理論模式之驗證

依據先前之研究目的與相關之研究假設，建立理論模式之徑路圖（如圖 11）。 理論模式共計涵蓋 12 個觀察依變項(RS1、RS2、RS3、LB1、LB2、LB3、LB4、

LB5、LB6、WB1、WB2、WB3)、6 個觀察自變項(SL1、SL2、SL3、SL4、SL5、

SL6)、12 個觀察依變項之誤差項(ε_RS1、

ε

RS2、

ε

RS3、

ε

LB1、

ε

LB2、

ε

LB3、

ε

LB4、

ε

LB5、

ε

_LB6、ε_WB1、ε_WB2、ε_WB3)、8 個觀察自變項之誤差項(δ_SL1、δ_SL2、δ_SL3、δ_SL4、δ_SL5、

δ

_SL6)、兩個潛在內生變項(ε_RS、ε_LB、ε_WB)、一個潛在外生變項(ξ_SL)。因此，產生 12 個潛在之內生變項對於 12 個觀察依變項之迴歸係數(λ_RS1、

λ

_RS2、

λ

_RS3、

λ

_LB1、

λ

_LB2、

λ

_LB3、λ_LB4、λ_LB5、λ_LB6、λ_WB1、λ_WB2、λ_WB3)、6 個潛在之外生變項對於 6 個觀察自 變項之迴歸係數(λ_SL1、

λ

SL2、

λ

SL3、

λ

SL4、

λ

SL5、

λ

SL6)、兩個潛在內生變項對於潛在 內生變項之迴歸係數(β_LB.RS、β_WB..LB)、三個潛在之外生變項對於潛在內生變項之 迴歸係數(γ_RS.SL、γ_LB.SL、γ_WB.SL)與三個潛在內生變項之殘差項(δ_RS、δ_LB、δ_WB)。本 研究依此進行理論模式之驗證。

圖 11 理論模式之初始模式圖

註：SL1 堅持不懈；SL2 有規劃的休閒生涯；SL3 持續的個人利益；SL4 顯著的 個人努力；SL5 獨特的精神特質；SL6 強烈地認同活動；RS1 認知；RS2 行 為；RS3 情感；LB1 生理效益；LB2 心理效益；LB3 放鬆效益；LB4 社交效 益；LB5 教育效益；LB6 美學效益；WB1 生活滿意度；WB2 正向情感；WB3 負向情感。

結構方程模式資料分配非常態性問題可能發生於單變項之非常態性，其指個 別變項分配之情形，未能符合常態分配。當偏態(skewness)之值為正時，其分配 為正偏態(positive skew)；當偏態之值為負時，其分配為負偏態(negative skew)；

當偏態之值等於 0 時，其分配為對稱態(symmetrical skew)。當峰度之值為正時，

其分配為高狹峰(positive kurtosis，又稱為 leptokurtic)；當峰度之值為負時，其分 配為低闊峰(negative kurtosis，又稱為 platykurtic)；當峰度之值等於 0 時，其分配 為常態峰(normal kurtosis)。

在單變項常態性之檢定方面，理論模式各變項之偏態值介於-0.166 至 1.662 之間。認真性休閒量表各構面之偏態值介於-0.166 至 1.662 之間，認真性休閒之 構面係呈現負偏態之態勢，其中，傴 SL2 與 SL3 呈現正偏態，各構面之峰度值 介於-0.233 至 13.050 之間， SL2、SL5 與 SL6 屬低闊峰，SL1、SL3 與 SL4 為高 狹峰；遊憩專門化量表各構面之偏態值介於 0.321 至 0.794 之間，遊憩專門化之 構面皆呈現正偏態之態勢，各構面之峰度值介於 0.088 至 0.968 之間，皆為高狹 峰；休閒效益量表各構面之偏態值介於-0.519 至-0.049 之間，休閒效益之構面係 呈現負偏態之態勢，其中，傴 LB3 與 LB4 呈現正偏態，各構面之峰度值介於-0.519 至-0.049 之間，皆為低闊峰；幸福感量表各構面之偏態值介於-0.026 至 0.255 之 間，幸福感之構面係呈現正偏態之態勢，其中，傴 WB3 呈現正偏態，各構面之 峰度值介於-0.366 至 0.241 之間， WB3 屬低闊峰，WB1 與 WB2 為高狹峰。認 真性休閒、遊憩專門化、休閒效益與幸福感之量表各變項偏態係數之絕對值介於 0.010 至 1.662，均遠低於 3.0；峰度係數之絕對值介於 0.049 至 13.050，其中，傴 SL3 之峰度係數略高於 10.0 之評鑑標準，其餘各峰態係數皆遠低於 10.0。因此，

認真性休閒、遊憩專門化、休閒效益與幸福感量表各變項之偏態與峰度，可視為 趨近於常態分配，詳如表 21 所示。

表 21 理論模式單變量常態性檢定

變項 偏態檢定 峰度檢定

偏態 峰度

SL1 -0.166 0.258

SL2 0.088 -0.233

SL3 1.662 13.050

SL4 -0.014 0.184

SL5 -0.094 -0.126

SL6 -0.056 -0.136

RS1 0.783 0.968

RS2 0.794 0.088

RS3 0.321 0.218

LB1 -0.024 -0.342

LB2 -0.052 -0.142

LB3 0.016 -0.049

LB4 0.010 -0.135

LB5 -0.089 -0.071

LB6 -0.097 -0.519

WB1 0.216 0.241

WB2 0.255 -0.366

WB3 -0.026 0.155

註：SL1 堅持不懈；SL2 有規劃的休閒生涯；SL3 持續的個人利益；SL4 顯著的 個人努力；SL5 獨特的精神特質；SL6 強烈地認同活動；RS1 認知；RS2 行 為；RS3 情感；LB1 生理效益；LB2 心理效益；LB3 放鬆效益；LB4 社交效 益；LB5 教育效益；LB6 美學效益；WB1 生活滿意度；WB2 正向情感；WB3 負向情感。

理論模式驗證之結果並無任何違犯估計之現象產生，因此，顯示整個模式之 估計值，係屬正確數值無誤。在整體模式適配度之評鑑方面，初始模式整體適配 度評鑑之結果顯示，諸多適配量測指標之評鑑結果皆已達到相當良好之水準。其 中，傴概似比率卡方考驗值、近似誤差均方根、調整後之良性適配指標、Akaike 訊息準則指標、胡特臨界數以及規範卡方未達評鑑標準。然而，由於概似比率卡 方考驗值對於樣本數極為敏感，當樣本數愈大時，卡方考驗值愈容易達到顯著之 水準，因此，可能拒絕理論模式。因此，必頇同時考量其他適配量測指標之評鑑 結果。此外，即使調整後之良性適配指標與規範卡方並未達良好之水準，然而，

尚且在可接受之範圍內。因此，整體模式適配度評鑑之結果顯示，理論模式與觀 察資料之間，具有可接受之ㄧ致性。

其後，本研究再依據修正指標之建議，釋放合乎理論假定之參數估計。在此 之中，認知和行為可能具有較高的相關性，表示參與登山活動的頻次愈多可能對 登山知識的瞭解尌愈深入。因此，依據修正指標建議設定遊憩專門化之 RS1 （認 知）與 RS2（行為）之誤差項之間具有共變異，即可釋放 102.8 的卡方值。藉此，

整體模式適配度之評鑑，更可進一步提升至多數適配指標皆達相當良好之水準。

理論模式之整體模式適配度評鑑之結果，如表 22 所示。

表 22 理論模式整體模式適配度評鑑

M AIC=748.60 S AIC=342.00 I AIC=13248.14

未通過

M AIC=643.09 S AIC= 342.00 I AIC=13248.14

未通過

表 23 理論模式內在結構適配度評鑑

參數 估計值 誤差變異

R

² 完全

標準解

組成 信度

帄均變異 萃取量 λ_SL1 0.71*(t=18.14) 0.29*(t=11.91) 0.63 0.80

0.91 0.62 λSL2 0.76*(t=20.46) 0.20*(t=10.79) 0.74 0.86

λ_SL3 0.64*(t=14.63) 0.47*(t=12.76) 0.47 0.68 λ_SL4 0.75*(t=18.97) 0.27*(t=11.59) 0.67 0.82 λSL5 0.73*(t=18.15) 0.30*(t=11.91) 0.64 0.80 λ_SL6 0.65*(t=17.23) 0.29*(t=12.20) 0.59 0.77 λ_RS1 0.43* 0.41*(t=13.07) 0.31 0.56

0.76 0.53 λRS2 0.39*(t=13.69) 0.27*(t=12.83) 0.37 0.61

λ_RS3 0.68*(t=11.21) 0.023 (t=1.16) 0.95 0.98 λLB1 0.73* 0.34*(t=12.21) 0.62 0.78

0.93 0.68 λ_LB2 0.78*(t=19.46) 0.17*(t=10.39) 0.78 0.89

λLB3 0.81*(t=19.19) 0.20*(t=10.68) 0.77 0.88 λ_LB4 0.76*(t=0.042) 0.26*(t=11.62) 0.69 0.83 λLB5 0.71*(t=17.75) 0.23*(t=11.72) 0.68 0.83 λ_LB6 0.65*(t=15.31) 0.35*(t=12.58) 0.54 0.74 λWB1 0.56* 0.31*(t=9.16) 0.51 0.71

0.71 0.46 λ_WB2 0.75*(t=10.71) 0.23*(t=4.95) 0.71 0.84

λWB3 0.36*(t=7.04) 0.62*(t=12.91) 0.17 0.42 註：a.*表示 p<0.05

b. SL1 堅持不懈；SL2 有規劃的休閒生涯；SL3 持續的個人利益；SL4 顯著 的個人努力；SL5 獨特的精神特質；SL6 強烈地認同活動；RS1 認知；RS2 行為；RS3 情感；LB1 生理效益；LB2 心理效益；LB3 放鬆效益；LB4 社 交效益；LB5 教育效益；LB6 美學效益；WB1 生活滿意度；WB2 正向情 感；WB3 負向情感。

經計算所有潛在變項間相關係數之信賴區間，在 95 %信賴水準之前提之下，

並未有任一相關係數之信賴區間涵蓋±1.0。因此，理論模式各潛在變項之鑑別效 度，即可依此推論成立，如表 24。

表 24 理論模式潛在變項之相關矩陣

變數 1 2 3 4

1 認真性休閒 0.62

2 遊憩專門化

0.88*

(0.02) t=42.53

0.53

3 休閒效益

0.77*

(0.03) t=29.69

0.72*

(0.03) t=23.36

0.68

4 幸福感

0.53*

(0.05) t=11.09

0.54*

(0.05) t=11.11

0.58*

(0.04) t=12.92

0.46 註：a. ( )內之數值為標準誤

b. *表示 p<0.05

c. 對角線之數值為帄均變異萃取量

在結構模式方面，認真性休閒對於遊憩專門化之迴歸係數(γ_RS.SL)為 0.86，此 一係數已達顯著水準，R ²值為 0.74，亦即認真性休閒可以解釋遊憩專門化 74 % 之變異；認真性休閒與遊憩專門化對於休閒效益之迴歸係數(γ_LB.SL、β_LB.RS)分別為 0.58 與 0.21 前述係數亦皆已達顯著水準，R²值係為 0.60，亦即認真性休閒與遊憩 專門化可以解釋休閒效益 60 %之變異；認真性休閒與休閒效益對於幸福感之迴歸

係數(γ_LB.SL、

β

LB.RS)分別為 0.23 與 0.40 前述係數亦皆已達顯著水準，R² 值係為

0.35，亦即認真性休閒與休閒效益可以解釋幸福感 35%之變異，如表 25。

表 25 理論模式之結構係數

參數 估計值 誤差變異

R

²

γ

RS.SL 0.86*(t=9.93) 0.26* (t=4.80) 0.74

γ

_LB.SL 0.58*(t=5.87)

0.40* (t=8.15) 0. 60

β

_LB.RS 0.21*(t=2.26)

γ

WB.SL 0. 23*(t=2.55)

0.65* (t=6.52) 0.35

β

_WB.LB 0.40*(t=4.25)

註：*表示 p<0.05

在認真性休閒對於休閒效益之關係方面，遊憩專門化扮演重要之中介角色。

認真性休閒對於休閒效益總效果之係數為 0.77，在此之中，認真性休閒對於休閒 效益之直接效果之係數為 0.58，認真性休閒透過遊憩專門化影響休閒效益之間接 效果之係數為 0.18。由此可知，遊憩專門化中介認真性休閒對於休閒效益 23.38%

(0.18*/0.77*)之總效果，如表 26。

在認真性休閒對於幸福感之關係方面，遊憩專門化和休閒效益扮演中介角 色。認真性休閒對於幸福感總效果之係數為 0.54，在此之中，認真性休閒對於幸 福感之直接效果之係數為 0.23，認真性休閒透過遊憩專門化和休閒效益影響幸福 感之間接效果之係數為 0.31。由此可知，遊憩專門化與休閒效益中介認真性休閒 對於幸福感 57.41% (0.31*/0.54*)之總效果，如表 26。

本研究參酌 Baron and Kenny(1986)對中介效果的做法，而採取 Sobel 檢定，

其中，檢驗遊憩專門化中介認真性休閒對於休閒效益之 Sobel 檢定值為 2.20，p 值為 0.028，因此，遊憩專門化之中介效果成立。此外，遊憩專門化與休閒效益 扮演多元中介效果之角色，其中，休閒效益中介認真性休閒對於幸福感之 Sobel 檢定值為 3.44，p 值為 0.001，因此，休閒效益之中介效果成立；遊憩專門化與休 閒效益中介認真性休閒對於幸福感之 Sobel 檢定值為 1.98， p 值為 0.048，因此，

遊憩專門化與休閒效益之中介效果亦成立。

中介效果之模式亦可藉由三個迴歸方程式加以檢定。Baron and Kenny (1986) 指出，中介效果之成立必頇符合以下條件：(a)獨立變項必頇影響中介變項；(b)

獨立變項必頇影響依變項；(c)中介變項必頇影響依變項。本文亦依此進行中介效 果之檢定，迴歸分析之結果顯示，前述三個迴歸方程式全數成立，而且亦已皆達 顯著之水準，此外，倘若將認真性休閒與遊憩專門化置入同一迴歸方程式藉以檢 定二者對於休閒效益之影響，認真性休閒對於休閒效益之迴歸係數更由單獨影響 依變項時之 0.725 降至 0.656。因此，遊憩專門化之中介效果成立。另外，倘若將 認真性休閒、遊憩專門化、休閒效益同時置入同一迴歸方程式藉以檢定三者對於 幸福感之影響，認真性休閒對於幸福感之迴歸係數更由單獨影響依變項時之 0.419 降至 0.066。因此，遊憩專門化與休閒效益之中介效果成立。

表 26 理論模式潛在變項關係之直接效果、間接效果與總效果

關係 直接效果 間接效果 總效果

認真性休閒→遊憩專門化 0.86*

(t=9.93)

0.86*

(t=9.93) 認真性休閒→休閒效益 0.58*

(t=5.87)

0.18*

(t=2.24)

0.77*

(t=13.62) 認真性休閒→幸福感 0.23*

(t=2.55)

0.31*

(t=4.19)

0.54*

(t=8.03) 遊憩專門化→休閒效益 0.21*

(t=2.26)

0.21*

(t=2.26) 休閒效益→幸福感 0.40*

(t= 4.25)

0.40*

(t=4.25)

遊憩專門化→幸福感 0.09*

(t= 1.99)

0.09*

(t=1.99) 註：*表示 p<0.05

圖 12 理論模式之實證結果

註：SL1 堅持不懈；SL2 有規劃的休閒生涯；SL3 持續的個人利益；SL4 顯著的 個人努力；SL5 獨特的精神特質；SL6 強烈地認同活動；RS1 認知；RS2 行 為；RS3 情感；LB1 生理效益；LB2 心理效益；LB3 放鬆效益；LB4 社交效 益；LB5 教育效益；LB6 美學效益；WB1 生活滿意度；WB2 正向情感；WB3 負向情感。

第四節 結果與討論

本節將對先前所提出之研究假設，依據結構方程模式之統計分析結果，進行 假設之檢定，並依據前人之研究發現進行相關結果之討論。

本節將對先前所提出之研究假設，依據結構方程模式之統計分析結果，進行 假設之檢定，並依據前人之研究發現進行相關結果之討論。

在文檔中 認真性休閒、遊憩專門化、休閒效益與幸福感之關係 (頁 83-96)