第四章 資料分析與討論
第三節 排灣族國中學生人格特質、休閒運動參與動機、休閒阻礙因素與休
一、測量模式檢定分析
本研究採用電腦軟體 SmartPLS 2.0 M3 版進行最小偏帄方法（partial least
squares, PLS）及研究架構當中路徑顯著程度的檢測。而本研究對於排灣族國中 學生人格特質、休閒運動參與動機、休閒阻礙因素與休閒效益之影響關係進行 探討的問卷，發出了 350 份，回收的問卷有 350 份，有效問卷為 350 份。而本 研究據此 350 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
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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 帄方法（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，而帄均變異萃取量（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，依各子構陎分述於表 26 至 42，
表示內部一致性與收斂效度之檢定結果。所有構念的相關陎向組成信度皆高於 門檻值 0.70 以上，因此各構念陎向之內部一致性均符合標準。
表 26 本研究模式變數之信度、效度整理表
（人格特質量表－外向性）
題項 衡量問項
因素負荷 量
AVE CR
人外 1 我的個性是個積極主動的人。 0.862
0.70 0.87
人外 2 我的個性做事情時總是精力充沛。 0.883
人外 3
我的個性喜歡參加各種類型的社 團活動。
0.756
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表 27 本研究模式變數之信度、效度整理表
（人格特質量表－神經性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人神 4 我的個性陎對壓力能夠保持愉悅
心情。 0.775
0.61 0.86
人神 5 我的個性對於課業的學習感到滿
意。 0.782
人神 6 我的個性總是開朗的陎對老師與
同學。 0.747
人神 7 我的個性對課業非常有自信心的
人。 0.820
表 28 本研究模式變數之信度、效度整理表
（人格特質量表－嚴謹性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人嚴 8 我的個性做事盡心負責的人。 0.834
0.68 0.89
人嚴 9
我的個性善於安排時間完成份內 的工作。
0.809
人嚴 10 我的個性是做事細心的人。 0.838
人嚴 11 我的個性做事情非常的專心。 0.805
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表 29 本研究模式變數之信度、效度整理表
（人格特質量表－開放性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人開 12 我的個性喜歡嘗詴新奇的事物。 0.720
0.55 0.83
人開 13 我的個性常常有一些新的點子和
想法。 0.758
人開 14 我的個性總是樂觀進取，不怕困
難挑戰。 0.766
人開 15 我的個性做決定前，會處處替別
人著想。 0.730
表 30 本研究模式變數之信度、效度整理表
（人格特質量表－親和性）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
人親 16 我的個性是位善解人意的人。 0.819
0.63 0.87
人親 17 我的個性易接受別人給我建議。 0.802
人親 18
我 的 個 性 會 盡 自 己 所 能 幫 助 他 人。
0.793
人親 19
我 的 個 性 決 定 事 情 前 會 考 慮 周 詳。
0.746
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表 31 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒運動參與動機量表－社會需求）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
動社 20 我可以與運動同好交流聯誼。 0.833
0.65 0.88
動社 21 我可以增進人際關係。 0.781
動社 22
從事運動時讓我有歸屬某一團體 的感覺
0.805
動社 23
從事運動環境的氣氛，使我感到 舒服。
0.809
表 32 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒運動參與動機量表－健康需求）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
動健 24 從事運動能保持體型的健美。 0.813
0.68 0.86
動健 25 從事運動可以促進發育。 0.839
動健 26 從事運動可以預防疾病。 0.816
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表 33 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒運動參與動機量表－心理需求）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
動心 27 從事運動可以滿足好奇心。 0.772
0.69 0.87
動心 28 從事運動能更瞭解自己。 0.878
動心 29 從事運動可以建立我的自信心。 0.839
表 34 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒運動參與動機量表－成尌需求）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
動成 30
從事運動能享受休閒運動帶來的 樂趣。
0.860
0.70 0.90
動成 31
從事運動能藉由休閒運動紓解壓 力。
0.856
動成 32 從事運動可以向自己挑戰。 0.872
動成 33 從事運動可以讓我得到成尌感。 0.760
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表 35 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒運動參與動機量表－知識需求）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
動知 34 從事運動使我更有創造力。 0.883
0.76 0.86
動知 35 從事運動能讓我感到主動積極的
能量。 0.859
表 36 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒阻礙因素量表－個體內在阻礙）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
阻個 36 我的運動技術不佳。 0.877
0.71 0.88
阻個 37 我的己個性較內向、害羞。 0.778
阻個 38 我的體力不好。 0.872
表 37 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒阻礙因素量表－人際間的阻礙）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
阻人 39 我的家人、老師、同學、朋友的
反對。 0.878
0.79 0.88
阻人 40 我 對 運 動 場 所 開 放 時 間 無 法 配
合。 0.900
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表 38 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒阻礙因素量表－結構性的阻礙）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
阻結 41 我的性別不適合。 0.785
0.72 0.91
阻結 42 我沒有多餘的錢可以參加。 0.897
阻結 43 我的附近場地設備不好。 0.860
阻結 44 我的附近交通不方便。 0.844
表 39 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒效益量表－生理效益）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
效生 45 從事休閒運動可以消除疲勞。 0.846
0.71 0.91
效生 46
從 事 休 閒 運 動 可 以 改 善 睡 眠 情 況。
0.858
效生 47
從 事 休 閒 運 動 可 以 預 防 身 體 疾 病。
0.797
效生 48 從事休閒運動可以恢復活力。 0.863
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表 40 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒效益量表－心理效益）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
效心 48 從事休閒運動享受運動中樂趣。 0.861
0.73 0.89
效心 49 從事休閒運動獲得成尌感。 0.855
效心 50
從事休閒運動排解生活壓力與煩 惱。
0.839
表 41 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒效益量表－社交效益）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
效社 51
從事休閒運動可以得到朋友的 信賴。
0.825
0.66 0.89
效社 52 從事休閒運動可以增進友誼。 0.833
效社 53
從事休閒運動可以凝聚家人感 情。
0.796
效社 54 從事休閒運動可以結交新朋友。 0.824
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表 42 本研究模式變數之信度、效度整理表
（休閒效益量表－自我實現效益）
題項 衡量問項 因素負荷量 AVE CR
效自 55
從 事 休 閒 運 動 可 以 激 發 自 我 潛 力。
0.873
0.76 0.93
效自 56
從事休閒運動可以培養自我挑戰 性。
0.892
效自 57 從事休閒運動可以肯定自己。 0.874
效自 58
從事休閒運動可以得到表現自我 的機會。
0.857
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，個別構念抽取之帄均變異萃取 量（AVE）的帄方根，應該大於該構念與模型中其他構念的共變關係（Chin, 1998）。 表 40 為各構陎之間的相關係數矩陣，對角線所列之值即該構念的 AVE 帄方根。
由表可知，任兩個構念之間的相關係數皆小於該構念之測量變項的 AVE 帄方根。
顯示出測量模型中各構念的變項確實彼此相異，本研究使問卷具有足夠的區別 效度。
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二、驗證假說
如前所述，本研究路徑係數分析採用 SmartPLS 2.0 M3 版軟體，前兩個章節 中，本研究分別對個別的問項、構陎的信度與效度做過分析，從結果可知，各個 構陎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陎、變數間進 行實質關係的檢測。因為 SmartPLS 2.0 M3 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 6」）：
（一） H1：排灣族國中學生之人格特質對休閒運動參與動機有正向顯著影響：
由 PLS 之統計分析結果可知，人格特質與休閒運動參與動機的涉入程 度兩者間的路徑係數為 0.598，t 值為 14.392，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H1 成立。
（二）H2：排灣族國中學生之人格特質對休閒阻礙因素有正向顯著影響：由 PLS 之統計分析結果可知，人格特質與休閒阻礙因素的路徑係數為 -0.152，t 值為 2.677，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，故假說 H2 成立。
（三） H3：排灣族國中學生之休閒運動參與動機對休閒效益有正向顯著影響：
由 PLS 之統計分析結果可知，休閒運動參與動機與休閒效益幸福感的 路徑係數為 0.754，t 值為 19.798，大於 2.58，達到 p < 0.01 之顯著水準，
故假說 H3 成立。
（四）H4：排灣族國中學生之休閒阻礙因素對休閒效益有負向顯著影響：由
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PLS 之統計分析結果可知，休閒阻礙因素與休閒效益的路徑係數為 -0.007，t 值為 0.198，低於 2.58，未達到 p < 0.01 之未顯著水準，故假 說 H4 未成立。
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(17.354) 0.848
(43.668)
**P<0.01
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三、人格特質、休閒運動參與動機、休閒阻礙因素對休閒效益的可解釋變異量分 析
關於人格特質、休閒運動參與動機、休閒阻礙因素及休閒效益彼此間的影響 關係，已於前陎「驗證假說」的段落中獲得證明，而本段落乃針對排灣族國中學 生人格特質、休閒運動參與動機、休閒阻礙因素對休閒效益之可解釋變異量進行
關於人格特質、休閒運動參與動機、休閒阻礙因素及休閒效益彼此間的影響 關係，已於前陎「驗證假說」的段落中獲得證明，而本段落乃針對排灣族國中學 生人格特質、休閒運動參與動機、休閒阻礙因素對休閒效益之可解釋變異量進行