第四章 結果與討論
第三節 屏東縣泰武鄉鄉民休閒參與之分析
本節以「休閒參與量表」調查泰武鄉鄉民對於平常休閒的參與現況，分 成以下二個部份加以說明：第一部分為泰武鄉鄉民對休閒參與之現況分析；
第二部分為不同背景變項的泰武鄉鄉民對休閒參與程度之差異情形。
一、泰武鄉鄉民對休閒參與之現況分析
(一) 結果
休閒參與量表包含「休憩型」、「傳統型」、「知性型」、「嗜好型」四個面 向，總共 24 題。試題為 Likert 題型，每題得分為 1（非常不同意）～5 分（非 常同意），中間值為 3 分（沒有意見）。因此，受試民眾得分超過 3 分愈多，
則表示對於該項目的休閒參與程度愈高。結果顯示（如表 4-15），研究對象，
平均分數為 2.77 分，標準差為 0.74，茲將重要結果分述如下：
1.整體構面
各構面之平均數，以「傳統型」得分最高，其次為「嗜好型」，再其次為
「休憩型」，最後為「知性型」。在題項中，平均分數最高的前三項依序為：
第 10 題「傳統婚禮活動（聯歡舞…等）」；第 4 題「豐年祭活動」；第 9 題「散 步」；而平均分數最低的前三項依序為：第 17 題「釣魚」；第 14 題「跳舞」
與第 2 題「騎自行車」則並列倒數第二低分。
2.休憩型
針對民眾在休閒之「休憩型」休閒參與構面進行分析，結果得知泰武鄉 鄉民在「休憩型」休閒參與程度最高的前三項依序為：第 15 題「玩電腦（上 網、線上遊戲…等）」；第 12 題「到電影院看電影」；第 6 題「跑步」。
3.傳統型
針對民眾在休閒之「傳統型」休閒參與構面進行分析，結果得知泰武鄉 鄉民在「傳統型」休閒參與程度最高的前三項依序為：第 10 題「傳統婚禮活 動（聯歡舞…等）」；第 4 題「豐年祭活動」；第 7 題「原住民尋根活動」。
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4.知性型
針對民眾在休閒之「知性型」休閒參與構面進行分析，結果得知泰武鄉 鄉民在「知性型」休閒參與程度最高的前三項依序為：第 5 題「參觀各類型 展覽（藝文、科學…等）」；第 1 題「樂器（吉他、電子琴、打鼓…等）」；第 3 題「旅遊」。
5.嗜好型
針對民眾在休閒之「嗜好型」休閒參與構面進行分析，結果得知泰武鄉 鄉民在「嗜好型」休閒參與程度最高的前三項依序為：第 9 題「散步」；第 8 題「觀賞表演活動」；第 18 題「喝酒」。
表 4-15
泰武鄉鄉民在休閒參與之調查現況
題號 題目內容 平均數 標準差 項目
排序 構面 排序 休憩型構面 2.66 0.98 3
06 跑步 2.64 1.21 11
11 水域運動 2.61 1.32 13
12 到電影院看電影 2.68 1.36 10
14 跳舞 2.42 1.26 16
15 玩電腦（上網、線上遊戲……） 2.96 1.50 5 傳統型構面 3.15 0.91 1
04 豐年祭活動 3.32 1.23 2
07 原住民尋根活動 2.81 1.30 7 01 樂器（吉他、電子琴、打鼓……） 2.75 1.39 8
03 旅遊 2.74 1.19 9
05 參觀各類型展覽（藝文、科學……） 2.84 1.30 6
13 攝影 2.46 1.33 14
16 學習傳統技藝（歌謠、編織、皮雕、刺繡、
串珠…） 2.64 1.39 11
10 傳統婚禮活動（聯歡舞……） 3.33 1.15 1 註：N = 386
（續下頁）
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題號 題目內容 平均數 標準差 項目
排序 構面 排序 知性型構面 2.62 0.83 4
17 釣魚 2.28 1.37 18
嗜好型構面 2.82 0.80 2
02 騎自行車 2.42 1.24 16
08 觀賞表演活動 3.14 1.09 4
09 散步 3.28 1.12 3
18 喝酒 2.45 1.42 15
整體休閒參與 2.77 0.74
註：N = 386
(二) 討論
本研究發現泰武鄉鄉民在休閒參與的整體平均數達 2.77 分，各構面中僅
「傳統型」休閒參與程度的平均值高於中間值（3 分），其餘各構面及整體平 均值皆低於量表中間值（3 分），顯示泰武鄉鄉民較常參加「傳統型」的休閒 活動外，其餘類型休閒活動的參與頻率都較低，而休閒參與的類型依序為傳 統型、嗜好型、休憩型、知性型。此結果與連婷治（1998）、李文題（2001）、
郭榮文（2003）、李美萱（2004）、陳英仁（2005）、林秋慧（2005）、柯玟琇、
郭慧珍（2008）、陳欣宏、高雅鈴（2010）、劉美英（2012）的研究結果不同。
研究者推論由於屏東縣泰武鄉是非常重視傳統且保守的原住民鄉，鄉民對部 落很有向心力，且在傳統習俗上還保有階級制度，因此鄉民對傳統型活動的 參與情形很踴躍，盡自己對家族與部落的責任。
二、不同背景變項在休閒參與之差異情形
本研究以單因子多變量變異數分析檢驗不同背景變項（包括年齡、性別、
婚姻狀況、教育程度、職業、每月平均收入）之泰武鄉鄉民在休閒參與各構 面（包含休憩型、傳統型、知性型、嗜好型）及整體之差異情形，當 F 值達 顯著水準時，再進行單因子變異數分析及薛費事後比較，以了解各組間的差 異所在。
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(一) 不同年齡在休閒參與之差異情形
1.結果
由表 4-16 得知，不同年齡在休閒參與量表的多變量檢定達顯著水準（F = 6.61，p < .05），表示不同年齡的民眾在休閒參與量表上有顯著的地差異存在，
故 H2-1 成立。
表 4-16
不同年齡在休閒參與之單因子多變量變異數分析
變異來源 Wilks′Λ df F 值
年齡 0.71 （20，1251） 6.61*
* p < .05
進一步進行單因子變異數分析，其結果如表 4-17 所示。由表 4-17 得知，
不同年齡的民眾在「休憩型」、「傳統型」、「知性型」與「嗜好型」構面上有 顯著差異。經事後比較發現，在「休憩型」方面，20 歲以下、21-30 歲、31-40 歲及 41-50 歲者的參與程度高於 51-60 歲；在「傳統型」方面，61 歲以上者 的參與程度高於 31-40 歲及 51-60 歲者；在「知性型」方面，20 歲以下、21-30 歲、41-50 歲及 61 歲以上者的參與程度高於 51-60 歲；在「嗜好型」方面，
21-30 歲及 61 歲以上者的參與程度高於 31-40 歲及 51-60 歲者。
表 4-17
不同年齡在休閒參與量表之單因子變異數分析
構面 年齡 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較
休憩型
（1）20 歲以下 66 2.92 0.64
12.78* 1,2,3,4>5
（2）21-30 歲 65 3.07 0.76
（3）31-40 歲 68 2.58 0.80
（4）41-50 歲 98 2.79 1.08
（5）51-60 歲 65 1.92 0.91
（6）61 歲以上 24 2.58 1.37
*p < .05
（續下頁）
68 的差異。此結果與張文楨（2002）、郭榮文（2003）、李美萱（2004）、梁恒華
（2006）、李繡如（2009）、方明海（2010）、施必成（2010）、劉美英（2012）、
的研究結果相同。推論其原因可能是年紀較輕的鄉民對於「休憩型」、「知
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表 4-18
不同性別在休閒參與之單因子多變量變異數分析
變異來源 Wilks′Λ df F 值
性別 0.97 (4，381) 3.22*
*p < .05
進一步進行單因子變異數分析，其結果如表 4-19 得知，不同性別的民眾 在「休憩型」、「傳統型」與「嗜好型」構面上有顯著差異。經事後比較發現，
在「休憩型」方面，男性民眾的參與程度高於女性；在「傳統型」方面，男 性民眾的參與程度高於女性；在「嗜好型」方面，男性民眾的參與程度高於 女性。而在「知性型」構面上則未達到顯著差異，表示民眾在此方面的參與 程度並不會因為性別的不同而有所不同。
表 4-19
不同性別在休閒參與量表之單因子變異數分析
構面 性別 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較 休憩型 （1）男性 190 2.82 1.01
9.55* 1>2
（2）女性 196 2.51 0.93 傳統型 （1）男性 190 3.28 0.85
6.82* 1>2
（2）女性 196 3.04 0.95 知性型 （1）男性 190 2.68 0.81
2.21
（2）女性 196 2.56 0.85 嗜好型 （1）男性 190 2.91 0.77
5.09* 1>2
（2）女性 196 2.73 0.82
*p < .05
2.討論
在性別方面，屏東縣泰武鄉鄉民在休閒參與上會因性別之不同而有顯著 的差異。此結果與張文楨（2002）、郭榮文（2003）、梁恒華（2006）、李繡如
（2009）、施必成（2010）、曾含玲（2011）、劉美英（2012）的研究結果相同。
推論其原因可能是受傳統性別角色的影響，男性在休憩型、傳統型、嗜好型
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的休閒活動為主，而女性以靜態的知性型休閒活動為主。
(三) 不同婚姻狀況在休閒參與之差異情形
1.結果
由表 4-20 得知，不同婚姻狀況在休閒參與量表的多變量檢定達顯著水準 (F = 8.50，p < .05)，表示不同婚姻狀況的民眾在休閒參與量表上有顯著的差 異存在，故 H2-3 成立。
表 4-20
不同婚姻狀況在休閒參與之單因子多變量變異數分析
變異來源 Wilks′Λ df F 值
婚姻狀況 0.84 (8，760) 8.50*
* p < .05
進一步進行單因子變異數分析，其結果如表 4-21 所示得知，不同婚姻狀 況的民眾在「休憩型」、「傳統型」、「知性型」與「嗜好型」構面上有顯著差 異。經事後比較發現，在「休憩型」方面，其他婚姻狀況民眾的參與程度高 於已婚及未婚者，而未婚民眾的參與程度又高於已婚者；在「傳統型」方面，
已婚民眾的參與程度高於未婚者；在「知性型」方面，其他婚姻狀況民眾的 參與程度高於已婚者；在「嗜好型」方面，其他婚姻狀況民眾的參與程度高 於已婚及未婚者。
表 4-21
不同婚姻狀況在休閒參與量表之單因子變異數分析
構面 婚姻狀況 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較 休憩型
（1）已婚 210 2.48 1.01
14.10* 3>2>1
（2）未婚 158 2.79 0.77
（3）其他 18 3.60 1.47
*p < .05
（續下頁）
71 而有顯著的差異。此結果與郭榮文（2003）、李美萱（2004）、李繡如（2009）、
方明海（2010）的研究結果相同。推論其原因可能是已婚者較重視家族及部
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不同而有顯著的差異。此結果與郭榮文（2003）、李英仁（2005）、李繡如
（2009）、劉美英（2012）的研究結果相同。推論其原因可能是教育程度較低 者在休閒資訊、技能取得較不利，故從事休閒活動的類型有限。
(五) 不同職業在休閒參與之差異情形
1.結果
由表 4-24 得知，不同職業在休閒參與量表的多變量檢定達顯著水準（F = 3.99，p < .05），表示不同職業的民眾在休閒參與量表上有顯著的差異存在，
故 H2-5 成立。
表 4-24
不同職業在休閒參與之單因子多變量變異數分析
變異來源 Wilks′Λ df F 值
職業 0.82 (20，1251) 3.99*
*p < .05
運用單因子變異數分析，其結果如表 4-25 所示得知，不同職業的民眾在
「休憩型」與「知性型」構面上有顯著差異。經事後比較發現，在「休憩型」
方面，從事服務業的民眾參與程度高於工業者；在「知性型」方面，學生的 參與程度高於工業者。而在「傳統型」、「嗜好型」構面上則未達到顯著差異，
表示民眾在這兩方面的參與程度並不會因為職業的不同而有所不同。
表 4-25
不同職業在休閒參與量表之單因子變異數分析
構面 職業 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較
休憩型
（1）農 33 2.47 1.21
4.24* 3>2
（2）工 123 2.39 0.91
（3）服務業 61 2.99 1.02
（4）軍公教 51 2.82 0.50
（5）學生 53 2.84 0.66
（6）其他 65 2.70 1.27
*p < .05
（續下頁）
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表 4-26
不同每月平均收入在休閒參與之單因子多變量變異數分析
變異來源 Wilks′Λ df F 值
每月平均收入 0.86 (16，1155) 3.75*
＊ p< .05
進一步進行單因子變異數分析，其結果如表 4-27 所示得知，不同每月平 均收入的民眾在「休憩型」、「傳統型」、「嗜好型」與「知性型」構面上有顯 著差異。經事後比較發現，在「休憩型」方面，收入介於 40,001 元～60,000 元的民眾參與程度高於無收入者及收入在 20,000 元以下者；在「知性型」方 面，收入介於 60,001 元～80,000 元的民眾參與程度高於無收入者及收入在 20,000 元以下者；在「嗜好型」方面，收入介於 40,001 元～60,000 元的民眾 參與程度高於無收入者；在「知性型」構面上則未發現任何差異組別。
表 4-27
不同每月平均收入在休閒參與量表之單因子變異數分析
構面 每月平均收入 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較
休憩型
（1）無收入 107 2.61 0.90
3.94* 4>1,2
（2）20,000 元以下 108 2.50 1.09
（3）20,001 元～40,000 元 96 2.63 0.91
（4）40,001 元～60,000 元 51 3.13 1.06
（5）60,001 元～80,000 元 24 2.80 0.51
傳統型
（1）無收入 107 2.96 0.89
4.22* 5>1,2
（2）20,000 元以下 108 3.09 0.84
（3）20,001 元～40,000 元 96 3.23 0.85
（4）40,001 元～60,000 元 51 3.28 1.13
（5）60,001 元～80,000 元 24 3.72 0.66
* p < .05
（續下頁）
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構面 每月平均收入 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較
構面 每月平均收入 人數 平均數 標準差 F 值 事後比較