第三章 研究方法
第五節 研究工具
=384.16 n=樣本大小
z=在已選擇的信賴水準下（通常是 1.96）之標準誤差 p=初估的母體百分比
q=100-p
e=可接受的樣本誤差
樣本數越大，抽樣的誤差值越小，因此樣本所得的平均數和標準差 愈能代表母群體（郭生玉，1998）。本研究基於問卷回收率及無效問卷 的考量，加上提升樣本的代表性及準確性，採取配額抽樣方式，抽取 45 至 65 歲之中高齡登山者作為研究對象，於笠頂山、棚集山與里龍山 登山口各發放問卷 150 份，共計發出 450 份正式問卷，回收 450 份，回 收率達 100％，剔除無效問卷 27 份（所有量表填答選項相同或遺漏填 答），有效問卷共 423 份。
第五節 研究工具
本研究依研究目的及文獻探討修編「中高齡登山者休閒動機與休閒 效益之調查問卷」。問卷共分為三個部份，第一部份為「個人基本資料」，
用以瞭解研究對象個人背景分佈情形；第二部份為「休閒動機量表」， 用以瞭解中高齡登山者休閒動機為何；第三部份為「休閒效益量表」， 用以瞭解中高齡登山者休閒效益為何。此份問卷依研究需求改編形成本 研究之初步測量工具，經由專家對內容效度分析後做成預試問卷，回收 預試問卷後，進行項目、因素、信度、效度等分析，刪除不適用題次後，
形成本研究之研究工具。
問卷內容包含三個部分，第一部分為「個人基本資料」，第二部分為
「休閒動機量表」，第三部分為「休閒效益量表」。
一、個人基本資料
Torkidsen (1986) 將影響人們參與休閒活動因素歸納為三類：個人 因素包含年齡、性別、興趣、能力等。社會或整體環境因素包含職業、
收入、教育、朋友、團體、家庭等。機會因素包含市場、組織、成本、
政治、設備類型等。王素敏（1997）提到會影響老人參與休閒運動的原 因包括性別、年齡、健康情形、婚姻狀況、教育程度、居住地以及時間 等因素。邱俊村（2002）指出影響高齡者參與學習活動的原因包括性別、
年齡、教育程度、健康狀況與經濟狀況。林麗惠（2002）認為影響年長 者參與活動的因素包含有：性別、年齡、生理與心理狀況、經濟狀況及 教育程度五部分。綜合上述結果，本研究將研究對象的背景變項分為以 下七項：
（一）性別：（1）男 ;（2）女。
（二）年齡：（1）45-50 歲 ; （2）51-55 歲
（3）56-60 歲 ; （4）61-65 歲。
（三）婚姻狀況：（1）已婚 ;（2）未婚 。
（四）教育程度：（1）國（初）中含以下 ;（2）高中（職）
（3）大專院校; （4）研究所（含）以上。
（五）職業：（1）軍警公教 ;（2）服務業 ;（3）工商業 （4）家管（含退休）;（5）自由業 ;（6）其他。
（六）參與頻率：（1）每週 0-1 次 ;（2）每週 2-3 次 （3）每週 4-5 次；（4）每週 6 次以上。
（七）登山夥伴：（1）單獨 ;（2）家人
（3）朋友（同事）; （4） 社團。
二、量表編制
（一）休閒動機量表編製
休閒動機量表主要參考國內學者吳張純菁（2010）、劉莉芬（2011）、
廖淑靜（2011）、戴吾蓉（2011）、陳昱成（2012）、陳玉梅（2014）
之休閒動機量表，修改成本研究之「中高齡登山者休閒動機量表」。包 括「健康體適能」、「社交需求」、「壓力釋放」與「自然體驗」等四個構 面。每個構面題項分別為「健康體適能」7 題、「社交需求」6 題、「壓 力釋放」5 題與「自然體驗」4 題，共計 21 題。本量表採用 Likert 五點 量表來測量，計分方式為「非常同意」給予 5 分；「同意」給予 4 分；「普 通」給予 3 分；「不同意」給予 2 分；「非常不同意」給予 1 分。
（二）休閒效益量表編製
休閒效益量表主要是參考國內學者吳科驊（2006）、許惠玲（2008）、
余瑋舲（2009）、楊琇慧（2010）、林國義（2011）、黃瓊瑤（2013）等 休閒效益量表修訂而成，本研究休閒效益量表包括「生理效益」、「心理 效益」、「社交效益」等三個構面。每個構面題項分別為「生理效益」7 題、「心理效益」6 題、「社交效益」7 題，共計 19 題。本量表採用 Likert 五點量表來測量，計分方式為「非常同意」給予 5 分；「同意」給予 4 分；「普通」給予 3 分；「不同意」給予 2 分；「非常不同意」給予 1 分。
三、內容效度
本研究根據相關文獻修編而成後，經由指導教授建議，形成問卷初 稿，為進行問卷內容效度的檢核，由指導教授推薦之專家學者協助問卷 內容審閱，並就各層面所包含的題項逐一檢視並提供修正意見以提高問 卷內容效度。本研究專家學者名單如表 3-1 所示：
表 3-1
專家學者名單
姓名 職稱 專長
A 副教授 運動管理、運動行銷、運動場館管理、籃球、
游泳、高爾夫球、撞球
B 教授 田徑、木球、羽球、運動處方、健康體適能、
青少年休閒行為、體育與健康、運動訓練指導 法專題研究
C 副教授 休閒遊憩概論、休閒活動設計、民宿經營與管 理、服務品質、觀光旅遊規劃、網球、高爾夫 球
四、問卷分析
本研究以中高齡登山者為施測樣本，發放日期為 2014 年 11 月 22 日，以便利抽樣的方式，於白賓山施測 100 份做為預試問卷，正式問卷 發放期間為 2015 年 2 月 28 日至 3 月 22 日，以笠頂山、棚集山、里龍 山為施測地點，共發放 450 份正式問卷，並依據問卷填答內容進行信度 與效度之檢驗。
（一）項目分析
將預試有效問卷 95 份回收後進行項目分析。本量表採用內部一致 性效標法，以 t 考驗進行各題項高低分組（總分最高的 27%為高分組；
總分最低的 27%為低分組），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，決斷值 (critical ratio，簡稱 CR) 大於 3 且相關係數大於.4 以上，做為該項的鑑別度 (discriminatory power) 之 依據（吳明隆，2005）。
1.休閒動機量表
試題
構面 題目 決斷值 與總分之
相關係數 備註
壓 力 釋 放
14.為了放鬆心情 5.87＊ .61* 保留 15.為了抒解壓力和緊張 6.98＊ .65* 保留 16.為了減少焦慮與不安 10.12＊ .68* 保留 17.為了忘卻生活中的不愉快 8.79＊ .64* 保留 18.為了獲得平靜 2.42 .28* 刪除
自 然 體 驗
19.為了遠離城市接近大自然 4.67＊ .49* 保留 20.為了呼吸新鮮空氣享受芬多精 5.13＊ .57* 保留 21.為了瞭解當地環境生態 4.81＊ .57* 保留 22.為了享受山林生活 4.75＊ .46* 保留
2.休閒效益量表
休閒效益量表項目分析摘要如表3-3所示。從表3-3中可知，除了第 4、11、19、20題與總分之相關係數未達到.40，其餘各題皆高於.40，而 決斷值除了第4、11、20題未達到3.0，其餘各題皆高於3.0，因此將第4、
11、19、20題予以刪除。
表3-3
（二）因素分析
將正式問卷回收後，剔除無效問卷，剩餘423份進行因素分析。本 研究採用探索性因素分析 (exploratory factor analysis, EFA)，做為休閒 動機與休閒效益量表之建構效度，考驗所編製之題目是否如原先預定 分別落入各構面因素中。在進行探索性因素分析時，先檢視 KMO (Kasier Meyer Oeasure) 取樣適切性量數。 KMO 指標值介於0至1之間，
KMO 值愈大表示變項間的共同因素愈多，愈適合進行因素分析，如 果 KMO 值小於.50，則較不宜進行因素分析（吳明隆，2005）。另外，
因素負荷量數值反應了各潛在變數對於測量變數的影響力
。
一般而言，因素負荷量的標準值應≧0.45，若題項之因素負荷量＜0.45，則表示題 項無法有效反應其共同層面，可考慮刪題，最後若特徵值大於1且解釋 變異量能達到60%以上，即表示保留的因素相當理想（吳明隆，2008）。
1.休閒動機因素分析
本研究休閒動機量表經項目分析後刪除4題，剩餘18題進行因素分 析。結果得到 KMO 指標值為.87， Bartlett 球形檢定顯著性為.000，
代表母群體的相關矩陣有共同因素存在，故適合進行因素分析，接著 以主成分分析抽取因素，最大變異量進行直交轉軸。第一次因素分析 萃取出四個因素，其中題項11的因素負荷量小於.45，且原本歸於「健 康體適能」構面，卻歸於「社交需求」構面，因此予以刪除。進行第 二次因素分析，萃取出四個因素，得到 KMO 指標值為.87， Bartlett 球形檢定顯著性為.000，題項10因素負荷量大於.45，但原本歸於「自 然體驗」構面，卻歸於「社交需求」構面，因此予以刪除。進行第三 次因素分析，萃取出四個因素，得到 KMO 指標值為.86， Bartlett 球 形檢定顯著性為.000，題項1因素負荷量均大於.45，但歸於第四構面，
與原先所設計「健康體適能」構面不同，因此予以刪除。
表 3-4
休閒動機因素分析摘要表
題項 題目 轉軸後的成份矩陣a
因素一 因素二 因素三 因素四 05 可以增加與朋友互動的機會 .81
08 可以與朋友分享登山知識與技巧 .81 02 可以認識朋友 .80 13 可以拓展生活圈 .73
06 為了抒解壓力和緊張 .84
03 為了放鬆心情 .83
16 為了減少焦慮與不安 .64 17 為了忘卻生活中的不愉快 .72
09 為了獲得健康 .79
15 為了達到運動效果 .75
07 為了提升心肺功能 .71
18 為了更有活力 .65
12 為了享受山林生活 .72
14 為了呼吸新鮮空氣享受芬多精 .69
04 為了遠離城市接近大自然 .68
特徵值 2.79 2.58 2.58 1.85 解釋變異量(%) 18.58 17.20 17.19 12.30 累積變異量(%) 18.58 35.78 52.97 65.27 說明：1.萃取方法：主成分分析。 2.轉軸方法：直交轉軸最大變異法。
進行第四次因素分析，得到 KMO 指標值為.87， Bartlett 球形檢 定顯著性為.000，萃取出四個因素，所保留各題項均呈現於原先所設
計之構面上，且因素負荷量均大於.45，因素分析至此結束。四個構面 之特徵值均大於1，且解釋變異量分別為18.58%、17.20%、17.19%、
12.30%，所得累積變異量為65.27%，如表3-4所示，並將此四個因素分 別命名為：
（1）健康體適能：包含7、9、15、18共4個題項。
（2）社交需求：包含2、5、8、13共4個題項。
（3）壓力釋放：包含3、6、16、17共4個題項。
（4）自然體驗：包含 4、12、14 共 3 個題項。
2.休閒效益因素分析
本研究休閒效益量表經項目分析後刪除4題，剩餘16題進行因素 分析。本研究休閒效益量表的 KMO 指標值為.91，Bartlett 球形檢定 顯著性為.000，表示適合進行因素分析。代表母群體的相關矩陣有共 同因素存在，故適合進行因素分析，接著以主成分分析抽取因素，最 大變異量進行直交轉軸，萃取出三個因素，其中題項3的因素負荷量小 於.45，因此予以刪除。進行第二次因素分析，得到 KMO 指標值為.90，
Bartlett 球形檢定顯著性為.000，萃取出三個因素，其中題項1與題項7 因素負荷量均大於.45，但原本應該歸於「生理效益」構面，卻歸於「心 理效益」構面，因此予以刪除。進行第三次因素分析，得到KMO 指 標值為.89， Bartlett 球形檢定顯著性為.000，萃取出三個因素，所保 留各題項均呈現於原先所設計之構面上，且因素負荷量均大於.45，因 素分析至此結束。三個因素之特徵值均大於1，且解釋變異量分別為 4.15%、2.64%、1.72%，所得累積變異量為65.48%，如表3-5所示，並 將此三個因素分別命名為：
Bartlett 球形檢定顯著性為.000，萃取出三個因素，其中題項1與題項7 因素負荷量均大於.45，但原本應該歸於「生理效益」構面，卻歸於「心 理效益」構面，因此予以刪除。進行第三次因素分析，得到KMO 指 標值為.89， Bartlett 球形檢定顯著性為.000，萃取出三個因素，所保 留各題項均呈現於原先所設計之構面上，且因素負荷量均大於.45，因 素分析至此結束。三個因素之特徵值均大於1，且解釋變異量分別為 4.15%、2.64%、1.72%，所得累積變異量為65.48%，如表3-5所示，並 將此三個因素分別命名為：