且女性在角色楷模功能及整體同儕師徒功 能的平均數皆高於男性。顯示女性在覺知角色楷模功能和整體 同儕師徒功能上皆顯著高於男性。
另外，從效果值（η2）的大小來看，運動選手性別對角色 楷模功能和整體同儕師徒功能二個變項的解釋變異量分別為 0.08％和 0.05％，均小於 6％表示性別自變項與角色楷模功能和 整體同儕師徒功能二個變項間的關係均屬微弱關係。
表4-6 性別在同儕師徒功能的 t 考驗摘要表
性別
N M SD t η
2職涯發展功能 男 458 19.740 3.591
女 191 19.958 3.125 -.774 n.s.
社會心理功能 男 458 15.258 4.066
女 191 15.754 3.598 -1.465 n.s.
角色楷模功能 男 458 19.090 3.935
女 191 19.812 3.394 -2.353* .008 整體師徒功能 男 458 54.087 9.562
女 191 55.524 7.929 -1.975* .005
*p<.05
2.年級在同儕師徒功能的單因子變異數分析
由表 4-7 可知，不同年級的運動選手在職涯發展功能
（F=5.450，p<.01）、角色楷模功能（F=8.096，p<.001）和整 體同儕師徒功能（F=5.440，p<.01）上皆達顯著差異。經 Sheffé 事後比較可以發現，高中一年級的運動選手在覺知職涯發展功 能、角色楷模功能及整體同儕師徒功能等三構面，皆顯著高於 高中二年級的運動選手，亦顯著高於高中三年級的運動選手。
此外，進一步從關聯強度指數（ω2）檢視達到顯著構面的關聯 強度和解釋變異量，以及從統計考驗力推論其犯第二型錯誤之 機率和決策正確率，其各構面的分述如下：
（1）職涯發展功能：關聯強度值等於.014（調整過後的數 據），表示職涯發展功能依變項可以被運動選手的年級變項 的解釋變異量有1.40％，關聯強度屬微弱關係。統計考驗力 等於.847，表示此分析推論犯第二型錯誤之機率為 15.30％，
決策正確率達84.70％。
（2）角色楷模功能：關聯強度值等於.021（調整過後的數 據），表示角色楷模功能依變項可以被運動選手的年級變項 的解釋變異量有2.10％，關聯強度屬微弱關係。統計考驗力 等於.958，表示此分析推論犯第二型錯誤之機率為 4.20％，
決策正確率達95.80％。
（3）整體同儕師徒功能：關聯強度值等於.014（調整過後的 數據），表示整體同儕師徒功能依變項可以被運動選手的年
表4-7 年級在同儕師徒功能的變異數分析及事後比較表 組內 53107.717 646 82.210
整體師 徒功能
全體 54002.185 648
*p<.05, **p<.01, ***p<.001 註：1.高一；2.高二；3.高三
3.運動參與年數在同儕師徒功能的單因子變異數分析
34.20％，決策正確率達 65.80％。 組內 7670.258 646 11.873
職涯 發展
功能 全體 7754.148 648
組間 126.625 2 63.313 4.123* 3>2 .010 .729 組內 9919.606 646 15.355
社會 心理
功能 全體 10046.231 648
組間 15.685 2 7.843 .544 n.s.
組內 9321.122 646 14.429 角色
楷模
功能 全體 9336.807 648
組間 401.902 2 200.951 2.422 n.s.
組內 53600.283 646 82.973 整體
表4-9 同儕師傅性別在同儕師徒功能的 t 考驗摘要表
性別
N M SD t
職涯發展功能 男 523 19.914 3.462 女 126 19.349 3.423 1.647 社會心理功能 男 523 15.482 3.849
女 126 15.079 4.287 1.030 角色楷模功能 男 523 19.266 3.855
女 126 19.452 3.552 -.495 整體師徒功能 男 523 54.662 9.205
女 126 53.881 8.813 .861
5.運動專長在同儕師徒功能的單因子變異數分析
由表4-10 可知，不同運動專長的運動選手在社會心理功能
（F=2.742，p<.05）和角色楷模功能（F=3.599，p<.05）上皆達 顯著差異。經Sheffé 事後比較可以發現，運動專長為技擊運動 的運動選手在覺知社會心理功能上顯著高於專長為陸上運動的 運動選手，而在角色楷模功能上顯著高於運動專長為球類運動 的運動選手。此外，進一步從關聯強度指數（ω2）檢視達到顯 著構面的關聯強度和解釋變異量，以及從統計考驗力推論其犯 第二型錯誤之機率和決策正確率，其各構面的分述如下：
（1）社會心理功能：關聯強度值等於.008（調整過後的數 據），表示社會心理功能依變項可以被運動選手的運動專長 變項的解釋變異量有0.80％，關聯強度屬微弱關係。統計考 驗力等於.665，表示此分析推論犯第二型錯誤之機率為 33.50
％，決策正確率達66.50％。
（2）角色楷模功能：關聯強度值等於.012（調整過後的數 據），表示角色楷模功能依變項可以被運動選手的運動專長 變項的解釋變異量有1.20％，關聯強度屬微弱關係。統計考 驗力等於.793，表示此分析推論犯第二型錯誤之機率為 20.70
％，決策正確率達79.30％。
組內 7728.002 645 11.981 職涯
發展
功能 全體 7754.148 648
組間 126.517 3 42.172 2.742* 3>2 .008 .665 組內 9919.714 645 15.379
社會 心理
功能 全體 10046.231 648
組間 153.739 3 51.246 3.599* 3>1 .012 .793 組內 9183.068 645 14.237
角色 楷模
功能 全體 9336.807 648
組間 273.506 3 91.169 1.094 n.s.
組內 53728.679 645 83.300 整體 功能（F=4.694，p<.01）上達顯著差異。經 Sheffé 事後比較可 以發現，每週練習天數5 天以上的運動選手在覺知職涯發展功
表4-11 練習天數在同儕師徒功能的變異數分析及事後比較表 組內 7643.084 646 11.831
職涯 發展
功能 全體 7754.148 648
組間 75.578 2 37.789 2.448 n.s.
組內 9970.653 646 15.434 社會
心理
功能 全體 10046.231 648
組間 35.300 2 17.650 1.226 n.s.
組內 9301.508 646 14.399 角色
楷模
功能 全體 9336.807 648
組間 236.581 2 118.291 1.421 n.s.
組內 53765.603 646 83.228 整體 功能功能（F=3.347，p<.05）上達顯著差異。經 Sheffé 事後比 較可以發現，每次訓練時間超過3 小時的運動選手在覺知職涯
表4-12 訓練時間在同儕師徒功能的變異數分析及事後比較表 組內 7674.621 646 11.880
職涯 發展
功能 全體 7754.148 648
組間 20.540 2 10.270 .662 n.s.
組內 10025.691 646 15.520 社會
心理
功能 全體 10046.231 648
組間 48.707 2 24.353 1.694 n.s.
組內 9288.101 646 14.378 角色
楷模
功能 全體 9336.807 648
組間 206.764 2 103.382 1.241 n.s.
組內 53795.420 646 83.275 整體
註：1.1000 元以下；2.1001-2000 元；3.；2001 元以上
二、綜合討論
從運動選手的背景變項（性別、年級、運動參與年數、同儕師 傅性別、運動專長、每週練習天數、每次訓練時間、每月運動平均 花費）對同儕師徒功能（職涯發展功能、社會心理功能、角色楷模 功能）的分析結果進行討論，有許多重要發現值得注意，茲分述如 下：
（一）性別
女性運動選手在覺知角色楷模功能和整體同儕師徒功能上皆 高於男性運動選手。此與相關文獻認為徒弟在覺知師徒功能不因 性別不同而有所差異的結果不符（洪煌佳等，2008；劉佳南，
2008）。亦與洪煌佳（2009）男性徒弟覺知社會心理功能、職涯發 展功能和整體師徒功能上優於女性徒弟的結果不同。據此以論，
不論徒弟生和師傅生性別為男性或是女性，抑或師傅生和徒弟生 的性別一致，皆能夠覺知同儕師徒功能的可能，而本研究女性在 角色楷模功能和整體同儕師徒功能上的得分分別為 19.812 和 55.524，且男性在角色楷模功能和整體同儕師徒功能上的得分分 別為19.090 和 54.087。因此，女性運動選手覺知師傅在角色楷模 功能和整體同儕師徒功能上關注較高。
（二）年級
高中一年級的運動選手在覺知職涯發展功能、角色楷模功能 及整體同儕師徒功能等三構面，皆顯著高於高中二年級的運動選 手，亦顯著高於高中三年級的運動選手。顯示年級愈低的運動選 手在職涯發展功能、角色楷模功能及整體同儕師徒功能需要師傅 提供較多的協助。此一結果與相關文獻相符，認為有地位、人脈 的師傅，會運用其聲望、人際關係提攜徒弟並為其建立良好的人
際網絡以替未來的職涯發展鋪路（劉怡蘭，2006；Leners et al., 2006）。且年輕的運動選手往往需要透過師傅給予機會、資源和 建議，以利選手在職涯發展上獲得較多的資訊與資源（洪煌佳等，
2008 ；Hoffman, Harris, & Rosenifield, 2008）。以及洪煌佳（2009）
提出，年紀較輕的運動選手，在其成熟度和職涯發展上則更需要 師傅提供更多的協助。因此，在本研究中，年級愈低的運動選手 在職涯發展功能、角色楷模功能及整體同儕師徒功能上需要師傅 提供更多的協助。
（三）運動參與年數
運動參與 7 年以上的運動選手在覺知職涯發展功能上顯著高 於3 年以下的高中職體育班學生，而在覺知社會心理功能上顯著 高於運動參與 4-6 年的高中職體育班學生。顯示，運動選手的運 動參與年數愈高，其在覺知職涯發展功能和社會心理功能等面向 優於運動參與年數愈低者。此一結果與相關文獻結果不符，洪煌 佳等（2008）認為運動參與年數與師徒功能未發現相關存在；且 洪煌佳（2009）指出不同運動年數的選手在覺知師徒功能上普遍 屬於中上程度，亦同樣感受到師傅在師徒功能上的關心，因此沒 有產生明顯的差異。Hoffman et al.（2008）指出師傅生能提供徒 弟生不同的發展方向和經驗分享。而青少年運動選手在經歷運動 培訓的過程中，許多的師傅生和徒弟生會彼此對未來發展方向作 交流，以及處於同儕的關係下，亦有相互吐露心事和把隊友視為 好友等情況，其皆受運動參與年數高低的影響。致使運動選手由
（四）同儕師傅性別
不同同儕師傅性別的運動選手在覺知同儕師徒功能上沒有不 同，此一結果與相關文獻相符，諸如劉佳南（2008）與洪煌佳（2009）
皆指出同一性別的師傅生和徒弟生中，徒弟生獲得較多的師徒功 能。因為性別一致時，在諮商、溝通和經驗分享時，能有較多的 同理心（劉佳南，2008）。洪煌佳（2009）認為師傅生在指導徒 弟生時一樣用心，使徒弟生在覺知師徒功能時，不會因為師傅的 性別不同而有所不同。由於青少年選手屬於合作性的團隊性質，
因此，不論師傅生與徒弟生的性別是否一致，皆能提供有效的回 饋，並給予肯定及支持。
（五）運動專長
運動專長為技擊運動的運動選手在覺知社會心理功能上顯著 高於運動專長為陸上運動的運動選手，而在角色楷模功能上顯著 高於運動專長為球類運動的運動選手。本研究認為技擊運動項目 相較於陸上和球類運動項目較著重於個人的競技動作上，因此徒 弟生更需要師傅生的協助與指導，以及彼此之間的諮商和分享。
亦由於同儕間角色較彈性且寬鬆，不論擔任師傅生或是徒弟生，
其較沒有固定的定位。所以運動專長為技擊運動的選手覺知師傅
其較沒有固定的定位。所以運動專長為技擊運動的選手覺知師傅