學童運動自我設限量表
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學童運動自我設限量表之修訂研究
卓國雄
國立臺南大學體育學系
摘要
緒論：鑒於國內缺乏探究國小學童選手運動自我設限之測量工具，本研究 目 的 旨 在 以 心 理 計 量 分 析 驗 證 修 訂 版 的 學 童 運 動 自 我 設 限 量 表 之 建 構 效 度 及 效標關聯效度。方法：本研究分為二個次研究，研究一以 412 位學童運動選手 為研究對象並隨機分成二組各為 206 位受試的獨立樣本，第一組樣本進行項目 分析及探索性，研究二則以第二組參與者進行驗證性因素分析，最後再以 412 位樣本考驗效標關聯效度。結果：經項目分析及探索性因素分析保留「辯解因 素」的單因素七個題項，接著再以驗證性因素分析考驗假設性測量模式，結構 方程模式分析顯示 GFI = .92、RMSEA = .04、CFI=0.98、NNFI = .98 六題單因 素模式具有良好的建構效度；相關分析支持本量表的效標關聯效度，效標變項 與自我設限構念呈顯著正相關 (r = .41, p < .001)。結論：單因素運動自我設限 測量模式較適配國小學童選手之實徵觀察樣本，適合國內研究國小運動選手自 我設限議題之測量工具。未來研究應進一步驗證其是否具有跨性別或年級之測 量恆等性效度。關鍵詞：學童選手、自我設限、害怕失敗
通訊作者：卓國雄 E-mail：g870017cho@mail.nutn.edu.twDOI：10.3966/2226535X2016060502004
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壹、緒論
一、研究問題及背景
運動競技乃是一種高度公開且透明的評價情境。因此，選手處於運動競技 情境時很容易就會遭遇自尊的威脅。Schwinger 與 Stiensmeier - Pelster (2011) 研 究 指 出 ， 自 我 設 限 行 為 是 個 體 面 對自 我 威 脅 時 的 調 節 自 尊 策 略 。 Clarke 與 MacCann (2016) 指 出自我設限是評價事件發生前的預先障礙，而非一種事後諸 葛的歸因。換言之，當個人預設障礙（失敗的藉口）時，那失敗的真正原因將 無法確實釐清而限於模糊狀態，若要針對失敗給予負面評價將更不容易歸咎原 因，正因為如此，自我設限行為將使個體避免受到能力的負面評價。舉例來說， 某選手於比賽前告訴教練說昨晚拉肚子沒睡好，比賽結果一如預期表現得很差， 教練很不滿意他的表現但又無法針對他的表現給予責備，因為這位選手糟糕表 現的真正原因到底是拉肚子沒睡好導致，還是比賽專注態度不足所致，實難究 因。針對這種自我保護的現象稱之為自我設限 (Self-handicapping)。 自我設限常常是一個人爲了逃避因失敗而遭自負面評價的自我保護手段， 所以當有失敗的可能發生時個體就會在能力被評價前構築一道防火牆，以抵禦 失敗後遭到他人對其能力的負面貶抑。根據 Berglas 與 Jones (1978) 對於自我 設限的定義指出，自我設限的行為具有雙重功能，其一是預先於能力被評價發 生前提出一些影響能力表現的障礙，藉此做為失敗的原因；其二是如果能力評 價獲得正向的結果，這時預先提出的藉口就轉變成獲得成功所克服的困難，亦 即在不利能力表現的狀況下依然能成功表現，表示自己是有能力的。因此，自 我設限乃是一種有礙於表現動機和運動表現的心理。在競技運動場域中，選手 們不外乎追求更高、更遠和更快的體能極致表現，理當選手都應充滿鬥志以發 揮最大潛能為要，怎能有鴕鳥的畏縮心態和不積極表現的逃避心理。值此之故， 教 練 或 教 育 人員 若 能 於 平日 練 習 或 上課 時 偵 測 或 覺察 出 選 手 /學 生 有 自我 設限 的傾向和行為，就更能找出原因加以輔導和糾正這些不利能力表現的消極行為
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和想法。 事實上，教育心理學領域的自我設限概念也常是一個被探究的主題，但是 相較於教育情境，競技運動或體育課領域的自我設限議題研究就顯得較少，運 動成就表現情境的公開透明度比學業成就表現情境高，亦即能力評價的結果和 表現的狀況是無法隱匿的。究此原因，運動情境中自我設限行為發生的機會應 該是比教育情境中的學業表現情境高。Trautwein, Lüdtke, Köller, 及 Baumert (2006) 研 究 指 出 自 尊 和 成 就 有 著 密 切 的 相 關 ， 自 尊 從 小 學 時 期 就 受 到 成 就 (achievement) 以 及 來 自 他 人 鑒 識 (appreciation) 的 影 響 。 Alesi, Rappo, 及 Pepi (2012) 提出對於自尊有關的自我評價通常發生在早期的學校生活，也就是 說孩童的學校生活是其影響自尊的重要時期。Passer (1983) 研究顯示學齡的學 童選手在意比賽輸贏結果，因為輸贏將直接影響其對表現成功/失敗的認定，進 而引發情緒和行為反應，證據指出年少選手害怕失敗的憂慮主要來自輸了比賽、 表現不佳、表現失誤或被教練父母責難等。另外根據 Covington (1992) 動機的 自我價值理論指出，當個體面對一項工作威脅時就會採取防衛性措施（如自我 設限）以保護自尊和自我形象。Kimble, Kimble, 及 Croy (1998) 研究發現自 我設限策略的運用與知覺工作的重要性有關，愈是知覺工作重要就越有可能採 取自我保護的行為。況且 Treasure (2001) 也指出競技運動是受到學童或青少年 歡迎的且是被認為一個重要的成就情境。再者，Eronen, Nurmi,及 Salmela-Aro (1998) 根據 發 展的 觀點 (developmental perspective) 指出 自我 設 限策 略主 要發 生於青少年前期 (preadolescence) 和青少年期。根據以上論述，本研究認為國 小學童選手在運動競技情境中會有高的社會比較氛圍，容易感到自尊受到威脅 而採取自我設限策略來保護自尊的自我防衛行為？然而，可能受限於運動情境 中自我設限測量工具的缺乏，尤其在國內針對國小學童運動選手的自我設限測 量工具更是完全闕如。 然而過 去有關研究發 現，心理學研 究中廣泛使 用 Rhodewalt (1990) 發展 的 25 題版自我設限量表 (Self -handicapping Scale, 簡稱 SHS)，此量表係 Jones 與 Rhodewalt 在 1982 年編製而成，主要是自陳式問卷形式共計 25 題，題目設48
計為詢問受訪者有關在被評價的情境下表演展現時會採取出不努力、生病或因 循拖延等自我設限的行為 傾向，量尺設計採六點量尺從非常不同 意＝ 0 ~ 非 常同意 = 5。之後 Rhodewalt (1984) 進行量表之因素結構分析發現有二個主要 因素分別是「辯解」(excuse making)，例如：當我犯錯時我第一個念頭就是責 怪環境 和「努力或動機的關注」(concern about effort or motivation)，例如：假 如我再努力一點就可以做得更好了；其中「辯解」因素解釋變異量為 17.4%， 另一個因素解釋變異量 10.9%。接著 Strube (1986) 以 20 題版的 SHS 為藍本 採主成分分析法，研究結果發現了 10 題版單因素模式的自我設限量表，但是 這 些題目 間存在著 中度的 同質性 問題。 相似地 ， Zuckerman, Kieffer, 及 Knee (1998) 採用二個不同樣本群進行 25 題版 的 SHS 進行探索性因素分析，研究結 果指出量表為 14 題單因素的測量模式。但是 Martin 與 Brawley (1999) 以二 因素版的 SHS 進行三個不同樣本群的驗證性因素分析，結果發現量表的假設模 式無法與實徵觀察資料適配。McCrea, Hirt, Hendrix, Milner, 及 Steele (2008) 研究指出 SHS 為二因素結構，並將因素分別命名為「宣稱性」(claimed)和「行 為性」(behavioral)自我設限，所謂宣稱性的自我設限行為是口頭說說但未真實 發生，反之行為性的就是實際發生的行為，藉以區分自我設限行為的差別。此 外，自我設限測量工具的翻譯版本研究也發現，因素結構亦呈現不一致的結果， 有 的 是 單 一 因 素 結 構 (Akin, 2012)； 有 的 是 二 因 素 結 構 (Kraiem & Bertsch, 2011) 。 值 至 今日 的 研究 亦 指出， 自我設限量表可能是多元因素的架構，但是 對 於 自我 設 限的 最佳 因 素結 構 卻尚 未有 一 致地 看 法， 因為 單 因素 (one-factor) 和多因素 (multifactorial structure) 的因素結構都曾被發現過。至於國內自我設 限 量 表 測 量 結 構 的 研 究 也 同 樣 出 現 不 一 致 的 結 果 ， 如 陳 偉 瑀 (2001) 以 Rhodewalt (1990) 的 14 題短 版 SHS 為藍本，結果發現一個 14 題 單一 因 素的測 量模式。之 後，吳佳煇、王澤惠及林 以正 (2004)又依據 陳偉瑀以二年制專科生 為研究對象修訂而成的 14 題運動自我設限量表為藍本，以選修體育課及運動 團隊之大學生為對象，經探索性及驗證性因素分析發現該量表為「辯解」及「努 力」二因素之運動自我設限量表。在此研究中，雖然透過探索性及驗證性因素
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分析顯示具有不錯的信效度，但吳佳煇等卻將量表中的第 8 題「有時候我覺得 生病或受傷也蠻好的，因為這樣正好可以解除下場比賽的壓力」誤歸為「努力 因素」，反而把第 7 題「假如我再努力一點練習，我會有更好的表現」誤歸為 「 辯解 因素 」，顯 然測 量的 題目與 潛在因 素內 涵是不 相符 的。 其次， 在其 最後 保留下來的 7 題中，屬於努力因素的第二題測量誤超過 1.0，代表此一測量題 目不佳。基於這樣的問題背景，運動自我設限量表確實有再審視測量模式之必 要。其次，陳偉瑀和吳佳煇等工具修訂研究的對象及情境大多為修習體育課的 大學生或二專生。所以本研究試圖修訂出一份適用於測量國小學童運動選手且 具備信度和建構效度的運動自我設限量表。 儘管 SHS 在有限的以及運用不同心理計量分析法所得的研究結果不同，但 是 SHS 仍然是被廣泛使用的一種自陳式自我設限測量工具，而且 Strube (1986) 的 10 題版及 Rhodewalt (1990) 的 14 題短版自我設限量表仍普遍取代了全版的 自我設限量表 (Martin, Marsh, & Debus, 2003; Zuckerman & Tsai, 2005)。因此， 本研究將採取陳偉瑀 (2001) 依據 Rhodewalt 14 題的短版自我設限量表之中文 化版本為藍本，並調整題項語意使適合國小學生閱讀之測量工具後進行後續的 心理計量分析。最後，Birney, Burdick, 及 Teevan (1969) 指出害怕失敗係指個 人對於失敗後果的一種憂慮心理，也就是說個體對於評價事件結果的一種預期 性心理反應，所以當個體預期失敗的可能性提高時其害怕失敗的心理傾向也將 越強烈。因此，害怕失敗程度越強烈者，其自我設限行為也將會愈頻繁出現。 先前研究發現，害怕失敗與自我設限有正相關存在 (Chen, Wu, Kee, Lin, & Shui, 2009; Elliot & Church, 2003)。 據此本研究乃將以害怕失敗做為運動自我設限量 表的效標以進行效標關聯效度分析。 綜合上述，本研究之主要目的為試圖以競技運動為背景脈絡，建構一份適 用於國小運動場域測量學童選手運動自我設限的評估工具，並進一步修正吳佳 煇等 (2004) 將題目 錯置及測量誤差過大的問題，以及陳 偉瑀 (2001) 在進行 因素分析時未考量部分題項有跨因素或與原因素向度內涵不符之刪題問題。因 此本研究試圖探究國小運動選手自我設限之測量模式為何，並重新採取項目分50
析、探索性及驗證性因素分析、效標關聯效度等心理計量分析方法來釐清運動 自我設限量表的因素建構效度。二、研究目的
根據上述研究背景，本研究目的旨在檢驗修訂後之學童運動自我設限量表 是否具有良好的內部一致性信度、建構效度及效標關聯效度。三、資料處理
本研究所得資料以 SPSS for Windows 12.0 版統計套裝軟體進行描述統計、 項 目 分 析 、 探 索 性 因 素 分 析 、 效 標 關 聯 效 度 及 內 部 一 致 性 信 度 考 驗 。 並 以 LISREL 8.53 版統計軟體進行驗證性因素分析，藉以考驗從探索性因素分析所 得之假設性測量模式與蒐集實徵樣本資料間的適配程度，做為決定測量模式之 建構效度良好與否的判斷。貳、方法
本研究主要目的透過心理計量分析方法，重新驗證陳偉瑀 (2001) 中文化 運動自我設限量表之因素向度，使成為適合測量國小學童選手之「學童運動自 我 設限 量表 」。本 研究 分作 二個次 研究進 行， 研究一 以項 目分 析及探 索性 因素 分析探尋出適合國小運動選手運動自我設限的因素結構。研究二以結構方程模 式進行驗證性因素分析檢驗其建構效度。最後，以皮爾遜積差相關分析驗證以 害怕失敗為效標變項的效標關聯效度。研究一 探索性因素分析
一、 研究對象
本研究對象為國小學童運動選手，問卷經回收後剔除規律作答、漏答等無 效問卷 26 份後，共獲得 412 份有效問卷。其中男生有 250 名、女生 162 名。學童運動自我設限量表
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六年級學生有 82 名、五年級 79 名、四年級 130 位、三年級 121 名，平均運動 年齡為 1.76 年 (SD = 0.87)，平均每週練習時數 3.75 小時 (SD = 1.29)。本研究 一對象乃從 412 位國小學童選手中隨機抽取 50%，共計 206 位，男生 116 名、 女生 90 名。六年級 46 名、五年級 37 名、四年級 65 位、三年級 58 名，平均 運動年齡為 1.86 年 (SD = 0.96)，平均每週練習時數 3.80 小時 (SD = 1.27)二、 研究工具
（一）運動自我設限量表 本研究工具採陳偉瑀 (2001) 依據 Rhodewalt (1990) 14 題的短版自我設 限量表之中文化版為藍本，共計 14 題。本量表經題項語意調整使適合國小學 生 閱讀 後命名 為「 學童 運動自 我設 限量 表」。問 卷包括 二個 部分 ：第一 部分為 基本資料，包括個人基本資料(性別、年級)、運動背景資料(運動年齡、每週練 習時間)。第二部分則是 14 題版的運動自我設限量表，本量表共分為「辯解因 素」、「努力因素」等二個分量表。各分量表的題目皆為正向計分題，僅第 7、4 題 為反 向計分 題。 辯解 因素題 目內 容如 ：「 當運 動表現 不好 時， 我常常 認為是 別 人在 場影響 我的 」； 努力 因素的 題目如 「假 如我再 努力 一點 練習， 我會 有更 好 的表 現」。另外 ，本 研究 也考慮 到華人 趨中 作答的 思考 脈絡 ，所以 採用 李克 特氏六點量尺設計，從 1＝「完全不符合」，2＝「不符合」，3＝「有點不符合」， 4＝ 「有點符合」，5＝「符合」到 6＝「完全符合」，如此受試者的反應比較能 避免受文化脈絡影響所造成的填答偏誤。 （二）學童選手運動表現失敗評估量表 本研究採用卓國雄與盧俊宏 (2008) 編製的「學童選手運動表現失敗評估 量表」作為測量研究對象害怕失敗心理傾向的工具。本量表共 22 題，為六個 一階因素所形成的二階測量模式，六個一階因素分別為「害怕辜負重要他人期 望」、「害怕遭重要他人離棄」、「害怕顯現低能力/缺乏控制力」、「害怕丟臉」、 「害怕喪失表現機會」、「害怕遭到責罰」，二階因素則為害怕失敗。「害怕辜負 重要他人期望」 因素題目內容如：「當我比賽或練習表現不好時，我覺得父母52
親會很失望」；「害怕遭重要他人離棄」因素的題目如「比賽或練習表現不好時， 我會害怕教練不想教我了」，「害怕顯現低能力/缺乏控制力」因素的題目如「比 賽或練習表現不好時，我都會覺得是自己能力不好的關係」，「害怕丟臉」因素 的題目如「比賽或練習表現不好時，我會擔心別人嘲笑」，「害怕喪失表現機會」 因素的題目如「正式比賽或練習比賽表現不好時，我會擔心教練把我換下場」， 「害怕遭到責罰」因素的題目如「比賽或練習表現不好時，我會擔心教練以操 體能作為處罰」。本測量工具採用李克特氏六點量尺設計，1＝完全不符合到 6 = 完全符合。經研究顯示，本量表總解釋變異量達 58.83%，各分量表的 Cronbach’s α 分別為.85、.85、.80、.86、.83、.76。整體模式適配度評鑑指標如 GFI＝.92、RMSEA＝ .04、AGFI＝ .90、NNFI＝ .98 等也都通過門檻值，顯示此量表具有良 好的建構效度。
四、研究程序
首先研究者於比賽前取得教練及家長同意，待比賽期間再至現場利用選手 比賽空檔進行問卷填答。研究人員施測時先向研究對象說明本研究目的及所需 配合事項，經研究對象同意協助量表填答後進行集體施測。施測程序依下列步 驟行之，開始時施測者先向學童選手簡要講解研究目的、問卷性質與保密問題。 為能讓學童選手放心作答，施測人員宣告本研究問卷採匿名填答且保證所得資 料僅供學術研究之用並絕對保密。問卷發放之後可自由選擇作答，無意願作答 者則請先行離開，願意作答者立即簽署受試者同意書並由研究者贈與一份小禮 品以表達謝意。總共答題時間約為 5-10 分鐘之間。五、結果
本研究量表係以陳偉瑀 (2001) 依據 Rhodewalt (1990) 14 題的短版自我設 限量表所修訂之中文化版本為藍本，為能了解本量表是否適合國小學童選手之 運動自我設限的潛在因素結構，故採探索性因素分析以決定量表之因素結構。 進 行 因 素 分 析 前 ， 本 研 究 以 Kaiser (1974) 取 樣 適 切 性 量 數 值 (KMO) 與學童運動自我設限量表
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Bartlett 球形考驗，檢驗是否變項的相關係數不同且大於 0，顯著的球形考驗表 示 相關 係數足 以作 為因 素分析 抽取 因素 之用 ，結果 顯示 KMO 值 為 .86，根據 Kaiser 的判斷標準， KMO 值大於 .70 以上就表示選擇樣本適合進行因素分析， Bartlett 值為 .001，p < .05 達顯著水準，根據以上二種判定取樣適切性的統計值 顯示，本研究所蒐集的樣本資料適合進行因素分析。經 主 軸 因 子 法 (principal axis factor) 並 以 最 優 斜 交 轉 軸 (promax) 萃 取 特徵值大於 1.0 的因素，結果顯示原屬「辯解」因素中的第 9、12 題落至「努 力」因素，而原屬「努力」因素中的第 2、6 題落至「辯解」因素中，故將上 述四題予以刪除再進行一次因素分析。結果顯示所有題目皆分別落入原量表的 因素向度內，且因素負荷量都大於.50（如表 1）所示。其中，「辯解」因素包 括第 1、5、10、14、11、8、13、3 等 8 題；「努力」因素包括第 7、4 等二題， 解釋變異量為 40.74%。本量表一方面為求題數的精簡以使國小學童容易作答增 加內在效度，二方面則希望提升整體量表的建構效度 (Fornell & Larcker, 1981; Hair, Black, Balin, & Anderson, 2010)，基於上述原因乃將因素負荷量標準提高 到.55，因此刪除了第 3 題。刪除第 3 題後，經再次進行探索性因素分析後，辯 解因素剩下第 1、5、10、14、11、8、13 等 7 題，總解釋變異量提高到 41.82%。 在項目分析中以決斷值 (critical ratio ; CR) 考驗各題項的鑑別度，本研究 採總得分的高分組（前 25%的受試者）和低分組（後 25%的受試者）受試者在 每一題得分的差異比較。根據 Wolman (1973) 建議 CR 值達到 3.0 以上才具有 鑑別度，結果顯示所有題目 CR 值都大於 3.0 如（表 2）所示，顯示本修訂量表 之題目具有良好的鑑別力。但就信度檢驗分析發現，由第 7 題及第 4 題組成的 「努力因素」，其內部一致性信度 Cronbach’s α =.67 未達 .70 的可接受門檻。 另一方面，就題目與總量表的相關分析結果顯示第 7 題和第 4 題與總量表之相 關分別為 (r = .11; r = .08)，顯示這二題與量表因素相關度甚低，未達.4 的標準。 此外，努力因素僅剩 2 題將對後續所要進行的驗證性因素分析產生模式無法識 別的狀況。綜合上述分析結果，本研究決定將以單一因素模式架構做為假設性 測量模式來進行與實徵觀察資料之適配度考驗。
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表 1 學童運動自我設限量表之探索性因素分析摘要表 題 目 辯解因素 努力因素 01.當運動表現不好時，我常常認為是別人在場影響我的 .739 .001 05.我很容易受到環境因素而影響我的運動表現 .652 .020 10.當我比賽時辜負別人對我的期望，我會設法找一個合 理的理由來解釋 .622 -.034 14.有時候，我會因心情不好而使原本很容易的運動技巧 都變難了 .610 .031 11.我覺得自己在許多比賽中，運氣都比人家差 .575 .070 08.有時候我覺得生病或受傷也蠻好的，因為這樣正好可 以解除下場比賽的壓力 .566 .113 13.我常常因為自己的一些想法，而無法集中全力來學習 技巧 .560 -.083 03.我常覺得自己在比賽中有力不從心的感覺 .533 -.140 07.假如我再努力一點練習，我會有更好的表現 .017 .815 04.不管技巧多難，我都會盡全力去學習 -.024 .620 特徵值 2.978 1.096 解釋變異量（%） 29.739 10.955 累積的解釋變異量（%） 40.735 各分量表 Cronbach’s α值 .82 .67學童運動自我設限量表
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表 2 學童運動自我設限量表之項目分析摘要表 題 目 M SD CR 刪除此題後之 Cronbach’s α 01.當運動 表現不 好時，我 常常認 為是別 人在 場 影響我的 1.53 0.98 22.56 .71 05.我很容易受到環境因素而影響我的運動表現 1.92 1.32 20.90 .72 10.當我比 賽時辜 負別人對 我的期 望，我 會設 法 找一個合理的理由來解釋 1.68 1.33 18.12 .72 14.有時候 ，我會 因心情不 好而使 原本很 容易 的 運動技巧都變難了 2.22 1.59 20.09 .72 11.我覺得自己在許多比賽中，運氣都比人家差 1.52 0.95 23.13 .73 08.有時候 我覺得 生病或受 傷也蠻 好的， 因為 這 樣正好可以解除下場比賽的壓力 1.27 0.92 19.84 .73 13.我常常 因為自 己的一些 想法， 而無法 集中 全 力來學習技巧 2.32 1.55 21.52 .73 07.假如我再努力一點練習，我會有更好的表現 1.59 1.23 18.53 .78 04.不管技巧多難，我都會盡全力去學習 1.57 1.24 18.17 .78研究二 驗證性因素分析
一、 研究對象
研究二為驗證性因素分析，本研究之受試對象為全體 412 位國小學童選手 扣除研究一樣本後所餘留之 206 位，其中男生 134 名、女生 72 名。六年級 36 名、五年級 42 名、四年級 65 位、三年級 63 名，平均運動年齡為 1.67 年 (SD = 0.77)，平均每週練習時數 3.70 小時 (SD = 1.30)。二、 研究工具
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本研究工具採用經研究一探索性因素分析及項目分析後之單一因素 7 題版 的學童版運動自我設限量表，此量表之總解釋變異量為 41.82%，內部一致性信 度 Cronbach’s α 值為 .81。三、 研究目的
本研究主要以結構方程模式 (SEM) 進行驗證性因素分析，以考驗經探索 性因素分析後所形成的假設性測量模式是否適配實徵觀察資料，藉以驗證量表 之建構效度。四、 資料處理
本研究以 LISREL 8.53 版統計軟體進行驗證性因素分析，藉以考驗假設性 測量模式與蒐集樣本之適配程度，以決定測量模式之建構效度是否良好。參、結果
本研究以 LISREL 8.53 版進行結構方程模式分析，從 LISREL 輸出的估計 值及提供的多種適配度指標用以檢定假設的測量模式是否與實徵資料相適配。 本研究資料經描述統計分析後並無發現有極端偏態的資料，符合常態化的要求， 所 以 驗 證 性 因 素 分 析 採 用 最 大 概 似 法 估 計 (maximum likelihood estimation, ML)。 其次， 在模式中 為了 建立因素的矩陣， 所以將 每一 個因 素中 的第一個題 項固定(fix)為 1.0，並同時估計每一個題項的唯一變異和干擾變異。本研究以驗 證性因素分析檢驗由 7 個觀察變項及 1 個潛在變項所構成的假設性測量模式。 量 表經 驗證性 因素 分析後 之模 式適配度 指標 分別為 χ2 (14)＝36.17， p＝.01， CFI ＝0.94，RMSEA＝0.09，NFI＝0.91，NNFI＝0.91，GFI＝0.95，AGFI＝0.90， SRMR＝ .06，CN＝ 175.76，PNFI＝ 0.61。根 據 Hu 與 Bentler (1999)以及 Bentler (1990) 所提出的有關模式適配度各項指標門檻，CFI、NFI，NNFI、GFI、AGFI 值皆大於理想適配度.90 的標準。但是 RMSEA 指標部分則未達良好適配的標準，學童運動自我設限量表
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若大於.10 則代表不良適配，本研究為 0.09 屬中度適配，加上其他適配度評鑑 指標如 SRMR ＝.06 也未達.05 以下的門檻值，CN＝175.76 未達 200 以上的門 檻值。綜合上述評鑑指標，本研究判斷假設性測量模式有進一步修正的必要。 因此審視修正指標 (MI) 後發現，第 14 題的修正值 MI=10.23 是所有題項中最 高的，並在遵循簡效原則情況下，本研究決定將第 14 題刪除後再進行調整模 式之驗證性因素分析。刪題後的六題量表測量模式經分析結果顯示，調整後的 模式有較佳的適配度且整個模式也較精簡。刪題後的驗證性因素分析結果顯示， χ2(9) ＝14.55，p＝.10 (p >.05)， CFI＝ 0.98， RMSEA＝ 0.06， NFI＝ 0.94， NNFI
＝0.96，GFI＝0.98，AGFI＝0.95， SRMR＝.04，CN＝305.61，PNFI=0.57。明 顯地，修正後的測量模式在χ2 指標部分從顯著變為不顯著，RMSEA 從.09 下降 到 0.06 屬不錯適配程度，SRMR 值從.06 下降到符合門檻的.04，CN 值也從未 達門檻的 175.76 上升到通過門檻的 305.61，至於 CFI、NFI，NNFI、GFI、AGFI 指標則皆有提高且通過門檻值，如（表 3）所示。 表 3 調整前後模式適配指標比較表
模式 χ2 df GFI CFI RMSEA SRMR AGFI NNFI NC PNFI CN 調整前 36.17 14 .95 .94 .09 .06 .90 .91 2.58 .61 175.76 調整後 14.55 9 .98 .98 .06 .04 .95 .96 1.62 .57 305.61 最後，有關效標關聯效度檢驗的相關分析，經皮爾遜積差相關分析顯示害 怕失敗與運動自我設限呈顯著相關 r＝.41 ( p < .01)，表示本量表所測量之運動 自我設限構念與其效標變項「害怕失敗」呈正相關。相較於 Chen 等 (2009) 以 691 位修習體育課的大學生為對象探討害怕失敗與自我設限關係，結果顯示害 怕失敗與找藉口之自我設限行為呈正相關 (r＝.33， p < .01)，與減少努力之自 我設限行為亦呈正相關 (r＝.40，p < .01)；Elliot 與 Church (2003) 也以 181 位 大學生為對象探討防禦性悲觀和自我設限關係，結果顯示害怕失敗與自我設限 呈顯著正相關 (r＝.41，p <.05)。本研究證據顯示學童運動自我設限量表具有 不錯的效標關聯效度。
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.43 .49 .68 .47 .66 .42 圖 1 學童運動自我設限量表之最終測量模式徑路圖 綜合所有評鑑指標發現，六題單一因素版的測量模式最適配國小學童之實 徵觀察資料；換言之，最終的六題單一因素版測量模式（如圖 1 所示），對於 測量國小學童運動選手之運動自我設限是具有建構效度的。肆、討論
有 關 國 內 運 動 自 我 設 限 測 量 工 具 的 研 究 曾 出 現 單 因 素 或 二 因 素 測 量 模 式 等不一致的結果，相似地國外對於自我設限量表的研究亦存有相同的實徵研究 結果，自我設限有單因素及二因素等不同因素結構存在的狀況；易言之，不論 是單因素或二因素皆能呈現自我設限的構念。然而根據本研究證據顯示，單因 素 是 國 小 學 童 選 手 較 合 適 的 運 動 自 我 設 限 測 量 的 因 素 架 構 。 根 據 Clarke 與 MacCann (2016) 研究指出，自我設限可分為內在的自我設限 (self-handicapping internal) 及外在的自我設限 (self-handicapping external)，所謂內在的自我設限 指的是自我設限現象的認知和情感因素，偏向將原因歸於自己；而外在的自我 設限則是指自我設限的行為或動作因素，偏向將原因歸於外在環境。綜觀本研 X11 X10 X 1 X 5 X 8 X13 運 動 自 我 設 限 .76 .81 .54 .78 .56 .82學童運動自我設限量表
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究所構成單因素運動自我設限的六個觀察變項，其題目多屬 Rhodewalt (1990) 所 稱的 「辯解 因素 」， 然而 審視這 六道題 目內 涵發現 ，這 種「 辯解的 」運 動自 我設限構念比較偏向將不佳的或無能力表現等失敗理由歸咎於環境、運氣或他 人等外部因素。依據本研究結果顯示，國小學童選手在這樣的公開而透明的運 動競賽場域中，運用自我設限當作自我保護策略時將比較會尋求外部因素來做 為自己失敗的辯解理由，比較不會以自己努力不足這種內在因素來做為失敗的 藉口。探究其因，可能與臺灣家長或師長較強調學生或孩子那種積極努力的學 習態度，比較重視在學習歷程中是否努力不懈，是否盡了最大努力。換言之， 努力與否將成為師長評價成功或失敗的關注重點，基於這樣的教育背景，本地 國 小 學 童 為 了 保 護 自 尊 或 能 力 概 念 也 就 容 易 將 失 敗 的 原 因 歸 咎 於 與 努 力 無 關 的事物上，例如環境、運氣、別人等。 其次，本研究也修正了吳佳煇等 (2004) 將題項歸錯因素向度的問題，吳 佳煇等將第 8 題「有時候我覺得生病或受傷也蠻好的，因為這樣正好可以解除 下場比賽的壓力」誤歸為「努力因素」，反而把第 7 題「假如我再努力一點練 習 ，我 會有更 好的 表現 」誤歸 為「 辯解 因素 」。 經本研 究探 索性 因素分 析結果 顯示，第 8 題為測量辯解因素的題項，第 7 題則為測量努力因素的題目。另外， 在吳佳煇等的研究結果中顯示，努力因素中的第二題測量誤超過 1.0 的問題， 經本研究探索性因素分析發現有錯落因素向度的問題而遭刪除。因此，本修訂 量表係針對目前國內陳偉瑀 (2001) 和吳佳煇等有關運動自我設限量表研究的 問題加以修正，並將工具的測量對象和領域延伸至競技運動情境中的國小學童 運動選手。研究結果也顯現出國小學童的運動自我設限量表架構與先前國內以 二專生和大專生為對象的結果不同，未來也應有更多的研究投入此一領域，相 信對運動自我設限的測量將產生更多元而有效的評估。 本研究所修訂的學童運動自我設限量表經項目分析、探索性因素分析、驗 證性因素分析以及效標關聯效度分析等心理計量的檢驗，研究證據顯示六題單 因素的測量模式最適配國小學童運動選手之實徵觀察樣本資料。不但具有良好 的內部一致性信度、建構效度，也有不錯的效標關聯效度，可見修訂版的學童60
運 動 自 我 設 限 量 表 是 一 個 適 合 用 於 測 量 運 動 情 境 下 國 小 學 童 運 動 自 我 設 限 的 心理計量工具。根據 Schwinger, Wirthwein, Lemmer, 及 Steinmayr (2014) 統合 分析的結果指出，自我設限對學業成就有不利的影響。但在運動情境中自我設 限議題的研究則相對較少，實際上運動自我設限的心理傾向對運動表現是有害 的，所以未來實需更多的實徵證據來釐清運動自我設限是如何影響運動表現和 成就動機的。因此，本測量工具的修訂對於未來關注學童選手運動自我設限議 題的研究，提供一個具有信效度的心理計量工具。另一方面，就運動自我設限 構念是單因素或多因素構面的問題，本研究結果顯示國小學童運動自我設限的 測量模式是單一構面的，若從測量或研究的角度看，這樣的單因素測量模式有 利於統計分析的單純化。 就實務面上，本研究所修訂之學童版運動自我設限量表具有信效度，可作 為研究者或教育人員進行運動自我設限傾向評估時的有效測量工具，尤其是本 量表僅六題單一因素對於國小學童而言，六題單因素的問卷內容相對是較容易 填答施測的，將可有效提升量表施測時的內在效度。此外就研究面向而言，運 用 此 一 題 數 不 多 且 為 單 因 素 的 測 量 工 具 將 更 具 有 結 合 其 他 變 項 進 行 多 變 項 研 究的空間，而且就操作型定義看，量表得分即代表著運動自我設限程度的高低， 有類似二階因素測量的概念，在統計分析及結果論述上將更簡化、清晰。最後 因本研究對象在男女性別比例上懸殊較多，所以未進行量表的測量恆等性考驗， 以致無法評估此學童運動自我設限量表是否具備測量的恆等性。建議未來研究 可抽取男女性別或年級比例相當的受試對象並增加研究對象數量，藉以評估本 測 量 工 具 是 否 會 因 性 別 或 年 級 等 人 口 變 項 上 的 不 同 而 產 生 測 量 分 數 變 異 的 問 題，將能進一步提升本測量工具的效度。
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