休閒動機分析

本節以敘述性統計來分析中高齡登山者在休閒動機的情形，並以 單因子多變量變異數 (one-way MANOVA) 分析中高齡登山者不同背 景變項在休閒動機之差異情形，並利用雪費法進行事後比較，因 Scheffe' 考驗可以考驗組別平均的每一種線性組合，從最簡單到最複雜，樣本人 數相等或不等的情境皆可（吳明隆，2010），因此將問卷填答之結果進 行討論。中高齡登山者背景變項包括性別、年齡、教育程度、婚姻狀況、

職業、參與頻率、登山夥伴等七個變項。休閒動機則以「健康體適能」、

「社交需求」、「壓力釋放」、「自然體驗」為構面。

一、中高齡登山者休閒動機之現況

則為「社交需求」。在題項方面，「為了呼吸新鮮空氣享受芬多精」平 均分數最高，「為了提升心肺功能」為第二，「為了達到運動效果」為 第三，而「可以認識朋友」平均分數最低，其次是「為了放鬆心情」與

「為了忘卻生活中的不愉快」。不論是構面得分或是題項得分，「健康 體適能」的得分都偏高，推論其原因可能是中高齡登山者在年紀漸長之 後，生理機能明顯下滑，因此希望藉著參與登山活動來強化健康體適能。

由研究結果發現中高齡登山者之休閒動機在「健康體適能」、「自然體 驗」、「壓力釋放」與「社交需求」四個構面平均得分均大於 3 分，顯 示中高齡登山者之休閒動機得分情形屬中上程度。

二、不同背景變項的中高齡登山者在休閒動機之差異情形

（一）不同性別之中高齡登山者在休閒動機上之差異情形

不同性別之中高齡登山者在休閒動機因素的考驗結果，由表 4-3 得 知，多變量顯著性考驗的Wilks′Λ 值為.99 (P＞.05)，即表示不同性別之 中高齡登山者在休閒動機上均沒有達到顯著差異，依此結果，假設 1-1 不同性別之中高齡登山者在休閒動機上有顯著差異，未獲得支持。顯示 中高齡登山者並不會因為性別不同，使其在登山的休閒動機上有顯著差 異，此研究結果與戴吾蓉（2011）、林偉立（2011）、陳昱成（2012）、

馬英華（2013）、陳玉梅（2014）的研究結果一致。

表 4-3

不同性別之中高齡登山者在休閒動機上之差異分析表

變異來源 df1 df2 Wilks′Λ F 值 性別 1 421 .98 1.76

（二）不同年齡之中高齡登山者在休閒動機上之差異情形

不同年齡之中高齡登山者在休閒動機因素的考驗結果，由表 4-4 得 知，多變量顯著性考驗的Wilks′Λ 值為.96 (P＜.05)，即表示不同年齡之 中高齡登山者在休閒動機上達顯著差異，依此結果，假設 1-2 不同年齡 之中高齡登山者在休閒動機上有顯著差異，獲得支持。顯示中高齡登山 者會因其年齡不同，使其在登山的休閒動機上有顯著差異，此研究結果 與戴吾蓉（2011）、劉莉芬（2011）、陳昱成（2012）的研究結果一致。

接著進行各層面分析，由表 4-5 得知不同年齡之中高齡登山者在休閒動 機的「自然體驗」構面達顯著差異 (P＜.05)，且經事後比較發現，45-50 歲登山者在「自然體驗」構面上動機高於 56-60 歲登山者；在「健康體 適能」、「自然體驗」、「壓力釋放」等構面則未達顯著差異（P＞.05）。

表 4-4

不同年齡之中高齡登山者在休閒動機上之差異分析表

變異來源 df1 df2 Wilks′Λ F 值 年齡 3 419 .96 1.45^*

*p<.05

表 4-5

假設 1-3 不同教育程度之中高齡登山者在休閒動機上有顯著差異，未獲 得支持。顯示中高齡登山者並不會因為教育程度不同，使其在登山的休 閒動機上有顯著差異，此研究結果與劉莉芬（2011）、廖淑靜（2011）、

林偉立（2011）的研究結果一致。

表 4-6

不同教育程度之中高齡登山者在休閒動機上之差異分析表

變異來源 df1 df2 Wilks′Λ F 值 教育程度 3 419 .95 1.70

（四）不同婚姻狀況之中高齡登山者在休閒動機上之差異情形

不同婚姻狀況之中高齡登山者在休閒動機因素的考驗結果，由表 4-7 得知，多變量顯著性考驗的 Wilks′Λ 值為.99 (P＞.05)，即表示不同 婚姻狀況之中高齡登山者在休閒動機上沒有達到顯著差異，依此結果，

假設 1-4 不同婚姻狀況之中高齡登山者在休閒動機上有顯著差異，未獲 得支持。顯示中高齡登山者並不會因為婚姻狀況不同，使其在登山的休 閒動機上有顯著差異，此研究結果與戴吾蓉（2011）、廖淑靜（2011）、

譚興華（2013）、馬英華（2013）的研究結果一致。

表 4-7

不同婚姻狀況之中高齡登山者在休閒動機上之差異分析表

變異來源 df1 df2 Wilks′Λ F 值 婚姻狀況 1 421 .99 0.14

（五）不同職業之中高齡登山者在休閒動機上之差異情形

不同職業之中高齡登山者在休閒動機因素的考驗結果，由表 4-8 得 知，多變量顯著性考驗的Wilks′Λ 值為.95 (P＞.05)，即表示不同職業之 中高齡登山者在休閒動機上沒有達到顯著差異，依此結果，假設 1-5 不 同職業之中高齡登山者在休閒動機上有顯著差異，未獲得支持。顯示中 高齡登山者並不會因為職業不同，使其在登山的休閒動機上有顯著差異，

此研究結果與林偉立（2012）、陳玉梅（2014）的研究結果一致。

表 4-8

不同職業之中高齡登山者在休閒動機上之差異分析表

變異來源 df1 df2 Wilks′Λ F 值 職業 5 417 .95 1.00

（六）不同參與頻率之中高齡登山者在休閒動機上之差異情形

不同參與頻率之中高齡登山者在休閒動機因素的考驗結果，由表 4-9 得知，多變量顯著性考驗的 Wilks′Λ 值為.96 (P＜.05)，即表示不同 參與頻率之中高齡登山者在休閒動機上達顯著差異，依此結果，假設 1-6 不同參與頻率之中高齡登山者在休閒動機上有顯著差異，獲得部分 支持。顯示中高齡登山者因為參與頻率不同，使其在登山的休閒動機上 有顯著差異，此研究結果與廖淑靜（2011）、林偉立（2011）、譚興華（2013）

的研究結果一致。接著進行各層面分析，由表 4-10 得知不同參與頻率 之中高齡登山者在休閒動機的「自然體驗」構面達顯著差異 (P＜.05)，

且經事後比較發現，每周登山 0-1 次者在「自然體驗」構面上動機高於 每周登山 2-3 次者；在「健康體適能」、「自然體驗」、「壓力釋放」

等構面則未達顯著差異 (P＞.05)。

表 4-9

（七）不同登山夥伴之中高齡登山者在休閒動機上之差異情形

不同登山夥伴之中高齡登山者在休閒動機因素的考驗結果，由表 4-8 得知，多變量顯著性考驗的 Wilks′Λ 值為.98 (P＞.05)，即表示不同 登山夥伴之中高齡登山者在休閒動機上沒有達到顯著差異，依此結果，

假設 1-7 不同登山夥伴之中高齡登山者在休閒動機上有顯著差異，未獲 得支持。顯示中高齡登山者並不會因為登山夥伴不同，使其在登山的休 閒動機上有顯著差異，此研究結果與譚興華（2013）的研究結果一致。

表 4-11

不同登山夥伴之中高齡登山者在休閒動機上之差異分析表

變異來源 df1 df2 Wilks′Λ F 值 登山夥伴 3 419 .98 0.80

綜合以上研究發現，不同性別、教育程度、婚姻狀況、職業、登 山夥伴的中高齡登山者在休閒動機上均無顯著差異，推論其原因可能是 因為現今提倡性別平等以及對休閒的重視，因次不論性別為何，均不影 響個人參與休閒活動的意願，加上本研究地點屬於困難度不高的登山步 道，沿途風景宜人，無論男女性都能輕鬆的參與登山活動。另外，登山 雖屬於耗費體力的活動，但是教育程度的高低、婚姻狀況或是職業的不 同並不會使個人有體力上的差別，再加上參與登山活動可以以個人或是 團體方式參與，並不受限於人數，因此造成這些背景變項在休閒動機上 無顯著差異的結果。

另一方面研究結果顯示，不同年齡及參與頻率的中高齡登山者在 休閒動機的「自然體驗」構面達顯著差異，且 45-50 歲的登山者動機大 於 56-60 歲的登山者，每週登山 0-1 次的登山者動機高於每週登山 2-3

次的登山者，推論其原因可能是年紀輕者，基於工作、家庭或人際關係 上的壓力，因此需要遠離塵囂，藉著接近大自然、呼吸新鮮空氣，來達 到心情愉悅且抒壓的目的。而參與頻率較少的登山者，或許因為工作忙 碌的關係，會藉著每一次的登山機會，好好享受自然及體驗山林之美，

相較於參與頻率高的登山者，接觸大自然的機會多，對於周遭環境的靈 敏度就會降低，因此參與頻率低的登山者體驗自然的動機就會比參與頻 率高的登山者強烈。