研究工具

本研究之研究方法採用調查法，除對於參加國中學校童軍團之學生進行問卷 調查外，並於問卷填答後，邀請四位男童軍以及四位女童軍進行訪談。依據本研 究所提出之國中學生參與學校童軍團模式，本研究所使用之研究工具問卷與訪談 大綱，問卷共包含四個部分，分別為人格特質問卷、參與動機問卷、活動涉入問 卷、個人基本資料等。有關問卷編製內容、參考依據及 114 份預試問卷分析結果 如下。

一、人格特質問卷

考量問卷冗長極易影響填答意願，本研究人格特質之測量乃參考林能白與丘 宏昌（1999）所翻譯發展之人格衡量問卷，人格衡量問卷係採取 Saucier(1994)建 構之人格特質量表(Mini-Marker)，將 40 項問題經精通中英文人士翻譯、比對後而 得，而後亦將此問卷應用至企業管理、資訊、休閒等（林士彥、吳忠宏、陳智峰，

2006；林素真、林麗娟、方世杰、陳建智，2009；胡夢蕾，2004）。柳立偉及王 嘉淳（2010）將人格衡量問卷發展為休閒運動從業人員人格特質量表，整體量表 內部一致性係數值 0.8223，累積解釋變異量為 55.47％，量表之題項與架構具備不 錯之信、效度。

量表將人格特質分為五大層面，分別為開放性(O)、嚴謹性(C)、外向性(E)、

親和性(A)、神經質性(N)，研究者經評估青少年特性和國中學生之閱讀理解程度，

並且根據專家意見修改或刪減題項後，不僅將原 5 點自陳量表重新設計為 4 點自 陳式問卷，每層面之衡量題項數量亦從 8 題刪減為 5 題，本研究之國中學生人格 特質問卷總共 25 題，皆為單選題，層面及衡量項目表如表 3-4。所有題目皆採李 克特 4 點量尺，受訪者作答選項為總是如此、經常如此、很少如此、從未如此，

依據受訪者作答情形，配給 4、3、2 及 1 的分數。

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65 註：*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001；整體問卷之 Cronbach’s α 值為.835

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預試完成後，除對於人格特質問卷之總得分前 27％和後 27％進行極端組的差 異比較外，為瞭解個別題項與整體問卷之同質性表現，亦對於預試問卷進行個別 題項與總分的相關值考驗，問卷之項目分析結果如表 3-5 所示，整體問卷之內部 一致性係數為.835。吳明隆（2011）認為編製良好之態度問卷，各題項之高分組 與低分組之平均差異應達到顯著，建議刪除決斷值考驗未達顯著之題項；再者，

若個別題項與總分的相關係數未達顯著或呈現低度相關，表示題項與整體問卷之 同質性不高，建議應刪除該題項。

人格特質問卷第 2 題屬神經質性層面之題目「我會因為事情不如預期般順利，

心裡覺得不開心」，t 值為.745(p=.459)，未達.05 之顯著水準，未能通過決斷值考 驗 ， 因此予以 刪除。 第 25 題「我的心情會受季節或天氣的影響 」，t 值為 2.704(p=.009)，達.01 之顯著水準，雖通過決斷值考驗，然而，該題項於人格特質 整體問卷之相關值僅達.195(p=.037)，呈低度相關，若刪除第 25 題則內部一致性 係數值將提升至.843，因此，人格特質問卷刪除神經質性層面之第 2 題及第 25 題，

則神經質性層面之題項僅剩 3 題。對照 相關研究顯示(Barnett, 2006; Chen, 2005;

Fu, Lu & Chen, 2009; Kao, 2009; Lewis & Sutton, 2010) ，神經質性人格特質者休閒 活動參與動機低，參與行為亦較少，尤其變動性高或身體活動多之休閒，則參與 情況更不佳，本研究神經質性層面之預試資料表現不甚理想恰呼應相關研究，考 量其他層面各題項之高分組與低分組之平均差異皆達.05 之顯著水準，與人格特質 問卷之相關值亦皆達.01 之顯著水準，所以，為求量表之穩定，決定刪除神經質性 層面，亦即連同第 7、14、24 題皆一併刪除，人格特質正式問卷題數調整為 20 題。

本研究之預試問卷採 Cronbach α 係數檢測問卷信度情形，瞭解問卷之可靠性 與一致性，學者建議總量表之信度宜在.80 以上，若介於.70 與.80 間，則屬尚可接 受；而分量表之信度則宜在.70 以上，若介於.60 與.70 間，則屬尚可接受；未達水 準則建議應重新修訂量表或增列題項（吳明隆，2011）。人格特質部分的預試問

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卷，其 Cronbach’s α 係數值為.835，顯示問卷之內部一致性穩定以及題項間相互關 聯程度尚屬穩定。

二、參與動機問卷

國內研究休閒動機多採用 Ragheb 與 Beard 於 1983 年所提出之休閒動機量表 (Leisure Motivation Scale)，將動機分為智力、社會、勝任精通與刺激逃避等四層 面（吳明蒼，2008），基於本研究所欲建構之動機模式，需要瞭解國中童軍團參 與學生於自主性、勝任感、歸屬感等基本需求之滿足情形，以及為了能細緻地分 析參與童軍團學生之動機調節類型，本研究乃以 Deci 與 Ryan(1987)之自我決定理 論所提出之動機類型及自我調節機制為基礎，並採納 Pelletier、Vallerand、Briere 與 Blais(1989)對於動機影響因素之考量，以及國中學生童軍團參與實際情形，將 國中學生參與童軍團的動機類型區分為六大層面，分別為：外在調節、內省調節、

認同調節、刺激體驗的需求、實現的需求、求知的需求。

本研究之動機類型中，外在調節、內省調節和認同調節屬於外在動機，外在 調節之題項諸如「我想要受到別人的肯定」，內省調節則如「我想要充實我的課 餘時間」，認同調節如「我想成為有品格的人」；內在動機則依個體之內在驅力，

而有刺激體驗、實現、求知現 三類需求，刺激體驗需求之題項如「我想要體驗刺 激好玩的活動」，實現需求之題項如「我希望從克服複雜的任務中獲得滿足感」，

求知需求則如「我希望能加深對於事物的認識」。

研究者取得 Pelletier 之同意後，翻譯並改編 Pelletier、Vallerand、Briere 與 Blais (1989)之休閒動機量表(LMS)，休閒動機量表發展之目的即欲測量人們參與 休閒活動之動機，原量表乃採用 7 點自陳量表，然而，因為本研究於人格特質問 卷部分乃採用李克特 4 點量尺，為使受試者於填答問卷時感受一致，研究者將原 7 點自陳量表重新設計為 4 點自陳式問卷，受訪者作答選項為總是如此、經常如 此、很少如此、從未如此，依據受訪者作答情形，配給 4、3、2 及 1 的分數。

68 註：*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001；整體問卷之 Cronbach’s α 值為.926

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為納入個體自主性之差異，參與動機問卷評估個體「參與動機」之計分方式 乃參酌 Grolnick 與 Ryan(1987)、Vallerand 等學者(1997)所建議之加總公式： （2×

求知之內在動機）＋（2×實現之內在動機）＋（2×刺激體驗之內在動機）＋（1×

認同調節）＋（0×內省調節）－（1×外在調節） ，此計分公式係依據個體動機自 我決定程度高低而予以加權，求知、實現、刺激體驗屬於個體自我決定之內在動 機，所以全數加重 2 倍；認同調節因為個體非全然出於內在動機，但已對於參與 活動有所認同，屬於高自我決定動機，因此未予調整；內省調節、外在調節因皆 為低自我決定，尤其外在調節屬於外在動機，所以分別乘以 0 與-1，本研究以 此得分代表個人自我決定動機之強度，於加權後之參與動機得分愈高者代表個人 自我決定動機愈強。

再者，依據專家之修正意見，每層面題項數量亦從 7 題刪減為 4 題，另於刺 激體驗需求此一層面，增加 1 題「晉級考驗對我很有挑戰性」，所以，參與動機 問卷總計共 25 題，皆為單選題，為能精簡語意且確實反映受試者於特定情境下的 動機狀態，研究者另於參與動機問卷前加註「我參加童軍團是因為…」之引導詞 句。

經過預試資料分析之後，參與動機問卷之項目分析整理如表 3-6，整體問卷之 Cronbach’s α 值為.926，顯示問卷之內部一致性穩定以及題項間相互關聯程度良好，

然而，外在調節部分之第 1 題「參加童軍團，我可以不用參加我不喜歡的社團」

之 t 值為-.183，與參與動機整體問卷之相關性僅-.056，未能通過決斷值考驗以及 相關值考驗，因此，予以刪除。其餘各題項之高分組與低分組之平均差異皆達顯 著水準，與參與動機問卷之相關值不僅皆達顯著水準，亦達.40 中度相關以上，所 以，皆予以保留，本研究之參與動機正式問卷共計 24 題。

70 註：*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001；整體問卷之 Cronbach’s α 值為.945

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三、活動涉入問卷

雖然 McIntyre 主張活動涉入由吸引力、社會聯繫、自我表達及中心性四個層 面所組成（潘淑蘭、吳忠宏、周儒，2008），然而，McFarlane(2004)對於露營車 愛好者之研究卻發現，自我表達此一變項未能穩定地測量露營活動的持續涉入。

Kyle 等學者(2007)之活動涉入理論認為應將自我表達面向再做調整，故，所發展 之修正持續涉入量表(Modified Invlovement Scale)便建議另將「自我表達」再區分 為「認同確認」、「認同表達」兩層面， Kyle 等學者之量表發展過程中，先以露 營愛好者為樣本，並再透過對垂釣者施測以能進一步驗證，量表具良好之信度及 效度，量表的整體適配指標 RMSEA 為 0.068，介於 0.05 至 0.08 間，屬「算是不 錯的適配」(fair fit)（黃芳銘，2004），相對適配指標 CFI 值為 0.97，簡效適配指 標 AIC 值為 275.10，也較其他模式為小；此外，量表之吸引力、中心性、社會聯 繫、認同確認、認同表達等各潛在變項的建構效度(composite reliability)分別為 0.71、0.69、0.67、0.67、0.68，皆達到 Bagozzi 與 Yi(1988)所提出宜大於 0.60 之標 準。國內許建民（2006）亦曾採用 MIS 量表用以瞭解高中職學生之休閒涉入，五 個分量表之內部一致性係數值分別為吸引力 0.91、中心性 0.730、社會聯繫 0.88、

認同確認 0.72、認同表達 0.80，累積解釋變異量達 75.91％。

鑑於活動涉入相關研究結果，並由於國中時期此正值青少年面臨自我認同發 展之重要階段，因此，本研究乃參考 Kyle 等學者(2007)所發展之 MIS 量表，將活 動涉入劃分為五個層面，分別為：吸引力、中心性、社會聯繫、認同確認及認同 表達。吸引力之題項諸如「參加活動讓我感到開心」，中心性之題項如「我發現 我的生活幾乎都與活動有關」，社會聯繫之題項如「我與活動認識的夥伴會關心 彼此的生活」，認同確認之題項如「參加活動，我更知道自己的角色和任務」，

認同表達之題項如「透過觀察夥伴的參與情形，我越來越瞭解他們」。原始 MIS

認同表達之題項如「透過觀察夥伴的參與情形，我越來越瞭解他們」。原始 MIS