第四章 研究結果與討論
第五節 研究對象社會人口學變項、休閒活動參與對生活壓力的預測力78
為了了解研究對象的社會人口學變項和休閒活動參與是否能有效 預測生活壓力，本研究以多元迴歸分析進行處理，盼找出最能預設生 活壓力的重要變項。其中因社會人口學變項包括「性別」、「年級」、「父 母親婚姻狀況」、「家庭社經地位」、「補習狀況」、「每週零用錢金額」、
「在校段考成績表現」共七項，先將類別變項轉換為虛擬變項。
本研究「性別」以男生為「1」、女生為「0」；「年級」為序位變項，
七年級為參照組，虛擬為八年級為「1」（八年級為 1；非八年級為 0）
及九年級為「1」（三年級為 1；非九年級為 0）；「父母婚姻狀況」以同 居為參照組，虛擬為分居為「1」（分居為 1；非分居為 0）並虛擬離婚 為「1」（離婚為 1；非離婚為 0）及父母其中一方去世為「1」（父母其 中一方去世為 1；非父母其中一方去世為 0）。
「家庭社經地位」為連續變項，所以無須轉換為虛擬變項，「補習 狀況」則以每週補習時間 10 小時以下為參照組，虛擬為 11~20 小時為
「1」（11~20 小時為「1」；非 11~20 小時為「0」）及 21 小時以上為「1」
（21 小時以上為「1」；非 21 小時以上為「0」）
「每週零用錢金額」以無零用錢為參照組，虛擬為 100 元以下為
「1」（100 以下為「1」；非 100 以下為「0」）、虛擬 101~499 元為「1」
（101~499 元為「1」；非 101~499 元為「0」）和 500~999 元為「1」（500~999 元為「1」；非 500~999 元為「0」）以及 1000 元以上為「1」（1000 元 以上為「1」；非 1000 元以上為「0」）；「在校段考成績表現」以班上第 1~10 名為參照組，虛擬為班上第 11~20 為「1」（班上第 11~20 名為「1」； 非班上第 11~20 名為「0」）與班上第 21 名之後為「1」（班上第 21 名 之後為「1」；非班上第 21 名之後為「0」）另外，「家庭社經地位」、「休 閒活動參與」及休閒活動參與之各類別（運動或體能型、文藝型、社 交型、康樂型、作業型）皆為連續變項，所以此五個項目直接進入迴 歸分析。
為了解迴歸模式各預測變項是否有共線性(Collinearity)關係，
故接著診斷其變異數膨脹因素(Variance inflation factor；VIF)及 容忍度(Tolerance；TOL)。根據吳明隆(2005)表示，當 VIF 值大於 10 及 TOL 值小於 0.1 時，則自變項間及有可能發生線性重和的情況。而 本研究中，如表 4-5-1 所示，各變項之容忍度 TOL 為 0.15～0.90、變 異膨脹因素 VIF 為 1.11～6.72、因此各變項間並無多元共線性關係。
多元迴歸結果如表 4-5-1 所示，研究對象的社會人口學變項和休 閒活動參與及其各類別可預測生活壓力(R2=.132，F=2.32，
P
＜.001)，並解釋生活壓力的總變異量為 13.2%，其中主要可預測的變項為「補 習狀況（每週補習時間 11~20 小時）」（β=-0.172，t=-2.125，
P
<.05）、「在校段考成績表現（班排名第 11~20 名）」（β=-0.267，t=-3.338，
P
<.001）、「康樂型休閒活動參與」（β=-0.221，t=3.511，P
<.001）、「作 業型休閒活動參與」（β=-0.156，t=2.408，P
<.05）等四項，此結果 顯示，社會人口學變項中每週補習時間為 11~20 小時和在校段考成績 表現為班排名第 11~20 名比其他社會人口學變項較能預測生活壓力，而休閒活動參與類型中的「康樂型」和「作業型」亦較其他休閒活動 參與類型可預測生活壓力。
表 4-5-1 研究對象社會人口學變項、休閒活動參與、生活壓力之多元迴歸分析
第六節 討論
根據本研究目的與問題，將研究結果分成以下三部分進行討論：
一、研究對象社會人口學變項與其休閒活動參與和生活壓力之現況 二、研究對象休閒活動參與和生活壓力之關係
三、研究對象社會人口學變項和休閒活動參與對生活壓力之預測情形
一、 研究對象社會人口學變項與其休閒活動參與和生活壓力之現況
（一）研究對象休閒活動參與現況
在休閒活動參與方面，研究對象最常見的休閒活動參與前三名分 別是「電腦或手機上網(玩線上遊戲、打電動、網路購物、facebook…
等)」、「看電視、看電影、DVD、網路電視」及「KTV 唱歌、聽廣播、
聽音樂、聽 mp3」，此與鄭味玲（2007）、許智傑（2009）、曾郁喬（2009）、 周韋杉（2011）等人的研究結果相近，青少年的休閒活動參與仍以「室 內」或「靜態」方面的活動為主，尤其以看電視、聽音樂、打電玩等 視聽感官享受的「康樂性」休閒活動占多數。
探究其可能原因為目前的國中學生處於一個科技與資訊蓬勃發展 的社會環境，電視、網路、電腦以及手機等各式 3C 產品幾乎成為現代 人的民生必需品，因此對於這些類型的休閒活動取得的可近性高，從 事起來容易且方便，再加上少子化現象，青少年在家裡缺乏手足相伴，
需要在真實生活空間與其他人一起進行的休閒活動參與，例如運動型 的球類運動、社交型的參與志工團體活動等，相較之下從事需有人作 陪或實際面對面互動的休閒活動參與程度將降低。
（二）研究對象社會人口學變項和休閒活動參與之關係
休閒活動參與部分，研究結果發現研究對象之休閒活動參與會因 社會人口學中的「性別」、「年級」、「補習狀況」、「每週零用錢金額」
之不同水準而有顯著的差異，此與劉穎輝(2011)對新北市國中生所做 的研究調查結果類似，在「運動或體能型」、「文藝型」、「社交型」、「作 業型」等類別的休閒活動參與上都因年級不同而有顯著差異，相同之 處為八年級從事運動類型的休閒活動參與程度較九年級高，不同之處 為本研究在社交類型上八年級較九年級參與程度高，探究造成此結果 的原因可能為九年級將面臨升學考試，需要準備個人考試的時間比八 年級多，因此較無精力心思投注於社交活動上。
不同的「性別」水準對此五種類型的休閒活動皆有顯著差異，此 結果與鄭味玲（2007）、顧兆台（2012）、曾于誌（2012）對國中與高 職學生所做的研究結果相近，性別在「運動或體能型」、「藝文型」、「社 交型」及「作業型」的休閒活動參與上皆有顯著差異，男生從事運動 或體能型的休閒活動參與頻率較女生高，但在藝文型、社交型和作業 型的休閒活動參與頻率則比女生低，探究其可能的原因為國中時期的
男生受青春期影響顯得較為精力旺盛、血氣方剛，所以傾向參與運動 或體能型的休閒活動，而受同儕評價和傳統性別角色的觀念影響，從 事藝文型、社交型、作業型等偏靜態的休閒活動容易被認為女性化，
因此參與的頻率不及女生頻繁。
「家庭社經地位」對「藝文型」、「康樂型」休閒活動參與有顯著 差異，此與王梅香（2002）對臺北市青少年所做的調查發現一致，家 庭屬高社經地位的國中生其從事「藝文型」和「康樂型」的休閒活動 參與較家庭屬低社經地位者的程度高，此結果也與張嘉楨（2009）對 南投市國小高年級學生所做的研究結果相近。
探究其可能的原因為高家庭社經地位者，其擁有寬裕的物質生活 可配合從事這些類型休閒活動的支出，家庭供給從事休閒活動所需的 費用、設備、資源與時間方面無經濟負擔，如：藝文型的參觀展覽費 用、才藝活動所需的器材、學費等，以及像是康樂型的電腦、書籍購 買上，普遍能提供足夠的支援，而高社經地位家庭其父母親教育程度 普遍較高，讓孩子接受藝文活動薰陶的意識可能較高，採取康樂型的 娛樂活動進行消遣的接受程度也可能較高。
而「補習狀況」對「運動或體能型」、「藝文型」、「社交型」休閒 活動參與有顯著差異，此結果與劉穎暉（2011）的研究結果不同，其 研究結果為補習時間在「康樂型」和「知識型」的休閒活動參與有顯
著差異，補習時間長的國中學生參與康樂型的休閒活動較補習時間短 的國中學生頻率低，但知識型的休閒活動卻相反，而本研究結果顯示，
每週補習時間 20 小時以上的國中學生從事運動或體能型、藝文型、社 交型的頻率皆較每週補習時間 10 小時以下者低，探究兩研究結果的差 異發現可能由於調查休閒活動參與所使用的研究工具不同，休閒活動 的主觀分類並非一致，所以出現全然不一樣的結果。
此外，推測本研究結果的原因為運動或體能型、藝文型、社交型 的休閒活動需要充沛的體力、獨立的時間和空間，且需友伴陪同的比 率較高，補習時間長的學生花費時間精力於補習，缺乏體力與時間參 與，所以傾向較不費體力腦力、可自行獨立完成和隨時可依自己時間 主導進行的休閒活動，例如:康樂型的聽音樂、作業型的作手工藝品等。
再者，本研究發現「每週零用錢金額」對「運動或體能型」以及
「康樂型」休閒活動參與有顯著差異，此結果與陳冠惠（2003）、鄭味 玲（2009）、鄭惠玲（2012）所做的研究相近，擁有金額較高零用錢的 國中學生其參與康樂型休閒活動頻率較高，本研究每週零用錢金額 1000 元以上的國中學生較 100 元以下的國中學生從事較高頻率的康樂 型休閒活動，但此研究結果有別於張瀞如（2009）的研究結果，其研 究結果為「每週零用錢金額」對「社交型」的休閒活動參與類別具顯 著差異，探究導致兩研究結果差異的可能原因為本研究所使用的研究
工具將電腦和手機上網歸類為康樂型休閒活動，然而本研究發現國中 學生從事電腦或手機上網的頻率最高，反應出近年來電腦和手機上網 的普及影響了社交方式，過去常見的面對面坐下來聚餐、聊天、出遊 等人際互動的活動漸漸轉變成透過網路視訊、簡訊的形式替代以達成 社交目的，造成零用錢花費用途不一樣，因此擁有較多零用錢者較有 機會購買電腦、支付手機上網費用等等。
此外，「在校段考成績表現」對「藝文型」休閒活動參與有顯著差 異，研究結果與劉穎暉（2011）對新北市國中生所做的研究吻合，在 校段考成績表現為班上排名第 1~10 名的研究對象參與「藝文型」休閒 活動比在校段考成績表現為班上排名第 21 名之後者頻率高，探究其原 因可能為成績表現較理想的學生對需要專注思考領會的休閒活動興趣 較高，投入的意願也較高，反之，成績表現較不理想的學生則比較喜
此外，「在校段考成績表現」對「藝文型」休閒活動參與有顯著差 異，研究結果與劉穎暉（2011）對新北市國中生所做的研究吻合，在 校段考成績表現為班上排名第 1~10 名的研究對象參與「藝文型」休閒 活動比在校段考成績表現為班上排名第 21 名之後者頻率高，探究其原 因可能為成績表現較理想的學生對需要專注思考領會的休閒活動興趣 較高，投入的意願也較高，反之，成績表現較不理想的學生則比較喜