大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響

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(1)˙大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響. 大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響莊淑 1. 1. *、鄭豐譯 2、聶喬齡 3#. 中臺科技大學 2 國立臺北商業技術學院 3 國立臺灣體育運動大學摘要目的：探討性別在個體的運動參與動機、知覺運動益處、知覺運動障礙、運動自. 我效能和運動行為之差異情形。及各個變項對運動行為的預測情形。方法：以 146 位大專校院教職員工(男性 101 位平均年齡 47.54 ± 10.06、女性 45 位平均年齡 39.20 ± 8.95)。研究工具包括運動參與動機、運動自我效能、知覺運動益處與知覺運動障礙等量表和運動行為之調查。資料分析以描述性統計、積差相關、獨立樣本 t 考驗及多元階層迴歸分析進行。結果：性別在運動參與動機（心理需求、體重控制和疾病預防）及運動行為並無差異性存在；但在運動參與動機（社會需求和綜合性效益）與知覺運動益處及運動自我效能上皆男性高於女性，而知覺運動障礙則女性高於男性。運動參與動機、運動自我效能、知覺運動益處和知覺運動障礙，對運動行為的預測方面，只有運動自我效能具有預測力。結論：對大專教職員工健身運動行為的運動參與動機、運動自我效能、知覺運動益處與知覺運動障礙進行討論，並對該族群的運動行為促進策略提出建議。關鍵詞：運動自我效能、知覺運動利益、知覺運動障礙. *第一作者 #通訊作者. 23.

(2) 國立臺灣體育運動大學學報第一期. The exercise motivation of college and university staff and the impact of health belief on exercise behavior Abstract Purpose: To discuss the difference in the exercise participation motivation, perceived exercise benefit, perceived exercise barrier, exercise self-efficacy and exercise behavior in terms of gender and the predictions of each variable on the exercise behavior. Methods: The research targets were 146 teaching staff from colleges and universities, which involved 101 male participants with the average age being 47.54 ± 10.06 years and 45 female participants with the average age being 39.20 ± 8.95 years. The research tools used included the scales for exercise participation motivation, exercise self-efficacy, perceived exercise benefit and perceived exercise barrier and the investigation on exercise behavior. The data analysis methods used included descriptive statistics, Pearson's product-moment correlation coefficient, t-test and multiple hierarchical regression analysis. Results: Gender did not make any difference in exercise participation motivation (psychological needs, weight control and disease prevention) and exercise behavior. However, in terms of exercise participation motivation (social needs and combined benefits), perceived exercise benefit and exercise self-efficacy, male participants were higher than female participants. Moreover, for perceived exercise barrier, female participants were higher than male participants. In terms of the predictions for the exercise behavior using exercise participation motivation, exercise self-efficacy, perceived exercise benefit and perceived exercise barrier, only exercise self-efficacy had the prediction ability. Conclusion: The exercise participation motivation, exercise self-efficacy, perceived exercise benefit and perceived exercise barrier for teaching staff from colleges and universities to carry out exercise behavior were discussed and suggestions on the exercise behavior promoting strategies were proposed for people in this group. Key words: exercise self-efficacy, perceived exercise benefit, perceived exercise barrier. 24.

(3) ˙大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響. 壹、緒論現今科技的進步改變生活型態，人們從過去動態生活轉變為坐式生活型態；越是工業發達、科技進步的國家，在就業族群中工作時，身體活動量越趨減少（吳慧君， 2005）。行政院衛生署國民健康局（2009）調查 2008 年國內沒有規律運動習慣的人口約 44.20%。在工作和閒暇之餘的身體活動量普遍不足，亦增加罹患慢性病（例如：糖尿病、高血壓、心血管疾病等）危險因子（吳慧君，2005），因而影響個體身體健康和生活品質。成年期是人生歷程最長的階段，為人生發展重要過程的黃金時期，成年期早期約從 20 至 40 歲左右，而成年中期大約在 40-60 歲（黃久美等，2007）。個體生理方面隨著年齡的增長而開始退化，肌力、肌耐力及心肺耐力約 30 歲之後開始緩慢的衰退（林嘉志，2006）。且黃久美等提到人們在健康的明顯分界線為 35 歲。國家衛生研究院（2008）指出，目前人口結構朝向倒金字塔，整體人口數傾向少子化和高齡化的社會邁進，而國內現今進入 41-60 歲的人口最多，佔台灣整體勞動人口 58%。身處三明治世代的中年族群，照顧子女和年邁雙親責任增加，被擠壓在事業與家庭的忙碌生活、規律運動日益減少，導致在身心靈方面遭遇極大的挑戰，可能衍生出許多壓力和疾病（黃久美等）。因此未來進入中高齡其身體健康，不僅影響個人，也將影響到人口結構中仰賴他們扶養與照顧的其他成員，並且成年中期生理開始進入緩慢衰退階段，可見成年族群的壓力負荷之重（黃久美等）。規律運動對個體在生理（預防心血管、慢性疾病和骨質疏鬆等）與心理（減輕憂鬱、焦慮、緩和壓力、增加自尊等）有正面的助益（李新鏘、林宜美、陳美君、陳碧玉，1999）。因此，提昇人們運動參與度便顯得非常的重要。國內大專校院學校眾多。現今，少子化問題嚴重、國內人口負成長提早來臨，學齡人口銳減、人口結構老化衍生出相當多問題。首先，衝擊到教育體系、學校面臨招收不到學生的窘境，可能面臨人事裁減、整併或退場；高齡化社會、勞動力衰減，個人退休時間須再往後延長（教育部高教司，2008；賴昭穎，2010）。可能使服務於大專校院教職員工面對高壓力工作環境。而適當健身運動是舒緩壓力、降低壓力反應和焦慮，提高正面情緒的一帖良方(危芷芬、顏綵思、陳舜文、王紀涵、陳昭伶，2008；Landers & Arent,. 25.

(4) 國立臺灣體育運動大學學報第一期. 2001)。因此，瞭解大專教職員工的運動行為現況，對於其生活福祉有其重要性。在規律運動的推廣應該要由個人特質、心理因素與環境因素來著手改善。 Dishman (1994) 指出，行為是一種持久改變的歷程。而影響個體行為的因素相當多樣化，有可能受到個體特徵、心理因素、環境因素或政策的影響 (Sallis & Owen, 1997)。所以個體從事健身運動行為的理由、動機是多重且複雜。在持續參與運動的重要因素；蔡英美與王俊明（2006）提到，個體從事運動會受到意向、認知、興趣、態度、價值和動機等因素所影響。而動機是個體行為的方向、強度、堅持與表現的内在歷程（盧俊宏、卓國雄、陳龍弘，2005）。因此綜觀的角度來看，個體從事健身運動其實有非常多的理由，而且參與的理由是具有多樣性，有可能是內在動機、外在動機或者兩者兼具。 Goodman 與 Ballou (2004)研究發現，參與動機、知覺運動障礙和運動行為皆有相關，且缺乏動機是影響人們運動參與的主要因素之一。所以，促使研究者想要暸解在參與動機的層面中，何者會對大專教職員工從事健身運動行為產生影響。 Bandura (1977, 1986) 指出人類行為的產生、改變是認知、行為和環境三者交互影響。在社會認知理論中，知覺運動益處可等同結果期待，當個體知覺、評估從事某種行為後將獲得特定結果，則人們會受到激勵而去執行此行為。同樣，人們覺得沒有時間、適合場地、設備、天氣不好和缺乏運動技巧等，個人知覺運動障礙因素，亦會影響個體想要開始參與運動的行為。所以，知覺運動益處與運動障礙亦是探討健身運動行為的重要變項。當個體開始參與運動時，都體驗過運動技巧學習困難或肌肉酸痛等問題。可見參與運動時是需要付出努力與堅持的信念（盧俊宏等，2005）。而個體持續參與健身的重要因素為效能。自我效能為個體能夠成功完成一件工作的能力信念 (Bandura 1977, 1986) 。且認為有較高自我效能者會從事較具挑戰性事項，並且在工作上會付出更多的努力與堅持到底。對運動行為的預測時知覺自我效能為重要的預測因素（高毓秀、黃奕清，2000）。且在 Smith, Zalewski, Motl, Van Hart, 與 Malzahn (2010) 研究發現，運動自我效能是人們從事身體活動重要的預測因子。而在人生歷程最長的成年期階段，亦是人生階段的關鍵點，此時期如果能養成規律運動的生活習慣，在日後步入老年期時更可能採取動態生活方式，進而擁有良好的生活品質。因而，本研究想要瞭解大專教職同仁. 26.

(5) ˙大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響. 在知覺運動益處、障礙和運動自我效能等心理層面，對個體運動行為的影響。性別的差異在許多的健身運動行為研究中，都曾受到重視。但結果並不一致，例如在知覺運動障礙和運動自我效能等因素上，有研究結果為無性別差異情形存在（蔡英美、王俊明，2006）和女性的知覺運動障礙高於男性，在運動自我效能則為男性高於女性（徐國陽、吳松森、張光達，2008）。女性在運動參與動機中心理需求、疾病預防和社會需求高於男性，綜合效益與體重控制則無性別差異存在（蔡英美、王俊明，2006）。運動行為相關研究顯示，男性比女性有較高的運動參與行為（林思嫺、陳政友，2006)。不過，亦有研究結果顯示在運動行為上，並無性別差異的存在（林佑真、溫啓邦、衛沛文，2007；洪寶蓮、陳緋娜，2008；蔡英美、王俊明，2006）。而在大專院校服務的同仁大都為專業人士，亦為學生受教育最後階段重要影響者，因此當校園內教職員工運動風氣盛行，對於學生在「身教與言教」應可直接或間接的影響。教師喜愛運動行為的氛圍，可能對學生在運動健康信念產生某種程度的影響（王俊明，2007）。依據上述相關文獻探討，所以性別在各變項上，仍然沒有一致性的發現，值得進一步加以探討。因此，著眼運動參與動機、知覺運動益處、知覺運動障礙、運動自我效能和運動行為等，以蔡英美（2005）與李碧霞（2001）所提出的構面來加以瞭解。所以，本研究問題為性別在變項上是否有差異情形？研究假設為性別在各個變項上，應該有所差異。並且探討運動參與動機、知覺運動益處、知覺運動障礙與運動自我效能對運動行為的預測情形。. 貳、研究方法一、研究對象本研究以參加 98 年度全國大專院校網球比賽的教職員工為研究參與者，量表施測日期為九十八年一月份，研究者採取洽詢的方式尋找研究參與者。施測問卷前先徵求參與者的同意並簽署同意書，由研究者親自給予研究說明書，且解釋說明參與本研究目的、流程等指導語後，再進行健身運動行為、運動參與動機、知覺運動益處、運動障礙. 27.

(6) 國立臺灣體育運動大學學報第一期. 與運動自我效能等量表的填寫。量表發放之後，參與者可自由選擇作答與否，答題時間約為三十分鐘。在資料保密方面，採取不記名方式作答，填答後請參與者將問卷投入研究者準備的紙袋收回，其主要用意在讓參與者不論有無填答問卷都沒有身分曝露之疑慮。避免施測時量表的先後順序可能影響量表的信度，故設計四份不同順序的量表，採用抵消平衡法 (counterbalance) 減低可能產生的次序效應。本研究共發出 154 份量表，剔除無效量表 8 份，總計有效量表為 146 份。男性 101 位平均年齡為 47.54 ± 10.06、女生 45 位平均年齡為 39.20 ± 8.95。. 二、研究工具（一）運動參與動機量表由蔡英美（2005）所編製，共有 32 個題目五個構面：1.心理需求：從事運動可以讓個體降低焦慮、紓解壓力、穩定和改善情緒，增加自信心等共 9 題，「例題：從事運動可以減輕現實環境所帶來的壓力和緊張」。2.社會需求：從事運動可以與他人交往、互動，擴展其人際關係等共 5 題，「例題：從事運動可以讓我接觸許多. 。3.體重控制：從事運動可以使我管理好體重、保持身材等共 5 題，不同類型的人」「例題：從事運動可以讓我減重、瘦身」。4.疾病預防：從事運動可以減少疾病的. 。5.綜合發生、改善身體疾病等共 4 題，「例題：從事運動可以減少疾病的發生」性效益：從事運動可以獲得成就感和一種興趣等共 9 題，「例題：從事運動可以思考問題、解決困難」。答題方式採 Likert 五點量尺方式進行答題（1 = 非常不同意， 5 = 非常同意）。蔡英美編製運動參與動機量表，經探索性因素分析，其解釋變異量為 54.66%，各分量表的 Cronbach’s α 介於 0.79 至 0.93 之間。顯示該量表具有良好的效度和信度。本研究樣本五個分量表的 Cronbach’s α 值介於 0.83 至 0.95 之間具有恰當的內部一致性。（二）運動自我效能量表由李碧霞（2001）所編製，評估自己在不同情境下，還能從事規律運動的把握程度。共有 15 題單一個構面。「例題：如果沒有多餘的時間，我還能規律運動的把. 28.

(7) ˙大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響. 握程度」。答題方式採 Likert 十一點量尺方式進行答題（0 = 絕對沒把握，10 = 絕對有把握）。李碧霞編製運動自我效能量表，經體育、衛生教育和護理等專家學者進行效度的檢核，Cronbach’s α 預試為 0.95 、再測信度為 0.96 及正式施測為 0.95。顯示該量表具有可接受的信度和效度。本研究的 Cronbach’s α 值為 0.95。（三）知覺運動益處量表由李碧霞（2001）所編製，為單一構面共有 10 題。研究參與者評估自己所感覺到的運動益處。「例題：我覺得運動可以使人身體健康」。答題方式採 Likert 四點量尺方式進行答題（1 = 非常不同意，4 = 非常同意）。李碧霞編製知覺運動益處量表，經七位專家學者分別進行效度之考驗，其 Cronbach’s α 預試、再測及正式施測都為 0.93。顯示該量表具有可接受的信度和效度。本研究的 Cronbach’s α 值為 0.91，具有良好的內部一致性。（四）知覺運動障礙量表由李碧霞（2001）所編製，共有 15 題單一構面。評估自己所感覺到的運動障礙程度。「例題：我會因為心情不好，而不去運動」。答題方式採 Likert 四點量尺方式進行答題（1 = 非常不同意，4 = 非常同意）。李碧霞編製知覺運動障礙量表，經七位體育、衛生教育和護理等領域之專家學者，由不同領域的觀點對題目內容，分別進行效度的檢核。 Cronbach’s α 值預試為 0.91 、再測信度為 0.93 及正式施測為 0.95。顯示該量表具有不錯的信度和效度。本研究樣本的 Cronbach’s α 值為 0.89。（五）運動行為本研究所指的運動行為是以運動頻率、強度與持續時間三者所乘的數字為指標，並依據 Fox 與 Corbin (1989) 所使用之公式：運動行為＝頻率×（平均強度＋持續時間），就研究參與者所填資料，以公式計算後所得數字越高，表示個體運動參與的行為愈高。. 29.

(8) 國立臺灣體育運動大學學報第一期. 三、資料處理本研究所使用的統計方法包括：描述性統計、積差相關、獨立樣本 t 考驗及多元階層迴歸分析，採用 SPSS 統計套裝軟體進行分析，各項統計考驗的顯著水準均定為 α = .05。. 參、研究結果與討論一、運動參與動機、知覺運動益處、運動障礙及運動自我效能等變項描述性統計資料本研究以 146 位大專教職員工為樣本。各分量表平均數、標準差、偏態、峰度及 Cronbach α 係數請參閱表一。大專教職員工在運動參與頻率方面，以每週二、三次最多，佔 55.19%。在運動強度方面，運動的感受以感覺輕鬆 45.45% 居多、有點吃力 25.68% 次之。而在每週的運動時間以 50 ~ 61 分鐘為最多佔 30.52%。由結果顯示出本研究對象在運動行為的參與程度頗佳。所以，當個體教育程度愈高者，藉由知識的驅策和持續良好的身體活動，進而維持健康生活型態（周適偉、林瀛洲、李祈德、黃美涓， 2004）。表1. 各變項描述統計摘要表. 平均數. 標準差. 偏態. 峰度. Cronbach α. 心理需求. 4.15. 0.59. -1.37. 5.35. 0.95. 體重控制. 4.16. 0.63. -0.58. 0.40. 0.92. 疾病預防. 4.12. 0.52. -0.08. 0.53. 0.85. 社會需求. 3.78. 0.59. -0.56. 1.12. 0.83. 綜合性效益. 4.00. 0.53. -0.21. 0.42. 0.88. 知覺運動益處. 3.48. 0.42. -1.05. 4.11. 0.91. 知覺運動障礙. 2.33. 0.44. -0.14. 0.95. 0.89. 運動自我效能. 5.21. 2.00. -0.38. -0.01. 0.95. 24.47. 13.65. 0.46. -0.54. 分量表. 運動行為. 30.

(9) ˙大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響. 各變項相關矩陣請參閱表二。運動行為和運動自我效能有正相關 (r = .41, p < .05) ，與知覺運動障礙有負相關 (r = -.30, p < .05) 。顯示出運動自我效能愈高、知覺運動障礙較少，則運動行為的產生也會越高。表2 1.心理需求 2.體重控制 3.疾病預防 4.社會需求 5.綜合性效益 6.知覺運動益處 7.知覺運動障礙 8.運動自我效能 9.運動行為 * p＜.05. 1 － 0.65* 0.61* 0.60* 0.76* 0.36* -0.34* 0.27* 0.03. 各變項相關矩陣. 2. 3. 4. 5. 6. － 0.65* 0.51* 0.62* 0.37* -0.27* 0.35* 0.05. － 0.51* 0.66* 0.43* -0.23* 0.23* -0.03. － 0.65* 0.26* -0.28* 0.28* 0.08. － 0.47* -0.42* 0.43* 0.07. － -0.34* 0.41* 0.05. 7. 8. －－ -0.55* -0.30* 0.41*. 二、不同性別大專教職員工在各變項之比較（一）性別在運動參與動機之比較不同性別結果顯示，在心理需求 ( t (144) = 1.04, p > .05) 、體重控制 (t (144) = 0.91, p > .05) 和疾病預防 (t (144) = 1.47, p > .05)等三個因素上並無明顯差異。研究發現在心理需求構面和周嘉琪與張清源（2005）的研究顯示相同，由於從事運動可以放鬆情緒、減緩焦慮、紓解日常或工作壓力、減少憂鬱，帶來愉悅的心情、增加自信心，對個體的效果是相同，在性別上較不可能有所明顯的差異。在疾病預防的構面上，本研究的發現與蔡英美和王俊明（2006）雖然在相同的量表及研究參與者年齡層雷同，研究結果並不一致。探究可能原因為，本研究參與者教育程度普遍較高，而蔡英美與王俊明的研究參與者教育程度分佈較為廣泛，在教育程度上有所差距。周適偉等（2004）研究指出，教育程度高者，對健康訊息會愈加重視，相對健康行為愈高。在體重控制的研究結果和林佑真等（2007）及蔡英美和王俊明（2006）的研究發現一致，性別對體重控制並未有差異性存在。可能原因，不論在男性或女性的大. 31.

(10) 國立臺灣體育運動大學學報第一期. 專教職工對於健康與體態上議題都較為注意，所以性別可能並非是影響此構面的因素。而在社會需求與綜合性效益有性別差異情形存在。分析結果顯示男性 (3.85 ± 0.58) 在社會需求因素高於女性 (3.63 ± 0.60)，t (144) = 2.06, p < .05, ω2 = .02。同樣，綜合性效益也是男性 (4.07 ± 0.52) 高於女性 (3.84 ± 0.53)，t. (144). = 2.50, p < .05,. ω2 = .04 ，兩者皆具有低度關聯強度，表示性別對兩個因素有低度的解釋力。可能原因為男性在中年時期比女性，對社交方面更加需要，且有較多閒暇時間來從事社交活動與培養興趣（林子淳、郭富舜，2008；陳彰惠、周汎澔，2008）。（二）性別在知覺運動益處、知覺運動障礙、運動自我效能和運動行為之比較在知覺運動益處因素，結果顯示男性 (3.54 ± 0.38) 顯著高於女性 (3.34 ± 0.49)，t (144) = 2.79, p < .05, ω2 = .04 屬於低度關聯強度，表示性別對知覺運動益處有低度的解釋力。研究結果和林欣儒、蔡忠昌、王宗進與張家昌（2006）的研究發現相同。由表二相關矩陣中知覺運動益處與運動自我效能呈現正相關，其相關係數為 0.41, p < .05 與性別中的平均數，顯示出男性知覺運動益處越高者，則其展現出來的運動自我效能也相對較女性來得高。而女性 (2.56 ± 0.41) 在知覺運動障礙因素顯著高於男性(2.23 ± 0.42)，t (144) = -4.39, p < .05, ω2 = .11，屬於中度關聯強度。表示性別對知覺運動障礙因素具有中度的解釋力。研究結果和林欣儒等（2006）；高毓秀與黃奕清（2000）的研究發現一致。張振崗（2005）指出女性從事運動較男性有較多的受限，傳統觀念的束縛，在社會與家庭的角色所形塑出的價值觀，致使女性的知覺運動障礙顯著高於男性。女性教師在下班之後須兼顧家庭，而家庭因素亦是造成個體感受到運動障礙的因素之一（林子淳、郭富舜，2008）。另外，在運動自我效能因素則男性 (5.63 ± 1.75) 顯著高於女性 (4.26 ± 2.20)，t (69.74) = 3.68, p < .05, ω2 = .08，屬於中度關聯強度，表示性別對運動自我效能具有中度的解釋力。研究發現與李碧霞（2001）、蔡英美與吳淑卿（2004）、謝偉雄與葉麗琴（2008）及 Milligan, Burke, Beilin, Richards, Dunbar, 和 Spencer 等(1997) 的研究一致，在運動自我效能構面皆為男性高於女性。性別在運動行為的研究結果 (t (144) = 0.84, p > .05). 32.

(11) ˙大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響. 跟林佑真等（2007）及蔡英美和王俊明（2006）的研究發現一致，性別在運動行為上並無明顯差異性存在。. 三、運動參與動機、知覺運動益處、障礙和運動自我效能對運動行為的預測情形以多元階層迴歸分析來檢驗運動參與動機、知覺運動益處、知覺運動障礙及運動自我效能與運動行為的預測情形，其中運動參與動機（心理需求、體重控制、疾病預防、社會需求和綜合性效益）、知覺運動益處、知覺運動障礙及運動自我效能為預測變項，運動行為為效標變項。迴歸分析以二個階層進行，第一階放入運動參與動機等變項；盧俊宏等（2005）提到在社會情境中的個體產生學習主要是受到動機或驅力所影響。而多數人是擁有多重參與運動的動機，因此個體的動機型態，會促使個體去思考、認知是否要去採取行動。第二階再放入知覺運動益處、知覺運動障礙及運動自我效能等變項；Lox, Martin Ginis, 與 Petruzzello (2006) 指出當人們行為產生改變有三個要素，首先為思考參與活動的選擇，再者為個體對執行、維持運動的能力知覺，與衡量該運動帶來的益處或排除障礙的認知及評價的過程。因此，經由相關文獻來判斷、決定各個變項進入階層迴歸分析的步驟。變項的平均數、標準差，請參閱表一。共線性檢驗顯示八個預測變項的容忍值介於 .28 ~ .68 間、VIF 值介於 1.46 ~ 3.57 之間和 Durbin – Watson 檢定值為 1.57，顯示殘差無自我相關，應可排除多元共線性及單一性的顧慮。各變項之間的相關係數，請參閱表二。標準化迴歸係數(β)、R、R2 校正 R2 值與△R2，請參閱表三。、. 第一階放入心理需求、體重控制、疾病預防、社會需求和綜合性效益，結果顯示運動參與動機各變項對運動行為沒有顯著預測力， F (5, 140) = 0.62, p > .05，解釋變異量為 2.20%。第二階放入知覺運動益處、知覺運動障礙及運動自我效能三個變項，對運動行為的預測力有顯著增加， F (3, 137) = 10.85, p < .05，解釋變異量為 21.00%。整體而言心理需求、體重控制、疾病預防、社會需求、綜合性效益、知覺運動益處、知覺運動障礙及運動自我效能，八個預測變項對運動行為的解釋變異量為 20.90%（校正為 16.30%）。但是，只有運動自我效能對運動行為的預測具有影響力 β = .43, t = 4.29, p. 33.

(12) 國立臺灣體育運動大學學報第一期. < .05 。運動自我效能感覺愈高，則個體規律運動的比例愈高，與李碧霞（2001）和張淑紅、張玨、高月梅、蕭雅竹與吳麗瑜（2006）的研究相似。表3. 運動參與動機、知覺運動益處、障礙和運動自我效能對運動行為的多元階層迴歸分析. 預測變項第一階心理需求體重控制疾病預防社會需求綜合性效益第二階心理需求體重控制疾病預防社會需求綜合性效益知覺運動益處知覺運動障礙運動自我效能 *p < .05. β. t. -.06 .09 -.17 .78 .12. -0.44 0.71 -1.34 0.68 0.83. .01 -.02 -.06 .06 -.12 -.11 -.14 .43. R .15. R2 .02. △R2. .46*. .21*. .19*. 0.08 -0.14 -0.53 0.57 -0.83 -1.14 -1.51 4.29*. 肆、結論與建議一、結論結果顯示，性別在運動參與動機（心理需求、體重控制與疾病預防）及運動行為間並無差異存在。但在運動參與動機（社會需求和綜合性效益）與知覺運動益處及運動自我效能男性皆高於女性，而女性在知覺運動障礙則高於男性。對於運動行為的預測方面，只有運動自我效能對運動行為有預測力，解釋變異量為 20.90%。. 34.

(13) ˙大專教職員工健身運動動機與健康信念對健身運動行為的影響. 不同性別的大專教職員工在運動參與動機各分量表，由研究結果與蔡英美和王俊明（2006）的結果發現並不一致。在研究參與者的年齡層和運動參與動機量表大致相同的情況，但研究發現有所差異，可能是教育程度的差異問題，由於本研究參與者的教育程度普遍較高，而蔡英美與王俊明（2006）的研究參與者在教育程度分佈較為廣泛，而產生研究發現有不一致的情況。由知覺運動益處和運動自我效能的相關係數中，發現當個體知覺運動益處愈高，相對運動自我效能亦會提昇。女性在知覺運動障礙因素比男性高，可能原因為女性在工作之餘，對家庭照顧上比男性花費更多精力和時間，致使女性的知覺運動障礙顯著高於男性。研究參與者對規律運動的把握程度，在運動自我效能的得分男性和女性的平均數為 5.63 和 4.26，顯示研究參與者大約只有五成規律運動的把握程度。因此，若有阻礙因素產生時，則個體沒有把握去從事健身運動的可能性相對提高。進一步來說，女性研究參與者的知覺運動障礙因素高於男性，則對規律運動的把握程度相對減弱，進而降低去從事規律運動的行為。. 二、建議在研究中發現，女性教職員工在從事運動時所感受到的障礙因素比男性高，可能原因為女性扮演多重角色，身兼職業婦女和家庭主婦的身份，在缺乏時間或時間被分割，造成無法長時間規律運動。因此，建議學校可以加強職工運動，利用午休時間開設教職員工運動班（例如：有氧舞蹈、健走、羽球或桌球等項目），減輕缺乏時間與環境的障礙因素。而運動自我效能是對運動行為的預測因子，當個體能夠成功完成一件工作的能力信念強烈，則會增強從事或繼續維持規律的運動行為。以 Bandura (1977) 在增強自我效能的來源中的口頭說服，可以辦理健康運動講座，給予規律運動益處的視覺強化和言語的鼓勵與激勵；在情緒狀態，活動的流程予以營造熱絡的氛圍、社交氣氛的活絡，則能提高個體正面的情緒，亦能增強對自己的信心程度。這些增強來源是可以形塑，藉由認知過程，塑造環境和訊息的傳遞，給予個體在認知的再教育、影響。希望能促使個體對自我能力信念的提昇，進而參與、提高規律運動行為。本研究參與對象，屬於經常從事運動的族群。所以在推論研究結果至影響大專教. 35.

(14) 國立臺灣體育運動大學學報第一期. 職員工運動行為的相關因素時，有可能因運動參與的程度及運動屬性的差異，而造成相關推論之限制。在研究參與者性別人數方面，礙於在研究現場徵求同意之後，實際參與的受試者以男性居多，以致受試者男女性別比例不平均。因此，結果在推論至大專女性教職員工時可能造成相關推論之限制。未來研究可以將參與不同運動項目納入研究測量，進一步考驗有關影響個體參與行為的因素，對健身運動行為產生的影響力。. 參考文獻王俊明（2007）。大學生知覺體育教師領導行為對運動健康信念、身體活動行為與意圖的影響。大專體育學刊，9(1)，13-22。危芷芬、顏綵思、陳舜文、王紀涵、陳昭伶（譯）（2008）。心理學。臺北市：華騰文化。 (Carlson, N. R., Heth, C. D., Miller, H., Donahoe, J. W., Buskist, W., & Martin, G. N., 2007) 行政院衛生署國民健康局（2009）。2008~2009 國民健康局年報。臺中市：作者。李新鏘、林宜美、陳美君、陳碧玉（譯）（1999）。健康心理學：行為與健康入門。臺北市：心理。(Brannon, L., & Feist, J., 1996) 李碧霞（2001）。中年人運動階段、身體活動及其影響因素之研究∼以臺北市中山區居. 民為例。未出版博士論文，國立臺灣師範大學，臺北市。吳慧君（2005）。身體活動與靜態工作者的健康。苗栗縣：國家衛生研究院。林子淳、郭富舜（2008）。花蓮縣教師健康促進生活型態之研究。運動傳播學刊，1，51-61。林佑真、溫啟邦、衛沛文（2007）。台灣地區成年人之休閒運動行為與健康行為、健康狀況、健康相關生活品質之關係探討。台灣衛誌，26(3)，218-228。林欣儒、蔡忠昌、王宗進、張家昌（2006）。青少年知覺運動益處與知覺運動障礙差異之研究：以新竹磐石高中為例。彰化師大體育學報，6，331-341。林思嫺、陳政友（2006）。宜蘭縣高中(職)教師健康促進生活型態及相關因素之研究。. 衛生教育學報，26，33-53。林嘉志（譯）（2006）。ACSM 健康與體適能證照檢定要點回顧。臺北市：品度。(Roitman, J. L., 2001). 36.

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