（一）編製緣由與過程
本 部 分 量 表 係 採 用 休 閒 阻 礙 量 表 最 為 普 遍 使 用 的 是 Raymore, Godbey, Crawford 與 von Eye 於1993年所提出的休閒阻礙階層而設計出的問卷，問卷以休 閒阻礙三因子理論為架構，包括個人內在阻礙、人際間阻礙及結構性阻礙，量表 在 驗 證 性 因 素 分 析 上 的 表 現 良 好 ( χ2=258.14 ， df=158 ， goodness-of-fit index=0.94，root-mean-square residual=0.054)，各題項在三因素的負荷量也均達顯 著，表示其建構效度良好。
（二）量表內容
休閒阻礙量表共分三個層面：個人內在阻礙、人際間阻礙、結構性阻礙，每 個層面有 7 個題項，全量表共計 21 個題項（見表 3-3-18）。
表 3-3-18 休閒阻礙量表內容
因素構面 題 項
個人內在阻礙
1.因為太害羞 2.因為家人的看法
3.因為自己對該活動感到不舒服 4.因為朋友的看法
5.因為宗教信仰 6.因為感覺很不自在 7.因為需要太多技巧
人際間阻礙
8.因為朋友住太遠，不能一起參與 9.因為朋友沒有時間一起參與 10.因為朋友沒有足夠的錢一起參與
11.因為朋友有太多家庭及課業的事務，不能一起參與 12.因為朋友不知道有哪些新的休閒活動
13.因為朋友沒有足夠的技巧和我一起參與 14.因為朋友沒有交通工具和我一起參與
結構性阻礙
15.因為休閒設施太擁擠 16.因為還有其他的事要做 17.因為沒有交通工具
18.因為自己資訊不足，不知道有哪些休閒活動 19.因為休閒活動的設施不便利
20.因為自己沒有時間 21.因為自己沒有足夠的錢
（三）計分方式
本部分量表採用Likert Scale五點計分評量表，由受試者根據自己對每一敘述 內容的反應頻率，區分為「非常不同意」、「不同意」、「普通」、「同意」、
「非常同意」，並分別依序給予1、2、3、4、5的分數，量表所得分數愈高，表示 受試者在該層面遭遇之阻礙愈高；反之，則愈低。
（四）項目分析
問卷預試完成後，進行項目分析，本量表之項目分析係採用「極端組檢驗法 或稱決斷值（CR 值）檢定」、「題目與總分相關」、「校正題項與總分的相關係 數」(Corrected Item-Total Correlation)、「題項刪除後的α係數」(Cronbach’s Alpha if Item Deleted)，將預試施測結果整理如表 3-3-19 所示，茲分述如下：
1.極端組檢驗法或稱決斷值（CR 值）檢定法
首先選取最高分與最低分各25﹪為高、低分組，然後計算此兩組人在每一題 目的平均得分差異，所得數值以「獨立樣本ｔ考驗」檢驗之，並計算量表項目的 決斷值 (Critical Ratio, CR)。如果CR值愈大且達統計的顯著水準，表示量表題項的 鑑別度愈好。周文欽（1996）認為CR值大於3.0即可被接受。本部分量表之CR值 介於6.52至15.77之間（見表3-3-19），均在3.0以上且達統計的顯著水準，故不刪 除題項。
2.題目與總分相關法
以Pearson積差相關計算每一題項與總分的相關，相關係數愈高，代表該題項 在測量某一態度或行為特質上，與其他題項所要測量的態度和行為特質上愈趨一 致。邱皓政（2006）認為一般選擇標準是項目與總分相關在.30以上，且達統計的 顯著水準方可採用。本部分量表題項與總分相關在.48至.79之間（見表3-3-19），
均在.30以上且達統計的顯著水準，故不刪除題項。
3.校正題項與總分的相關係數
校正題項與總分的相關係數，係每一題項與其他題項加總後的總分（不含該 題項本身）的相關係數，可以得知此題項與其他題項的一致性，本部分量表之相 關係數結果由表3-3-19可知，量表校正題項與總分相關在.43至.77之間，均在.30以 上，故不刪除題項。
4.題項刪除後的α係數
題項刪除後的內部一致性係數（Cronbach’sα）係數，係指若刪除該題項 後，整個量表的內部一致性係數比原來增加，此題項可被視為是內部一致性欠佳
者；相對的，若某題項刪除後，整個量表的內部一致性係數比原來降低，表示該
（五）效度
本部分量表是以項目分析後保留的19個題項，進行效度之考驗，本研究之效 度，採用因素分析法 (Factor Analysis)，進行內部的效度考驗。
首先以取樣適切性量數 (Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy, KMO) 檢驗其是否適宜進行因素分析，根據邱皓政（2006）及吳明隆、涂金堂
（2007）均認為KMO量數最好在.80以上，本部分量表之KMO量數為.902，代表 此量表適合進行因素分析。
因素分析是採用主成份分析法 (Principal Components Analysis)，再以直接斜交 法 (Direct Oblimin) 進行斜交轉軸 (Oblique Rotation)，限定抽取的因素為三個，同 時被納入因素題項的因素負荷量不低於0.4來裁定，因素分別命名為人際間阻礙、
個人內在阻礙及結構性阻礙，其解釋變異量依序為：48.38%、8.45%及7.94%，累 積解釋變異量數達64.77%，顯示其具有相當的建構效度 (Construct Validity)（見表 3-3-20）。雖然本量表之累積解釋變異量數達64.77%，但第15題與本研究編製時 所納入之因素層面不符，因此將此題項刪除後，其餘18個題項再進行因素分析，
由表3-3-21可知，人際間阻礙、結構性阻礙及個人內在阻礙，其解釋變異量依序 為：48.57%、8.76%及8.37%，累積解釋變異量數達65.70%，較未刪題前之解釋變 異量為高。
因素分析後，將人際間阻礙、個人內在阻礙及結構性阻礙等因素與整體量表 進行 Pearson 積差相關方法，其相關程度依序為：.91、.88 及.77，均達顯著水準，
顯示本量表內在結構良好（見表 3-3-22）。
表 3-3-20 休閒阻礙量表因素分析摘要表 (N=167)
7.56 48.38％ 48.38％
6 0.39 0.83 0.37
6.50 8.45％ 56.82％
19 0.49 0.43 0.90
5.76 7.94％ 64.77％
表 3-3-21 休閒阻礙量表刪題後之因素分析摘要表 (N=167)
7.14 48.57％ 48.57％
18 0.45 -0.90 0.50 16
5.51 8.76％ 57.33％
6 0.39 -0.37 0.83 6
6.24 8.37％ 65.70％
表 3-3-22 休閒阻礙量表各因素與整體量表之相關
（六）信度
本部分之量表的信度考驗，求得 Cronbach’sα係數為.937，顯示其內部一致 性 頗 高 ， 同 時 再 求 人 際 間 阻 礙 、 個 人 內 在 阻 礙 及 結 構 性 阻 礙 等 各 因 素 的 Cronbach’sα係數，分別為.916、.878 及.867，各因素的 Cronbach’sα係數均在.85 以上，顯示各因素的內部一致性可接受（表 3-3-23），因此本量表可作為正式研 究之工具。
表 3-3-23 休閒阻礙量表各因素與整體量表之信度分析表 因 素 Cronbach’sα
人際間阻礙 .916
個人內在阻礙 .878
結構性阻礙 .867
整體量表 .937