模式之整體適配度評鑑

此節根據上述驗證性因素分析調整過後之測量模式為基礎；進一步以

LISREL 程式驗證「線上遊戲參與者之社會支持、自我效能與休閒效益」之結構 模式；並做整體結構模式適配度考驗。

一、模式之整體適配度評鑑

整體結構模式適配度考驗是檢視觀察資料與所要考驗之理論模式間的配合 情形，所以在進行模式適配度檢視之前，要先確定各參數是否有違犯估計的問題 產生，而違犯估計標準及檢驗結果論述如下(黃芳銘，2007)：

(一)違犯估計之檢視

違犯估計指不論結構模式或測量模式中統計所輸出的估計係數超出統計可 接受的範圍，也就是模式將獲得不適當的解，若模式中發生不適當的解就是一種 違犯估計(offending estimate)，所獲得的統計估計係數是有問題的，整個模式的估 計是不正確的，必須先行處理。所以，檢驗模式適配度之前，必須加以檢視是否 有違犯估計的現象產生，再對模式做整體評鑑。通常發生的違犯估計有三種類 型，分別為：

1.有負的誤差變異數存在，或是在任何建構中存在著無意義的變異誤。

2.標準化係數超過或太接近 1 (≧0.95)。

3.有太大的標準誤。

由下表27 模式參數估計及測量誤估計摘要表，可得知標準化係數之值介於 0.48 至 0.88 之間，大部分皆未太接近 1 (通常以 0.95 為門檻)。標準誤介於 0.038 至0.058，且沒有任何負的變異誤存在。

綜合以上各項結果顯示，本研究模式並無違犯估計之現象，所以可以再進 行整體模式適配度檢定。

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表28 整體模式適配度考驗指標摘要表

註： 表示該指標未通過

結構模式假設指的就是潛在變項間的相互關係，其整個結構模式信度來看，

Bollen (1989)認為 t 值的絕對值至少應大於 1.96，表示呈顯著，只要 t 值達到顯著 的程度，信度R²就可接受，其標準化參數即代表影響的程度，也就是本研究主 要理論彙整的因果關係，如圖9 中「社會支持」、「自我效能」、「休閒效益」

三者間之因果關係。

因此，檢驗本研究第三章第三節中，針對三個結構模式的假設三、四與五進 一步驗證，從下表29 中得知「社會支持」對「自我效能」影響的標準化參數為 0.50，t 值為 5.54 達到統計的顯著水準，表「社會支持」對「自我效能」有正向 且顯著地影響，顯示假說四成立；「自我效能」對「休閒效益」影響的標準化參 數為0.24，t 值為 2.47，達顯著水準，表「自我效能」對「休閒效益」有正向且 顯著地影響，顯示假說五成立；「社會支持」對「休閒效益」影響的標準化係數 為0.52，t 值為 4.38 達到統計的顯著水準，表「社會支持」對「休閒效益」有正 向且顯著地影響，顯示假說六成立。

絕對適配指標 相對適配指標 簡效適配指標

χ² 值

(P 值) GFI AGFI SRMR RMSEA NNFI CFI PNFI PGFI χ²/df 假設模式 49.16

0.00 0.96 0.92 0.04 0.07 0.95 0.97 0.58 0.46 2.89 接受值 >0.05 ≧0.9 ≧0.9 ≦0.05 ≦0.10 ≧0.9 ≧0.9 ≧0.5 ≧0.5 1~5

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和Salla, Hovell, and Hofstetter, (1992)及古璧慎(2007)等研究相符，本研 究中是以「朋友支持」的因素負荷量較大(0.71)，而「家人支持」的因 素負荷量亦達到足以解釋社會支持的標準(0.48)。「朋友支持」意指參 與者在參與遊戲的過程中，朋友會同意、鼓勵或是願意一起參與線上 遊戲。此結果和Sylvia-Bobiak and Caldwell(2006)研究相同，該研究探 討有關大學生參與休閒活動時，同儕與家庭的支持會對休閒自我效能

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2. 「主動性」、「努力」、「堅持」足以反映線上遊戲參與者的自我效 能，和Bosscher and Smit (1998)及萬金生(2004)研究相符。本研究是以

「努力」的因素負荷量較大(0.88)，其次為「堅持」(0.78)、「主動性」

(0.67)。其中「努力」方面是指線上遊戲參與者願意付出努力去玩線上 遊戲，即便遊戲過程中遇到困難、失敗或不愉快的事，仍會加倍努力 地持續下去值到成功為止。

3.「均衡生活體驗」、「健全生活內涵」、「提升生命品質」足以反映 線上遊戲參與者的休閒效益，和高俊雄、溫景財 (1998)及于志睿 , 林 晏州(2011)研究相符。本研究是以「健全生活內涵」的因素負荷量較 大(0.76)，其次是「提升生命品質」(0.74)、「均衡生活體驗」(0.59)。

其中「健全生活內涵」是指參與線上遊戲可以增進家庭親子關係，促 進社會交友關係，增進活動同伴間的凝聚力。

(二)潛在變項彼此間之關係

1. 社會支持對自我效能之影響

結構模式中發現社會支持對自我效能的直接效果為0.50，意即線上遊 戲參與者對於感受到的社會支持越高，對於自身從事線上遊戲效能的 評估也就越高，這說明了如果要預測線上遊戲參與者的自我效能，則 社會支持會是相當有效且重要的前置變項，此結果和Hoff and

Ellis(1992)研究結論相符。並再次呼應參與者所感受到的社會支持越 高，會提升其自我效能的知覺(Haslam, Pakenham and Smith, 2006)，也 再度印證過往研究，也就是所感受到的社會支持程度越高其自我效能 也就越高(Sylvia-Bobiak and Caldwell, 2006；胡文凱，2008；張君如、

李敏惠、蔡桂城，2008)。因此，若要提高線上遊戲參與者的自我效能，

可由增強參與者的所感受到的社會支持著手。

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2. 社會支持對休閒效益之影響

結構模式中發現社會支持對休閒效益的直接影響效果為0.52，意即線 上遊戲參與者對於其所感受到的社會支持越高，其所感受到的休閒效 益也就越高，這說明了如果要預測線上遊戲參與者的休閒效益，則社 會支持會是個相當有效且重要的前置變項，此結果和余玥林(2004)研 究結論相符。也再次印證應參與者所感受到的社會支持越高，其從事 活動後所獲得的效益也就越高(Iso-Ahola and Park , 1996；鄭惠文，

2000；廖哲毅，2009；林敬豐，2010)。因此，若要提高線上遊戲參與 者的休閒效益，增強參與者的所感受到的社會支持是一有效的方法。

3. 自我效能對休閒效益之影響

結構模式中發現自我效能對休閒效益的直接影響效果為0.24，意即線 上遊戲參與者對於自身從事某一活動能力的評估越高，其從事該活動 後所得的效益也就越高，這說明了如果要預測線上遊戲參與者的休閒 效益，則自我效能會是個相當有效且重要的前置變項，此一結果與彭 信憶、郭沅志、吳忠宏(2012)研究相符。因此，若要提高線上遊戲參 與者的休閒效益，可由增強參與者的自我效能著手

自我效能與休閒效益關係的確立，為本研究探討的研究重點，而自我 效能為預測休閒效益的重要前置因子，且自我效能會正向且顯著的影 響休閒效益之研究結果為本研究的重要發現，亦是本研究在學術研究 上之貢獻。

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