此節主要說明本研究整體模式適配檢驗之結果，為求嚴謹先以驗證性因素分 析考驗正式問卷所得樣本資料之適切性。再進行整體模式適配度檢驗，並分析說 明與驗證本研究整體模式之結果。
（一）正式問卷驗證性因素分析
新竹縣公立國中學生休閒運動參與動機、休閒運動阻礙及休閒運動效益模式
（正式問卷）整體適配評鑑，各變項χ2自由度比值分別為，休閒運動參與動機(χ
2/df =6.45)、休閒運動阻礙(χ2/df =4.99)、休閒運動效益(χ2/df =6.86)，皆未達評鑑 指標(1＜χ2/df＜3)。但在SEM適配度考驗中的絕對適配度指數(χ2）受到樣本數的 影響很大，容易達到顯著水準(p<.05)（吳明隆，2010），即樣本數愈大(χ2)值數 高。學者Schumaker 與 Lomax (1996)則認為大部分的SEM研究，其樣本數多介 於200與500之間。本研究正式取樣樣本數為1,596，大於學者建議 200 至 500 之 間最多數的3倍多，因此 χ2 自由度比值(χ2/df )相對的提高。
在絕對適配度評鑑指標中，Browne 與 Cudeck, (1993)認為當RMSEA的數值 小於 .05 表示模式適配非常良好(good fit)，在 .05 ~ .08 之間表示模式良好，即 有合適配(reasonable fit)，本研究休閒運動阻礙(RMSEA=.05)符合適配非常良好，
休閒運動參與動機、休閒運動效益皆為(RMSEA=.06)，達到合理適配。
除此之外，綜觀其他適配指標方面，以絕對適配指標中的GFI、AGFI、RMR；
在增值適配度指標中的NFI、RFI、IFI、TLI、CFI；在簡約適配度指數PGFI、PNFI，
各變項皆達到評鑑指標，分析結果顯示本研究正式問卷各變項在驗證性因素分析 上有合理的適配性。詳如表4-20。
表 4-20 休閒運動參與動機、阻礙、效益驗證性因素分析適配評鑑表
類別 絕對適配度 增值適配度 簡約適配度
指標 GFI AGFI RMR RMSEA NFI RFI IFI TLI (NNFI)
CFI PGFI PNFI χ2/df
評鑑標準 >.90 >.90 <.05 <.08 >.90 >.90 >.90 >.90 >.90 >.50 >.50 1~3 休閒運動參與動機 .94 .91 .04 .06 .91 .90 .92 .91 .92 .69 .74 6.45
符合程度 ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ
休閒運動阻礙 .98 .97 .04 .05 .96 .95 .97 .96 .97 .53 .64 4.99
符合程度 ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ
休閒運動效益 .95 .93 .04 .06 .94 .92 .95 .93 .95 .67 .75 6.86
符合程度 ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ ˇ
本研究正式問卷休閒運動參與動機量表在各題項因素負荷量大於 .50 以上 且均達顯著，學者吳明隆（2009）認為在測量模式中的因素負荷量均達顯著(p<.05, t的絕對值大於1.96)，表示測量的指標變項有效反應出它所要測量的構念（潛在 變項），該測量具有良好的效度證據(validity evidence)。另一方面，本量表所有 觀察變項對其所對應的個別潛在因素之平均變異萃取量皆達到 .50 之標準(.51
~ .58) (Hair, 2006) ， 顯 示 此 變 項 量 表 在 測 量 資 料 上 具 有 良 好 之 收 斂 效 度 (convergent validity)(Jöreskog & Sörborn, 1989)。
信度分析部分，Bagozzi 與 Yi (1988) 建議個別潛在變項之組合信度宜大 於 .60 以上，而本研究休閒運動參與動機各因素(.75 ~ .82)皆符合此標準。依上 述指標數據本研究休閒運動參與動機量表與所得資料具有良好的信度。詳如表 4-21。
表 4-21 休閒運動參與動機量表效度分析摘要表（正式問卷）
註：因素負荷量為標準化之值，***p<.001
本研究正式問卷休閒運動阻礙因素量表在各題項因素負荷量大於 .50 以上 且均達顯著，學者吳明隆（2009）認為在測量模式中的因素負荷量均達顯著(p<.05, t的絕對值大於1.96)，表示測量的指標變項有效反應出它所要測量的構念（潛在 變項），該測量具有良好的效度證據(validity evidence)。另一方面，本量表所有 觀察變項對其所對應的個別潛在因素之平均變異萃取量皆達到 .50 之標準 (.52~.57) (Hair, 2006) ，顯示此變項量表在測量資料上具有良好之收斂效度 (convergent validity)(Jöreskog & Sörborn, 1989)。
信度分析部分，Bagozzi 與 Yi (1988) 建議個別潛在變項之組合信度宜大
於 .60 以上，而本研究休閒運動阻礙各因素(.73 ~ .82)皆符合此標準。依上述指
註：因素負荷量為標準化之值，***p<.001
本研究正式問卷休閒運動效益量表在各題項因素負荷量大於 .50 以上且均 達顯著，學者吳明隆（2009）認為在測量模式中的因素負荷量均達顯著(p<.05, t 的絕對值大於1.96），表示測量的指標變項有效反應出它所要測量的構念（潛在 變項），該測量具有良好的效度證據(validity evidence)。另一方面，本量表所有 觀察變項對其所對應的個別潛在因素之平均變異萃取量皆達到 .50 之標準(.51
~ .62) (Hair, 2006) ， 顯 示 此 變 項 量 表 在 測 量 資 料 上 具 有 良 好 之 收 斂 效 度 (convergent validity)(Jöreskog & Sörborn, 1989)。
信度分析部分，Bagozzi 與 Yi (1988) 建議個別潛在變項之組合信度宜大 於 .60 以上，而本研究休閒運動效益各因素(.80 ~ .84)皆符合此標準。依上述指 標數據本研究休閒運動效益量表與所得資料具有良好的信度。詳如表4-23。
表 4-23 休閒運動效益量表效度分析摘要表（正式問卷）
註：因素負荷量為標準化之值，***p<.001
（二）整體模式適配檢驗
PNFI(.71)、χ2/df(15.89)，其中χ2/df(15.89)未符合模式適配判斷，未符合原因主 要受樣本數過大影響，其餘皆符合模式適配判斷。參考學者張少熙（2003）研究 臺灣地區中學教師參與休閒運動行為模式中，驗証休閒運動歷程整體模式適配標
準評鑑中，主要係參考(GFI＞.90、CFI＞.90、RMR＜.05、χ2/df大於1~小於3之 間)等四項數據，為模式適配標準評鑑參考值，本研究整體模式除χ2/df值受樣本 數過大影響未符合外，其餘數值皆符合。
模式內在品質中估計參數(p<.05、標準化殘差(絕對值< 1.96)、誤差變異（顯 著且無差異變異）皆符合模式適配判斷。 TLI(NNFI) CFI
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第伍章 討論
本章旨在針對新竹縣公立國中學生休閒運動參與動機、阻礙因素及休閒效益 問卷調查結果進行綜合討論，內容分為：第一節新竹縣公立國中學生休閒運動參 與現況；第二節休閒運動參與動機、阻礙因素及休閒運動效益之內涵；第三節不 同背景變項休閒運動參與動機、阻礙因素及休閒運動效益之差異比較；第四節休 閒運動參與動機、阻礙因素及休閒運動效益之結構情形。