第四章 資料分析與討論
第三節 公務人員休閒涉入對休閒效益、幸福感及工作生活品質之影響的
一、 測量模式檢定分析
本研究對於台東縣公務人員休閒涉入對休閒效益、幸福感及工作生活品質 之影響關係進行探討的問卷，發出了260份，回收的問卷有250份，扣除空白問卷 1份，有效問卷為249份，本研究採用電腦軟體SmartPLS 3.0 版進行最小偏平方 法（partial least squares, PLS）及研究架構當中路徑顯著程度的檢測，據此 249份有效問卷，進行測量工具性質（信度與效度）、研究假設與概念模式的檢定。
測量模型的檢定包含了內部一致性、收斂效度與區別效度的檢驗。有關構念的內 部一致性是評估變數的組合信度（composite reliability, CR）進行考驗
（Fornell and Larcker, 1981）。Nunnally (1978)指出，組合信度值應在0.7 以上，以確定測量變項達到內部一致性。收斂效度表示多重變項所測量皆為同一 構念的相符程度。而依據Fornell與Larcker (1981)建議，收斂效度可採用最小 偏平方法（PLS）之驗證性因素分析作為衡量依據，其中個別構念之組合信度（CR）
應大於0.70，而平均變異萃取量（average variance extracted; AVE）應大於 0.5，方達到可接受之收斂效度；當個別變項對於它們所測量的構念之因素荷負 量（loading）夠高時（大於0.707），同樣也達到收斂效度的要求水準（Straub et al., 2004）。本研究測量性質檢定的統計分析結果，依各子構面分述於表23 至表36，表示內部一致性與收斂效度之檢定結果。所有構念的相關面向組成信度 皆高於門檻值0.70以上，因此各構念面向之內部一致性均符合標準。
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表 25 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒涉入－休閒後之自我表現）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
休自 1
藉由休閒活動的參與，可以讓我 促進工作同儕及朋友的感情。
0.700
0.744 0.863 休自 2
藉由休閒活動的參與，可以讓我 促進與家人間的感情。
0.825
休自 3
藉由休閒活動的參與，可以讓我 拓展社交圈、結交新朋友。
0.811
表 26 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒效益－生理性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
休生 1 藉由休閒活動的參與，可以讓我 消除疲勞、恢復活力。
0.816
0.637 0.798 休生 2 藉由休閒活動的參與，可以提升
我的心肺功能，鍛鍊體能。
0.901
休生 3 藉由休閒活動的參與，可以讓我 改善或控制疾病。
0.836
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表 27 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒效益－心理性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
休心 1
藉由休閒活動的參與，可以讓我 消除緊張，紓解壓力。
0.849
0.645 0.803 休心 2
藉由休閒活動的參與，可以使我 心情愉快，增添生活樂趣。
0.904
休心 3
藉由休閒活動的參與，可以讓我 發洩情緒，舒暢身心。
0.825
表 28 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒效益－成就感）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
休成 1
藉由休閒活動的參與，可以讓我 獲得成就感並肯定自己。
0.908
0.668 0.817 休成 2
藉由休閒活動的參與，可以讓我 增進自我滿足、實踐心中理想。
0.902
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表 29 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒效益－社交性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
休社 1
藉由休閒活動的參與，可以讓我 促進工作同儕及朋友的感情。
0.850
0.569 0.755 休社 2
藉由休閒活動的參與，可以讓我 促進與家人間的感情。
0.893
休社 3
藉由休閒活動的參與，可以讓我 拓展社交圈、結交新朋友。
0.858
表 30 本研究模式變數之信度、效度整理表（幸福感－生活滿意）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
幸生 1 我認為世上的事情是美好的。 0.784
0.811 0.900 幸生 2 我喜歡我的生活。 0.828
幸生 3 我的生活有目標、意義。 0.800
幸生 4 我對現在生活中的事感到滿意。 0.761
幸生 6 我覺得生活中的許多事物都非常 有趣。
0.755
幸生 7 我常保持輕鬆自在的心情。 0.798
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表 31 本研究模式變數之信度、效度整理表（幸福感－工作成就）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
幸工 1 我有能力解決工作上的問題。 0.729
0.745 0.863 幸工 2
我預期的工作目標都能獲得實 現。
0.885
幸工 3 我的專業付出受到別人的肯定。 0.870
幸工 4 我的工作表現總能帶給我成就感 0.783
表 32 本研究模式變數之信度、效度整理表（幸福感－人際關係）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
幸人 1
過去所面對的生命難題，現在都 是我成長的助力。
0.758
0.642 0.801 幸人 1 我能與他人建立良好的關係。 0.739
幸人 1 我覺得和朋友在一起很有趣。 0.787
幸人 1 我喜歡幫助別人。 0.812
幸人 1 我和同事相處氣氛和諧融洽。 0.750
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表 33 本研究模式變數之信度、效度整理表（工作生活品質－實現性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
工實 1 我能在工作上獲得成就感 0.880
0.690 0.831 工實 2 工作時能發揮我的創意。 0.880
工實 3
工作符合人生規劃（進步與成功 的機會）。
0.840
表 34 本研究模式變數之信度、效度整理表（工作生活品質－學習性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
工學 1 我能影響我的上司。 0.828
0.671 0.819 工學 2 上班地點能提供良好醫療支持。 0.795
工學 3 我能配合家人朋友的生活方式。 0.853
工學 4
我與同事間能夠互相坦承、信 任。
0.794
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表 35 本研究模式變數之信度、效度整理表（工作生活品質－健康性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
工健 1 我有能力解決工作上的問題。 0.738
0.620 0.788 工健 2 我預期的工作目標都能獲得實現。 0.859
工健 3 我的專業付出受到別人的肯定。 0.744
表 36 本研究模式變數之信度、效度整理表（工作生活品質－環境）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
工環 1 寧靜的工作環境 0.789
0.564 0.715 工環 2 上班地點交通便利。 0.718
工環 3 工作內外間的活動互不干擾。 0.819
而為能更嚴謹驗證本研究架構所建立之主要研究變項的整體構念效度，
本研究亦針對測量工具在相關構念的區別效度進行考驗。構念區別效度之檢驗，
主要在檢定測量之潛在變項（latent variable）對於不同的構念之間的鑑別程 度。每個變項與測量同一個構念的其他變項之相關程度，應該要高於與測量不同 構念變項的相關係數。為了通過區別效度的檢驗，個別構念抽取之平均變異萃取 量（AVE）的平方根，應該大於該構念與模型中其他構念的共變關係（Chin, 1998）。
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如前所述，本研究路徑係數分析採用SmartPLS 3.0版軟體，前兩個章節 中，本研究分別對個別的問項、構面的信度與效度做過分析，從結果可知，各個 構面具有一定程度的信度與效度水準，因此便可進一步的對各個構面、變數間進 行實質關係的檢測。因為SmartPLS 3.0版本身並不提供顯著性之考驗，因此以拔 靴法（BootStrapping）做為估計路徑係數的方法（Bollen and Stine, 1992）， 經由樣本的重新取樣的程序進行顯著性檢驗，當t值大於2.58時，則p值小於0.01，
為非常顯著（以**表示）；當t值大於1.96時，則p值小於0.05，代表已達顯著標 準（以*表示）。根據本研究結構模式路徑分析之結果，本研究所提出的5項假設 皆獲得支持，獲得的結論如下所述（本研究結構模式路徑分析結果置於下頁之「圖
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3」）：
（一）H1：公務人員之休閒涉入對於其休閒效益存在著顯著影響關係：由 PLS 之統計分析結果可知，不同休閒涉入程度之公務人員與休閒效益兩者間的路徑 係數為 0.61，t 值為 11.12，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H1 成立。
（二）H2：公務人員之休閒涉入對於其幸福感存在著顯著影響關係：由 PLS 之 統計分析結果可知，人格特質與幸福感的路徑係數為 0.41，t 值為 5.44，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H2 成立。
（三）H3：公務人員之休閒效益對於其工作生活品質存在著顯著影響關係：由 PLS 之統計分析結果可知，休閒參與的涉入程度與工作生活品質的路徑係數為 0.18，t 值為 2.81，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H3 成立。
（四）H4：公務人員之幸福感對於其工作生活品質存在著顯著影響關係：由 PLS 之統計分析結果可知，休閒參與的涉入程度與幸福感的路徑係數為 0.61，t 值為 11.32，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H4 成立。
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圖5 SmartPLS 演算法與 Bootstrapping 拔靴法分析結果 休閒涉入
**p<0.01 (T-value) 0.41**
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三、 休閒涉入、休閒效益、幸福感對工作生活品質的可解釋變異量分析
關於休閒涉入、休閒效益、幸福感及工作生活品質彼此間的正向影響關 係，已於前面「驗證假說」的段落中獲得證明，而本段落乃針對臺東縣公務人員 休閒涉入、休閒效益、幸福感對工作生活品質之可解釋變異量進行探討。為此，
本研究採用決定係數（R2）進行分析，決定係數乃表示Y 的變異數可由此模式解 釋的程度（黃芳銘，2004），結果如下：
（一）休閒涉入對於休閒效益可解釋變異量為 36.6％，所以以休閒涉入做為自 變項，對於休閒參與的涉入程度，有一定程度預測力。
（二）休閒涉入、休閒效益對於幸福感的合併可解釋變異量達 16.6％，所以人 格特質、休閒參與的涉入程度兩個變項能有效預測幸福感。
（三）休閒涉入、休閒效益、幸福感對於工作生活品質的合併可解釋變異量達 49.4％，所以休閒參與的涉入程度、休閒效益、幸福感等前至變項能有 效預測工作生活品質。
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