研究假設之檢定

本研究共有兩部分的假設，分別是測量模式的假設以及結構模式的假設。測 量模式的假設主要目的在於確認本研究之潛在建構具有足夠信度和效度以及國 外量表之潛在構念具有足夠信度和效度。因此，一個無效之潛在構念是無法做為 理論推論的，而其t 值的絕對值至少應大於 1.96，測量假設的各別信度一般以 R² 來代表。所以只要t 值達到顯著程度，信度 R²便可以被接受(黃芳銘，2002)。

再者，結構模式假設所指的就是潛在變項間的相互關係，也是本研究主要理 論的因果關係，本研究的三項結構模式假設：

假設四：「休閒覺知自由」與「休閒組礙」間有相關性。

假設五：「休閒覺知自由」顯著且正向影響「休閒參與」。

假設六：「休閒組礙」顯著且負向影響「休閒參與」。

一、測量模式

檢驗測量模式的部分，由表29 中可以看出十一個觀察變項在其所反映的潛 在變項上的t 值達顯著水準，因此測量模式的假設已獲得支持。

表29 修正模式之項目因素負荷量統計表

參數 非標準化參數值 標準誤 t值 標準化參數值

λ1 1.00 --- --- 0.92 λ2 0.50 0.03 19.01* 0.89 λ3 1.00 --- --- 0.85 λ4 0.20 0.03 6.70* 0.33 λ5 0.35 0.03 11.29* 0.70 λ6 1.00 --- --- 0.47 λ7 1.55 0.17 9.33* 0.66 λ8 1.27 0.14 9.16* 0.64 λ9 1.46 0.15 9.45* 0.68 λ10 1.65 0.16 10.13* 0.82 λ11 1.71 0.18 9.63* 0.71

註：未列標準誤者為參照指標，*p＜0.05。

二、結構模式

檢驗三個結構模式的假設，得到表30 之結果。由表 30 得知「休閒覺知自由」

與「休閒阻礙」關係的標準化係數為0.07，t 值為 1.41 未達到統計的顯著水準，

假設四不成立。由此可知，臺中教育大學學生參於休閒活動時，「休閒覺知自由」

與「休閒阻礙」對其休閒參與影響不是同等或是同時的，因此兩者間的關係很薄 弱。「休閒覺知自由」對「休閒參與」影響的標準化係數為0.40，t 值為 6.67 達到 統計的顯著水準，假設五成立。「休閒阻礙」對「休閒參與」影響的標準化係數 為-0.14，t 值為-2.59 達到統計的顯著水準，假設六成立。

表30 結構參數迴歸係數統計表

參數 非標準化參數值 標準誤 t值 標準化參數值

γ1 0.10 0.02 6.67* 0.40 γ2 -0.03 0.01 -2.59* -0.14 Φ21 0.07 0.05 1.41 0.07 註：*p＜0.05， 表示 t 值不顯著。

三、結構模式的穩定性

由表31 與表 32 的統計結果，可以發現評鑑指標都有通過，表示模式是被接 的。複核效化中的 MFF 卡方值差距為 9.54，自由度為 23。這個結果顯示 p＞0.05，

未達顯著水準，因此，模式穩定性獲得支持。

表31 休閒覺知自由、休閒阻礙和休閒參與複核效化評估策略適配評鑑表

整體模式適配 效度樣本

MFFχ2 WLSχ2 ΔWLSχ2 MFFχ2 ΔMFFχ2

(df) （df） (df) (df） (df) % 寬鬆策略

292.15 290.06 131.74 45.09 (84) (84) 22.06 9.54

嚴謹策略 (23) p＞0.05

(23) p＞0.05

312.42 312.12 141.28 45.22

(107) (107)

註：*p＜0.05，表示 t 值顯著。

表32 嚴謹策略模式穩定之複核效化評鑑指標

適配度考驗指標 接受值 統計量數

自由度 --- 107

絕對適配指標 (Absolute fit measures)

χ2值 (P 值) ≧0.1 312.12

適配度指數 (GFI) ≧0.9 0.94 Adjusted GFI (AGFI) ≧0.9

標準化均方根殘差 (SRMR) ≦0.08 漸進誤差均方根 (RMSEA) ≦0.1 0.061 相對適配指標 (Relative fit measures)

非規範適配指標 (NNFI) ≧0.9 0.96 比較適配指標 (CFI) ≧0.9 0.96

規範適配指標(NFI) ＞0.9 0.94 增值適配指標(IFI) ＞0.9 0.96 相對適配指標(RFI) ＞0.9 0.93 簡效適配指標 (Parsimonious fit measures)

簡效規範適配指標 (PNFI) ≧0.5 0.91 Parsimony GFI (PGFI) ≧0.5

胡特的臨界數 (CN) ≧200 470.04 卡方值自由度比 (χ2/df) 1~5 2.98 註：LISREL 在此的統計輸出沒有 AGFI 和 PGFI，所以無法評鑑 AGFI 和 PGFI。

註：表示該指標未通過

四、小結

(一)適配度指標與模式修正之關係

由原始模式進一步檢視輸出結果，發現休閒阻礙中的「個人內在阻礙」構念

「我傾向於參與那些符合我宗教信仰的新休閒活動」題項，標準化參數值為1，

符合違犯估計的條件，其t 值未達顯著，將該題項刪除後未再出現有違犯估計的 現象，模式的各指標值也都通過，模式適配為可接受的。在休閒阻礙的各題項排 序中，此題項為最後一項，其平均分數亦是最低2.46，由此可以了解此題項對於 教育大學學生而言並非休閒阻礙之重要因素。

模式修正完後，其整體適配度良好(GFI=0.95; SRMR=0.061; RMSEA=0.074;

CFI=0.95; NNFI=0.94; PNFI=0.70; CN=207.99)，而模式經由複核效化後，嚴謹策 略模式與寬鬆策略模式之卡方差異值ΔMFFχ²=9.54，df=23，p 值大於 0.05，未達 顯著水準；亦即證明本結構模式具穩定性。

(二)模式中各潛在變項間之關係及其對休閒參與的影響

休閒覺知自由越高則其影響臺中教育大學的學生其參與戶外活動也越大 (效果值 0.40 x 0.82=0.33)，而影響其參與大眾媒體類活動卻是最小的(效果值 0.40 x 0.47=0.19)；而休閒阻礙影響臺中教育大學的學生參與戶外活動亦是越大 的(效果值-0.14 x 0.82=-0.11)。所以，過去一年當中臺中教育大學學生若其本身 有較高的休閒覺知自由，則其參與戶外活動的頻率以較高；反之，則是因為有 較高的阻礙而造成其參與戶外活動的頻率較低。而休閒阻礙中的「人際阻礙」

構念，其對臺中教育大學學生是比較沒影響的(λ4=0.33)。由此，可以了解臺中 較大學學生本身參與休閒活動時並比較不會遇到「人際阻礙」，也許這與其本身 身為未來教師的訓練有關，因為老師本身就須具備良好的溝通能力以及正確的 人際觀念，才能教育學生具有待人處世之觀念。休閒覺知自由對休閒參與之 γ1=0.40，顯示當臺中教育大學學生對休閒覺知自由越高時，其參與休閒活動的 頻率也會越高，而休閒阻礙對休閒參與之γ2= -0.14，當休閒阻礙越高時，則參

與休閒活動的頻率也會越低，休閒覺知自由、休閒阻礙與休閒參與三者間結構 關係，是成立且適配的。當參與休閒活動有休閒阻礙存在，對個人產生阻礙時，

而個人的休閒覺知自由會使個人克服阻礙進而繼續參與休閒活動，此結構模式 中說明了休閒覺知自由才是真正影響休閒參與最重要的因素，此結果與Kay and Jackson (1991)發現「即使定義休閒阻礙也無法明確的限制休閒活動参與」、

Jackson (1990)「個人若能非常的沉浸於休閒活動中，即表示他的阻礙是很少 的」，及林晉宇(2002)「認為休閒阻礙的確會阻撓休閒活動參與機會，但並非 完全終止個體休閒參與之慾望，個體仍可能透過其他方式或改變活動型態，繼 續從事休閒活動」等的研究結果是相符。而休閒覺知自由、休閒阻礙與休閒參 與三者同時存在時，則休閒覺知自由與休閒阻礙兩兩間關係是不顯著的(Φ=

0.07)；此與過去陳信安(1999) 休閒覺知自由與休閒阻礙相關為-0.68、黃意文 (2003) 休閒覺知自由與休閒阻礙相關為-0.37，本研究結果與過去研究者結果顯 示兩兩間是負相關是不相符的。由此，可以發現影響臺中教育大學學生休閒參 與時，休閒覺知自由與休閒阻礙監是無相關的，兩者均是各別影響學生的休閒 參與。

因此本研究發現當休閒覺知自由、休閒阻礙對個人休閒參與的影響，為個 人有越高的休閒覺知自由時，同時受到休閒阻礙的影響，其本身仍可克服休閒 阻礙並選擇其所喜愛的休閒活動來參與；所以休閒覺知自由是影響休閒活動參 與時最重要因素，而休閒阻礙亦會影響個人參與休閒活動，但無法完全抑制或 阻止個人從事休閒活動的參與。