休閒動機、休閒涉入對幸福感之預測分析

本節在說明露營活動參與者休閒動機、休閒涉入對幸福感之預測力，

並驗證研究假設。從上一小節分析結果發現休閒動機（自我成就、學習 新知、休閒紓壓、體驗交流）、休閒涉入（自我表現、吸引力、生活型態 中心性）與幸福感（自我肯定、生活滿意、身心健康、人際關係）呈現 正相關，表示露營參與者對於露營之休閒動機與休閒涉入有正面感受時，

亦可能對參與露營活動之幸福感有正面影響。分別以休閒動機四個構面 與休閒涉入三個構面當成預測變項，以幸福感的四個構面當成效標變項，

透過逐步多元迴歸方法分析預測變項對效標變項的影響，結果說明如下：

一、休閒動機預測幸福感

（一）休閒動機預測幸福感「自我肯定」構面

休閒動機各構面對幸福感「自我肯定」構面的逐步多元回歸分析結 果如表 4-28 所示。

表 4-28

休閒動機預測自我肯定之逐步多元迴歸分析摘要表 進入變項

順序

多元相關 係數 R

決定係數 R²

改變量

(ΔR ²) F 值 原始迴歸 係數 B

標準化迴

歸係數 β 顯著性 學習新知 .452 .204 .204 128.47^* .221 .278^* .000 休閒紓壓 .495 .245 .041 81.07^* .156 .196^* .000 體驗交流 .512 .262 .017 59.12^* .097 .162^* .001

*p＜.05

從表 4-28 可發現學習新知、休閒紓壓、體驗交流三個變項的聯合解 釋力為 26.2％(F=59.12, p＜.05)，達顯著水準。從個別變項的預測力來看，

以學習新知解釋力最高。β 係數的絕對值越大，代表該自變數對依變數 的影響力越大，因此此三個變項中以學習新知(β=.278,p=.000)之影響力 最大，而體驗交流(β=.162,p=.001)影響力最小。三個預測力達顯著的預測 變項之標準化迴歸係數 β 均為正數，代表各構面對幸福感是正向的，因 此休閒動機之學習新知、休閒紓壓、體驗交流可以有效預測幸福感的自 我肯定因素構面。迴歸方程式如下：

自我肯定=.278學習新知+.196休閒紓壓+.162體驗交流

（二）休閒動機預測幸福感「生活滿意」構面

休閒動機各構面對幸福感「生活滿意」構面的逐步多元回歸分析結 果如表 4-29 所示。

表 4-29

休閒動機預測生活滿意之逐步多元迴歸分析摘要表 進入變項

順序

多元相關 係數 R

決定係數 R ²

改變量

(ΔR ²) F 值 原始迴歸 係數 B

標準化迴

歸係數 β 顯著性 學習新知 .413 .171 .171 103.30^* .218 .222^* .000 自我成就 .455 .207 .036 65.39^* .139 .191^* .000 體驗交流 .467 .218 .011 46.48^* .100 .135^* .008

*p＜.05

從表 4-29 可發現，學習新知、自我成就、體驗交流三個變項的聯合 解釋力為 21.8％(F=46.48, p＜.05)。從個別變項的預測力來看，以學習新 知解釋力最高。β 係數的絕對值越大，代表該自變數對依變數的影響力

越大，因此此三個變項中以學習新知(β=.222,p=.000)之影響力最大，而體 驗交流(β=.135,p=.008)影響力最小。三個預測力達顯著的預測變項之標 準化迴歸係數β均為正數，代表各構面對幸福感是正向的，因此休閒動 機之學習新知、自我成就和體驗交流可以有效預測幸福感的生活滿意因 素構面。迴歸方程式如下：

生活滿意=.222學習新知+.191自我成就+.135體驗交流

（三）休閒動機預測幸福感「身心健康」構面之預測

休閒動機各構面對幸福感「身心健康」構面的逐步多元回歸分析結 果如表 4-30 所示。

表 4-30

休閒動機預測身心健康之逐步多元迴歸分析摘要表 進入變項

順序

多元相關 係數 R

決定係數 R ²

改變量

(ΔR ²) F 值 原始迴歸 係數 B

標準化迴

歸係數 β 顯著性 自我成就 .316 .100 .098 55.41^* .204 .275^* .000 休閒紓壓 .351 .124 .120 35.23^* .161 .160^* .000

*p＜.05

從表 4-30 可發現，自我成就和休閒紓壓兩個變項聯合解釋力為 12.4

％(F=35.23, p＜.05)。β 係數的絕對值越大，代表該自變數對依變數的影 響力越大，因此兩個變項中以自我成就(β=.275,p=.000)對身心健康之影 響力最大。兩個預測力達顯著的預測變項之標準化迴歸係數β 均為正數，

代表其對身心健康的影響是正向的，因此休閒動機之自我成就和休閒紓 壓可以有效預測幸福感的身心健康因素構面。迴歸方程式如下：

身心健康=.275自我成就+.160休閒紓壓

（四）休閒動機預測幸福感「人際關係」構面

休閒動機各構面對幸福感「人際關係」構面的逐步多元回歸分析結 果如表 4-31 所示。

表 4-31

休閒動機預測人際關係之逐步多元迴歸分析摘要表 進入變項

順序

多元相關 係數 R

決定係數 R ²

改變量

(ΔR ²) F 值 原始迴歸 係數 B

標準化迴

歸係數 β 顯著性 學習新知 .381 .145 .145 84.99^* .213 .227^* .000 體驗交流 .410 .168 .023 50.38^* .099 .141^* .007 自我成就 .420 .176 .009 35.60^* .086 .124^* .023

*p＜.05

從表 4-31 可發現，學習新知、體驗交流和自我成就三個變項聯合解 釋力為 17.6％(F=35.60, p＜.05)。標準化迴歸係數 β 係數的絕對值越大，

代 表 該 自 變 數 對 依 變 數 的 影 響 力 越 大 ， 因 此 變 項 中 以 學 習 新 知 (β=.227,p=.000)之影響力最大。三個預測力達顯著的預測變項之標準化 迴歸係數 β 均為正數，代表各構面對人際關係的影響是正向的，因此休 閒動機之學習新知、體驗交流和自我成就可以有效預測幸福感的人際關 係因素構面。迴歸方程式如下：

人際關係=.227學習新知+.141體驗交流+.124自我成就 二、休閒涉入預測幸福感

（一）休閒涉入預測幸福感「自我肯定」構面

休閒涉入各構面對幸福感「自我肯定」構面的逐步多元回歸分析結 果如表 4-32 所示。

表 4-32

休閒涉入預測自我肯定之逐步多元迴歸分析摘要表

進入變項順序 多元相關 係數 R

決定係數 R ²

改變量

(ΔR ²) F 值 原始迴歸 係數 B

標準化迴

歸係數 β 顯著性 生活型態中心性 .458 .210 .210 133.13^* .145 .209^* .001 吸引力 .478 .228 .018 73.88^* .149 .195^* .001 自我表現 .495 .245 .017 54.02^* .110 .167^* .001

*p＜.05

由表 4-32 可發現生活型態中心性、吸引力、自我表現三個變項的聯 合解釋力為 24.5％(F=54.02, p＜.05)。從個別變項的預測力來看，以生活 型態中心性解釋力最高。β 係數的絕對值越大，代表該自變數對依變數 的影響力越大，因此此三個變項中以生活型態中心性(β=.209,p=.001)之 影響力最大，而自我表現(β=.167,p=.001)影響力最小。三個預測力達顯著 的預測變項之標準化迴歸係數 β 均為正數，代表各構面對幸福感是正向 的，因此休閒涉入可以有效預測幸福感的自我肯定因素構面。迴歸方程 式如下：

自我肯定=.209生活型態中心性+.195吸引力+.167自我表現

（二）休閒涉入預測幸福感「生活滿意」構面

休閒涉入各構面對幸福感「生活滿意」構面的逐步多元回歸分析結 果如表 4-33 所示。

表 4-33

休閒涉入預測生活滿意之逐步多元迴歸分析摘要表 進入變項

順序

多元相關 係數 R

決定係數 R ²

改變量

(ΔR ²) F 值 原始迴歸 係數 B

標準化迴

歸係數 β 顯著性 自我表現 .421 .178 .176 108.15^* .284 .349^* .000 吸引力 .442 .195 .192 60.68^* .144 .152^* .001

*p＜.05

從表 4-33 可發現自我表現、吸引力兩個變項的聯合解釋力為 19.5％

(F=60.68, p＜.05)。從個別變項的預測力來看，以自我表現解釋力最高。

β 係數的絕對值越大，代表該自變數對依變數的影響力越大，因此此兩 個變項中以自我表現(β=.349,p=.000)之影響力最大。兩個預測力達顯著 的預測變項之標準化迴歸係數 β 均為正數，代表各構面對幸福感是正向 的，因此休閒涉入之自我表現、吸引力可以有效預測幸福感的生活滿意 因素構面。迴歸方程式如下：

生活滿意=.349自我表現+.152吸引力

（三）休閒涉入預測幸福感「身心健康」構面

休閒涉入各構面對幸福感「身心健康」構面的逐步多元回歸分析結 果如表 4-34 所示。

表 4-34

從表 4-35 逐步多元迴歸分析結果可發現，自我表現和吸引力兩個變 項聯合解釋力為 18.0％(F=54.95, p＜.05)。β 係數的絕對值越大，代表該 自 變 數 對 依 變 數 的 影 響 力 越 大 ， 因 此 兩 個 變 項 中 以 自 我 表 現 (β=.321,p=.000)之影響力最大。兩個預測力達顯著的預測變項之標準化 迴歸係數 β 均為正數，代表各構面對人際關係的影響是正向的，因此休 閒涉入之自我表現和吸引力可以有效預測幸福感的人際關係因素構面。

迴歸方程式如下：

人際關係=.321自我表現+.164吸引力 三、綜合討論

綜合上述各統計結果發現：

（一）以幸福感為效標變項，探討露營活動參與者的休閒動機對幸 福感的影響，茲將結果歸納成表 4-36。

表 4-36

休閒動機對幸福感逐步多元迴歸分析摘要彙整表

效標變項 第一投入變項 第二投入變項 第三投入變項 解釋變異量

自我肯定 學習新知 休閒紓壓 體驗交流 .262

生活滿意 學習新知 自我成就 體驗交流 .218

身心健康 自我成就 休閒紓壓 .124

人際關係 學習新知 體驗交流 自我成就 .176

由表 4-36 之研究結果可說明露營活動參與者之休閒動機能有效預 測幸福感。與國內學者劉譯翔(2013)、賴永偉(2014)、蔡宇翔(2016)、蔡 宜臻(2016)等人研究結果相符。相較於蔡宜臻(2016)指出路跑者參與動機 之身心與挑戰構面可有效預測幸福感之自我肯定構面，而參與動機之身

心與挑戰構面、社交需求、賽事魅力可有效預測幸福感之生活滿意構面。

本研究發現休閒動機的學習新知、休閒紓壓與體驗交流能有效預測幸福 感的自我肯定；學習新知、自我成就及體驗交流構面能有效預測幸福感 的生活滿意；自我成就與休閒紓壓構面能有效預測幸福感的身心健康；

學習新知、體驗交流、自我成就能有效預測幸福感的人際關係。

因此，當露營活動參與者的休閒動機中學習新知與自我成就的動機 因素越強烈，幸福感受也越強烈。參與露營活動若是為了滿足好奇、挑 戰自我、培養興趣或獲得體驗、相關知識及他人肯定等因素的參與者，

在露營活動結束後，往往能對於整體生活各層面包含對自我的評價、身 心健康、人我關係及生活滿意感受到更高的滿足程度。

（二）以幸福感為效標變項，探討露營活動參與者的休閒涉入對幸 福感的影響，茲將結果歸納成表 4-37。

表 4-37

休閒涉入對幸福感逐步迴歸多元分析摘要彙整表

效標變項 第一投入變項 第二投入變項 第三投入變項 解釋變異量

自我肯定 生活型態中心性 吸引力 自我表現 .245

生活滿意 自我表現 吸引力 .195

身心健康 自我表現 吸引力 .149

人際關係 自我表現 吸引力 .180

由表 4-37 之研究結果可說明露營活動參與者之休閒涉入能有效預 測幸福感。與國內學者葉建助(2010)、劉譯翔(2013)、蔡宇翔(2016) 、蔡 宜臻(2016)、董文祥(2016)等人之研究結果相符。當休閒涉入的認知程度

在文檔中 露營活動參與者休閒動機、休閒涉入與幸福感之研究 (頁 128-138)