研究嚴謹度分析

第三章研究方法與步驟

第五節研究嚴謹度分析

一、質性研究信效度分析

完成研究的實施程序後，再針對研究所蒐集到的相關文件資料進行資料的分析與討論，再將搜尋和組織研究中所蒐集的文件、觀察記錄、訪談資料及研究者所蒐集到的其它資料進行資料分析，以增加研究者對研究議題的理解。依據 Wise ＆ Miles(1994)指出概由以下環節所組成：

1.精簡資料(data reduction )：指對原始資料進行選擇、整合、簡化及轉化的過程。

2.展現資料(data display )：將資料進行組織化集中。

3.解釋資料(data explanation)：將事件置於文化脈絡中加以檢視，注意整體與部分的連結。

4.結論的提出與確證(conclusion drawing and verification ) ：從經過展現、歸納的資料中抽取出有意義的資料和結論。

綜觀上述，由於質化研究之信度不如量化研究有統計數據可以支持，且在信度及效度方面尚未有完全一致的看法(吳芝儀、李奉儒，1995；王文科，2001)。因此，為確保座談及訪談資料的信度，本研究採用稽核團隊的檢證與考驗，來解釋著本研究之質性研究的信度(高淑清，2001、2002、2008)。而本研究稽核團隊包括研究者與兩位教授(如表 20 所示)，在資料分析過程中，每一步驟(開放性譯碼、主軸譯碼、主題分析 ) 皆經過三人相互檢視而成之結果，期望能達成編碼者間的信度 (Intercoder reliability)，以提升本研究的正確性及可信性，使本研究的嚴謹性和結果更具有價值性。王石番 (1991) 指出信度即可靠性 (Trustworthiness) ，是指研究結果的一致性 (Consistencies)或穩定性(Stability)。據此本研究將利用「評分員信度法」檢視評分者同意度，用來測量本研究之編碼者間的信度(Intercoder reliability)，其運算方法與公式如下：

相互同意度＝

信度＝

由主軸譯碼分析各結果計算出，本研究稽核團隊三位研究者的相互同意度，列表 21 所示，求其平均相互同意度是(0.695+0.666+0.941)÷3 = 0.7673，所以本研究之編碼者間信度為 0.90。利用格伯那之文化指標的設立是以 0.80 為信度係數標準(王石番，

1991)，本研究之信度達 0.90，因此在編碼者間信度屬於相當高之信度，且不同意之編者已透過來回三次之討論下均達成最後共識。

表 20

本研究稽核團隊人員一覽表

姓名 服務單位 職稱 身份 賀力行中華大學科技管理系暨研究所處長/副教授/博士指導教授蘇維杉國立雲林科技大學休閒運動研究所副教授/博士專家學者顏君彰中華大學科技管理博士學位學程博士候選人研究者

表 21

編碼者間的相互同意度分析表

專家學者 指導教授

研究者 0.695 0.666

指導教授 0.941

在研究效度部分，本研究之臺灣地區中高齡群體休閒活動現代化及經營管理座談 2M

N1 + N2

n ×（平均相互同意度）

1+〔（n-1）× 平均相互同意度〕

M 為完全同意之數目

N1 為第一位編碼者應有的 同意數目

N2 為第二位編碼者應有的同意數目

n 為參與編碼人員數目

表 22

本研究座談、訪談大綱之專家審視名單一覽表

姓名 服務單位 職稱 國別

何龍雄國立韓國體育大學教授/博士韓國

司徒振輝國立新加坡大學教授/博士新加坡

盧慶陽國立香港大學副所長/博士香港

周冠華亞洲大專校院運動總會秘書長/博士亞洲陳鎰明明道大學休閒保健系主任/教授/博士臺灣古藤高良

IPU

‧環太平洋大學短期大學部校長/教授/博士日本

綜觀上述所論，研究者在質性研究上使用文獻分析法、專家座談法、專家訪談法與參與觀察法，是因為希望建構本研究的深度與廣度，從周宏室(2002)運動教育學研究法專書中指出研究技術互補矩陣表，內容顯示個研究法的切入性、穿透性和應用性 (如圖 18 所示)，所以本研究透過相關方法的實施來建立本研究的價值性，和質性研究層次上的專業性。

圖 18 研究技術互補矩陣分析圖 研究者引自：周宏室，2002

二、量化研究信效度分析

本研究預試問卷量表第一部份社經背景與第二部份休閒活動參與動機上，係參考尚憶薇(2000)、廖誼印、楊育寧(2006)、李維靈、施建彬、邱翔蘭(2007)李晶、林子郁 (2010)的研究內容與構面；第三部份休閒活動阻礙上，係參考吳劍秋、劉文禎(2005)、

周欣霖(2011)鄭家瑜(2011)的研究內容與構面；第四部份生活適應上，本研究則參考石泱(2009)、林東龍、余嬪、陳武宗(2010)、胡秀媛、鄭青展、邱紹一、洪福源(2011)、

周欣霖(2011)的研究內容與構面，編制而成。其次，本研究以中高齡族群為對象，本研究利用現場便利性抽樣，本研究共發出 200 份問卷，最後回收 173 份問卷，回收問卷經整理並刪除過多漏答或答題完全一致與亂答之無效問卷後，共計 154 份，有效問卷回收率為 89%，開始進行信效度分析。信度是指測驗工具所得之結果的一致程度及 穩定程度。本研究以 Cronbach's α 係數來檢視研究工具之信度。Cronbach's α 是用來 測量內部一致性的方法，將施測之量表進行信度分析，得出各因素構面的 Cronbach's α 值。效度是指測驗工具所得之結果對於所要測量的特質之正確程度。本研究採用 SEM 中的驗證性因素分析模式來檢驗研究工具之建構效度(Construct Validity)。綜觀上述所論，本段將本研究之休閒參與動機量表、休閒阻礙量表及生活適應量表逐一說明其分析考驗。

採驗證性因素分析檢驗量表的效度與信度情形，相關分析結果如下說明：

(一)估計法之選擇

在進行 LISREL 分析之前，必須先對資料的特性作完整的瞭解，以確認資料是否符合 SEM 的假定，以避免影響模式的估計與檢定結果。所以先對模式中之觀察變項的峰度(kurtosis)與偏態(skewness)進行檢定，一般而言，如果變項分配的態勢絕對值大於 3，就被視為是極端偏態，峰度絕對值大於 10 則被視為是有問題的(黃芳銘，

(二)整體適配指標評鑑

依據黃芳銘(2002；2004)的建議採用多元指標來評鑑模式適配，在絕對適配指標上，採用 likelihood-ratio χ²、GFI、SRMR、RMSEA。Likelihood-ratio χ²的顯著性需大於 0.1；GFI 值乃是介於 0 到 1 的一種連續數，其值需大於 0.90；SRMR 乃是平均殘差共變標準化的總和，其值介於 0 與 1 之間，其值需小於 0.08(Hu & Bentler, 1999)。

RMSEA 乃是基於母群近似誤的一種測量，其值小於 0.05 表示一種近似適配(close fit)，在達到 0.08 之前皆可以視為是一種合理的近似誤(Browne & Cudek, 1993)。相對適配指標則採用 NNFI 以及 CFI，此兩指標之值界介於 0 與 1 之間，其值需大於 0.9，

模式方可接受。簡效適配指標則是採用 PNFI 以及 critical N，前者是 NFI 簡效比值的 調整，其值需大於 0.5；後者選定 α 水準下的 χ²分配決定值，也是一種替研究者之樣本提出一個合理的指標，其值需大於 200。

(三)信度評鑑

本研究的信度評鑑採用組合信度(composite reliability)，其公式如下：



⁽ ⁽⁾² ⁾⁽ ⁾







 







 

c ，其中 ρc = 組合信度，λ = 觀察變項在潛在變項上的標準 化參數，θ = 觀察變項的測量誤。這個公式是由 Fornell 與 Larcker(1981)依據 Werts, Linne 與 Joreskog 於 1974 年文章所發展的，其特色是解決過去 α 係數只能處理平行 (parallel)測量或 τ 對等(τ-equivalent)測量信度的問題，而此一公式提供一種偵測同類(congeneric)測量(在因素上負荷量不均等的測量)的信度。而一般 CFA 的模式其因素上的負荷量往往是不一樣的，因此，採用此種公式才能正確的顯示信度值(黃芳銘、

溫福星，2007)。

樣本回收後，依有效樣本 154 份之答題反應進行題項之刪減工作，題項的選取以項目分析(item analysis)依受試者答題反應情形，以獨立樣本 t 考驗將量表總分依高分組(前 27.5%的受試者)和低分組(後 27.5%的受試者)在每一題得分的平均數進行差異性比較，取各題項 p<.05 達顯著差異，且決斷值(critical ratio，簡稱 CR)大於 3 以上，

作為鑑別度之依據。另外選取題項與量表總分之積差相關值達 0.4 以上，作為各題項刪除之取捨標準。

(四)量表分析

1.「中高齡族群休閒活動參與動機」部分量表

量表項目分析結果，在決斷值(CR)的表現上，除了第 12 題(我參與休閒活動，是因為能提昇休閒應用能力)的 CR 小於.3 之外，其他所有題項的 CR 皆大於 3 以上，表示此中高齡族群參與動機量表具有鑑別力;另外在題項與總分相關上，同樣除了第 12 題，其餘所有題向與量表總分之積差相關亦皆大於.4，表示本研究所編制的問卷為一有鑑別力的問卷，見表 23。

表 23

中高齡族群休閒活動參與動機項目分析摘要表

題號 量表內容 決斷值 ^各題與總

分相關

1 我參與休閒活動，能夠促進我身體健康 7.98 .546**

2 我參與休閒活動，能夠促進我維持良好的體態 11.20 .632**

3 我參與休閒活動，能減輕生理上的病痛 12.58 .631**

4 我參與休閒活動，能放鬆心情 11.54 .627**

5 我參與休閒活動，能放帶給我快樂 8.75 .577**

6 我參與休閒活動，能消除或減少生活壓力 9.89 .616**

7 我參與休閒活動，讓我學習到新事物與拓展視野 13.85 .657**

8 我參與休閒活動，能讓我發揮自己的能力，並獲得成就感 13.02 .662**

9 我參與休閒活動，能讓我提升對生活中的滿足感 13.01 .675**

10 我參與休閒活動，是因為休閒活動具有多元價值 11.95 .658**

11 我參與休閒活動，是因為能提昇我的世界觀 16.06 .678**

12 我參與休閒活動，是因為能提昇休閒應用能力 2.61 .377**

13 我參與休閒活動，是因為我周遭的人都參與 14.91 .649**

14 我參與休閒活動，是因為傳播媒體廣宣休閒活動的重要性 11.83 .624**

我參與休閒活動，是因為政府、學校經常辦理休閒活動

表 23(續)

題號 量表內容 決斷值 ^各題與總

分相關

19 我參與休閒活動，是因為可以增加生活娛樂的機會 10.04 .549**

20 我參與休閒活動，是因為可以增加與家人的互動 9.73 .543**

21 我參與休閒活動，是因為可以與朋友互動 9.38 .549**

* p<.05 **p<.01

此模式將以結構方程模式之驗證性因素分析進行檢驗是否具有良好之建構效度與組合信度，有關中高齡族群休閒活動參與動機之模式如圖 19 所示：

Y10

Y11

Y12

Y13

Y14

Y15 Y1

身體機能

自我學習 δ1

δ2

δ3 δ₄

δ5

δ6

δ8

δ9

δ10

δ11

δ12

δ13

δ14

δ15

λ1

λ2

λ3

λ4

λ5

λ6

λ7

λ9

λ11

λ10

λ12

λ13

λ14

λ15

δ7

Y16

Y17

Y18

Y19 δ18

δ19

λ16

λ17

λ18

λ19

δ17

δ16

δ20 Y20

λ20

φ₁

λ8

社會互動

娛樂價值

δ21 Y21

λ21

φ₆ φ₅ φ₄

φ₃ φ₂

由表 24 中高齡族群休閒活動參與動機一階多因素斜交模式之驗證性因素分析參數估計表，可得知除了第 12 題，其他題目的標準化迴歸係數值介於.62 至.76 之間，

大部份皆未太接近 1(通常以 0.95 為門檻)。標準誤介於.01 至.09，表示測量誤並不是很大。且沒有任何負的變異誤存在。綜合以上各項結果顯示並無違規估計之現象，所以可以再進行評鑑整體模式適合度。

6 0.29 .04 5.94

經由 LISREL8.72 版之統計估計，由表 25 為中高齡族群休閒活動參與動機型態模式之整體模式適合度考驗，首先從整體模式適合度考驗得知，絕對適配指標中的 χ²(183) =247.12，P = 0.00，達到顯著水準，表示本研究假設模式之共變數矩陣與實證資料之共變數矩陣之間有差異存在，因此，模式被拒絕，但是 χ² 易受大樣本影響而統計達顯著水準，所以必須再參考其它指標(陳正昌、程炳林，1998)。從絕對適配值來看， RMSEA = 0.021 小於接受值 0.08，顯示假設模式可接受。RMR = 0.051 小於接受值 0.08，顯示本模式可以接受。從相對適配指標來看，NNFI = 0.99 大於接受值 0.90，顯示模式可以接受。CFI = 0.99 大於接受值 0.90，顯示模式可接受。從簡效適配量指標來看，NFI = 0.99，大於接受值 0.90，顯示模式可以接受。χ²/df =1.35 小於 5，

表示模式可以接受。整體而言，三類型的適配指標有大部分通過學者所建議的門檻值除了 χ2 未通過。其它評鑑適配指標皆顯示本研究模式是屬於可以接受，因此本模式是具有良好的建構效度。當整體模式獲得效度之後，就可以對其內在結構做評鑑。

表 25

中高齡族群休閒活動參與動機驗證性因素分析模型適配度表

測量指標 理想數值 模式值 衡量標準

χ²test － 247.12 －

df － 183 －

χ²/ df <5 1.35 符合

RMSEA <=0.08 0.021 符合

RMR 越小越好 0.064 符合

GFI >0.90 0.97 符合

AGFI >0.90 0.96 符合

CFI >0.95 0.99 符合

NFI >0.90 0.99 符合

NNFI >0.90 0.99 符合

其他 20 個觀察變項的變異數解釋量介於 0.38 到 0.59 之間，此符合 Bentler 與 Wu(1993) 的建議值大於 0.20 以上，顯示個別變項具有足夠信度。在一階的四個潛在因素方面之組合信度值為 0.75 至 0.87 之間，皆達所建議的 0.6 水準以上。

表 26

中高齡族群休閒活動參與動機之組合信度分析表 變項

R

² 一階

組合信度變項

R

² 一階 組合信度

身體機能

0.86

社會互動

0. 87

Y1 0.38 Y13 0.56

Y2 0.56 Y14 0.55

Y3 0.53 Y15 0.56 Y4 0.55 Y16 0.52 Y5 0.48 Y 17 0.50

Y6 0.55 Y 18 0.53

自我學習

0.85

娛樂價值

0.75

Y7 0.56 Y19 0.48

Y8 0.58 Y20 0.50

Y9 0.59 Y21 0.53

Y10 0.55 Y11 0.56 Y12 0.17

表 27 為中高齡族群休閒活動參與動機量表各因素構面信度分析表，休閒活動參 與動機量表各因素構面 Cronbach's α 值為：「身體機能層面」因素分量表的 Cronbach’s α 為.86、「自我學習層面」因素分量表的 Cronbach’s α 為.87、「社會互動」因素分量 表的 Cronbach’s α 為.87、「娛樂價值」因素分量表的 Cronbach’s α 為.76，整體為 0.92。表中各因素構面及整體的 Cronbach's α 值介於 0.76～0.92，代表各因素構面之 決定是可信賴的，以符合建構效度的要求。

表 27

休閒參與動機量表各因素構面信度分析表 題號 量表內容

身體機能層面

Cronbach’s α=.86

1 我參與休閒活動，能夠促進我身體健康

2 我參與休閒活動，能夠促進我維持良好的體態 3 我參與休閒活動，能減輕生理上的病痛

4 我參與休閒活動，能放鬆心情 5 我參與休閒活動，能放帶給我快樂

6 我參與休閒活動，能消除或減少生活壓力 自我學習層面 Cronbach’s α=.87

7 我參與休閒活動，讓我學習到新事物與拓展視野

8 我參與休閒活動，能讓我發揮自己的能力，並獲得成就感 9 我參與休閒活動，能讓我提升對生活中的滿足感

10 我參與休閒活動，是因為休閒活動具有多元價值 11 我參與休閒活動，是因為能提昇我的世界觀社會互動

Cronbach’s α=.87

13 我參與休閒活動，是因為我周遭的人都參與

14 我參與休閒活動，是因為傳播媒體廣宣休閒活動的重要性 15 我參與休閒活動，是因為政府、學校經常辦理休閒活動 16 我參與休閒活動，能交到朋友

17 我參與休閒活動，是因為能有跟朋友在一起的機會 18 我參與休閒活動，是因為能增加與家人得感情娛樂價值

Cronbach’s α=.76

19 我參與休閒活動，是因為可以增加生活娛樂的機會 20 我參與休閒活動，是因為可以增加與家人的互動 21 我參與休閒活動，是因為可以與朋友互動

※整體中高齡族群休閒活動參與動機量表Cronbach's α值為.92

綜合以上可知本量表具有良好的效度與信度，可適用於測量臺灣中高齡族群休閒活動參與動機上的測量，做為分析中高齡族群在參與休閒活動的一種心理情感因素與認知導向，透過這種心理情感因素與認知導向的解析，預測中高齡族群參與休閒活動

在文檔中中華大學 (頁 90-112)

第三章 研究方法與步驟

第五節 研究嚴謹度分析