研究工具

本研究以研究者自編之「國小學生休閒活動調查問卷」作為研究工具

，問卷內容分為四部分，第一部分為基本資料，第二部分為休閒參與，第 三部分為父母休閒教養方式，第四部分為休閒阻礙。其編製過程主要分為 蒐集資料、初擬問卷、專家評鑑、確定預試量表、預試之實施、項目分析

、信度考驗、效度考驗及確定正式問卷九個步驟，茲分別說明如下：

一、蒐集資料

研究者根據研究主題內容蒐集相關文獻、問卷或量表，以作為初擬問 卷之參考。

二、初擬問卷

研究者根據研究主題的內容及研究問題，並參考蒐集的問卷及量表擬 定問卷初式，問卷內容如下：

（一）第一部份：基本資料

基本資料包含學生教育階段（含年級）、性別、班級型態和地區四個 自變項。

（二）第二部份：休閒參與

本研究採自編之「休閒參與問卷」以瞭解學生是否曾經參與休閒活動 的情形。本研究採主觀分類法將休閒活動方式區分為知識性、娛樂性、技 藝性、社交服務性、運動性、戶外遊憩性六種類型。

（三）第三部份：父母休閒教養方式

父母休閒教養方式係指父親和母親在教養子女的休閒生活時，所表現 在態度、情感、信念及其行為上的特徵。本研究參考黃文真（1986）所自 編之「父母親對休閒生活的教養方式問卷」及蔡素琴（1998）所編之「父 母休閒教養方式量表」加以修訂而成。本問卷採李克特氏(Likert）四點量 表方式作答，由從來沒有、很少如此、經常如此到總是如此，分別給予1

、2、3、4 分。學生父母休閒教養方式各題項經第三章第三節之因素分析 結果得知，父母休閒教養方式是由「關懷導向」及「權威導向」兩個構面 所構成，其中「權威」表示父母對孩子從事休閒活動要求服從的程度；「

關懷」表示父母對孩子從事休閒活動的愛護、重視程度。本研究為探討父 母休閒教養方式在休閒阻礙及休閒參與的差異情形，分將「關懷導向」及

「權威導向」各分割成「高」與「低」二群，成為高關懷、低關懷與高權 威、低權威。

分群方式為：(一)資優班學生共有 472 個樣本，為取得分群樣本數之 平衡，以各構面得分之中位數為分割點。(二)「關懷導向」之中位數分割 點為3 分，大於等於 3 分者為「高關懷」，分群樣本數有 236 個；小於 3 分者為「低關懷」，分群樣本數有236 個。(三)「權威導向」之中位數分 割點為 3.625 分，大於等於 3.625 分者為「高權威」，分群樣本數有 242 個；小於3.625 分者為「低權威」，分群樣本數有 230 個。

（四）第四部份：休閒阻礙

本研究以 Raymore, Godbey, Grawford, 與 Von Eye（1993）所編製的

國內其他學者（林晉宇，2003；胡信吉，2003；陳佩菁，2003；陳南琦，

2000；陳藝文，2000；梁玉芳，2004；賴家馨，2002）有關休閒阻礙量表

，經修訂後編製本研究之「休閒阻礙量表」，量表得分愈高表示休閒阻礙 愈大，得分愈低表示休閒阻礙愈小。

三、專家評鑑

研究者將「國小學生休閒活動調查問卷」初稿（如附錄一）編製完成 後，敦請七位專家學者（如表 3-3 ）針對題目的適用性及用字遣詞給予指 正，據以建立專家效度。

表3-3 專家效度專家學者名單

姓名 職稱 服務單位

王木榮 教授 國立台中教育大學特殊教育學系 沈易利 教授 國立台灣體育學院休閒運動學系 侯禎塘 教授 國立台中教育大學特殊教育學系 張昇鵬 教授 國立彰化師範大學特殊教育學系 詹秀美 教授 國立台中教育大學特殊教育學系 吳採霞 校長 台中市大同國小校長

賴均美 教師 台中市省三國小教師

四、確定預試量表

綜合專家審核的意見後，研究者修改不適當的字詞及用語。

五、預試之實施

研究者在確定預試問卷後，親自前往預試學校施測，對於學生有不瞭 解題意之處給予口頭上的說明。

六、項目分析

預試量表回收後，研究者以下列三個標準進行第三至第四部分分量表 的項目分析：

（一）高低分組t 檢定：將得分最低及最高的 27％學生分為兩組，以 t 檢 定考驗高低兩組學生的平均數之差異顯著性，凡未達 .05 顯著水準 者予以刪除。預試問卷共 168 份，「休閒阻礙」量表共 30 個題項

，其決斷值(即 t 值)均達顯著水準( p＜.05 )，表示此 30 題項均具鑑 別度，暫無須刪題。另外，「父母教養態度」量表共 33 個題項，

其決斷值(即 t 值)亦均達顯著水準(p＜.05)，表示此 33 題項均具鑑 別度，也暫無須刪題，所有題項均能鑑別出不同受試者的反應程度

。據此，本研究即進行因素分析，以考驗二個量表之建構效度，及 作後續是否刪修二個量表之題項的依據。

（二）內部一致性相關係數考驗：求取每個題目得分與各量表總分及（或

）分量表總分之相關，凡未達 .05 顯著水準者予以刪除（參考附錄 七、附錄十）。

（三）檢定各題刪題之後的α 值：若刪除該題之後可提高全量表之 α 值，

七、信度考驗

本量表的信度採用 Cronbach α 係數考驗其內部一致性。

八、效度考驗

本量表的效度考驗分為內容效度與構念效度兩個部分。前者係根據專 家效度為依據，而後者係以因素分析和內部一致性分析為依據。量表完成 項目分析後，接著進行量表的因素分析，因素分析的目的在於求得量表的

「建構效度」( Construct Valdity )。本研究之試預量表及正式問卷，均以「

主成份分析法」(Principal Components Analysis)估計因素負荷量，以萃取因 素；並以直交轉軸法中之最大變異法予以轉軸。進行因素分析，其因素數 目的決定準則為選取特徵值大於1 的因表。

本研究之預試問卷中，休閒阻礙量表經以「主成份分析法」抽取因素 最大變異法予以轉軸後之第一次因素分析結果如附錄六。其 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin )值為 0.835，大於 0.5；Bartlett’s 球形檢定的卡方值為 25551.51 達顯水準( p＜0.05 )，表示適合進行因素分析。由附錄六可知，

特徵值大於1 的因素有 8 個，轉軸後共同因素解釋總變異量為 67.09%。

因第 9、10 題在各因素之因素負荷量小於 0.5，故予以刪除。另「因 素 7」僅包含第 7、8 題 2 個題項；「因素 8」僅包含第 20、21 題 2 個題 項，層面所涵蓋的題項太少，故亦將之刪除。故初步將原 30 題刪除 6 題

，保留24 個題項。

經附錄六刪篩過程，共刪除6 題項，再進行刪減題項後之因素分析結 果 如 附 錄 七 。 其 KMO( Kaiser-Meyer-Olkin )值 為 0.841， 大 於 0.5；

Bartlett’s 球形檢定的卡方值為 2043.09 達顯水準( p＜0.05 )，表示適合進行 因素分析。由附錄七可知，5 個因素的特徵值大於 1，轉軸後共同因素解

釋總變異量為60.756% 。「因素 1」之共同因素與父母師長之態度有關，

故暫定命名為「親師阻礙」，分量表 Cronbach’s α 為 0.8472；「因素 2」

之共同因素與取得休閒資訊有關，故暫定命名為「資訊阻礙」，分量表 Cronbach’s α 為 0.8210；「因素 3」之共同因素與學生參加休閒活動後之 感受有關，故暫定命名為「經驗阻礙」，分量表Cronbach’s α 為 0.7891；

「因素4 」之共同因素與同學朋友是否樂於參加休閒活動有關，故暫定命 名為「伙伴阻礙」，分量表Cronbach’s α 為 0.7644；「因素 5 」之共同因 素與休閒設施有關，故暫定命名為「設施阻礙」，分量表Cronbach’s α 為 0.7545。總量表之 Cronbach’s α 為 0.8978，可知本量表具有良好信度。

其中，「因素3」之第 17 題刪後信度提高，且與第 11 題語意相同，

故將第17 題予以刪除；「因素 5」第 26、27、28、29、30 題，因性質相 似，簡併為3 題(第 26、27、28 題)。易言之，原 30 題經二次因素分析篩 選後共刪除9 題，保留 21 題。另，於預試過程，與資優班之學生及教師 訪談，並參考吳採霞（2004）的研究結果發現資優班的課業壓力對學生參 加休閒活動造成相當大的阻礙，故本量表另納入課業相關題項4 題，正式 問卷即以25 個題項施測。

本研究為求分析資料之周延，故對正式問卷仍再一次進行因素分析以 確保問卷之信度與效度，結果如附錄八，其KMO( Kaiser-Meyer-Olkin )值 為0.905，大於 0.5 ； Bartlett’s 球形檢定的卡方值為 1044.49 達顯水準(

p＜.05)，表示適合進行因素分析。由附錄八可知，特徵值大於 1 的因素有 6 個，轉軸後共同因素解釋總變異量為 62.897%。其中因第 18、19 題在各 因素之因素負荷量小於0.5，故將予剔除，不予納入分析。

「因素1」之共同因素與同學朋友是否樂於參加休閒活動有關，故命 名為「伙伴阻礙」，分量表Cronbach’s α 為 0.8437；「因素 2」之共同因

為 0.8765 ；「因素 3」之共同因素與休閒設施有關，故命名為「設施阻礙

」，分量表Cronbach’s α 為 0.8323 ；「因素 4」之共同因素與父母師長之 態度有關，故命名為「親師阻礙」，分量表 Cronbach’s α 為 0.7213；

「因素5 」之共同因素與取得休閒資訊有關，故命名為「資訊阻礙」，分 量表Cronbach’s α 為 0.8243；「因素 6」之共同因素與學生個性有關，故 命名為「個性阻礙」，分量表Cronbach’s α 為 0.6559。總量表之 Cronbach’s

α 為 0.9080，可知本量表具有良好信度。

另外，在父母休閒教養方式量表部分，本研究之預試問卷中，父母休 閒教養方式量表經以「主成份分析法」抽取因素最大變異法予以轉軸後之 第一次因素分析結果如附錄九 。其KMO( Kaiser-Meyer-Olkin )值為 0.892

，大於0.5；Bartlett’s 球形檢定的卡方值為 2459.99 達顯水準( p＜.05 )，表 示適合進行因素分析。由附錄九可知，特徵值大於1 的因素有 8 個，轉 軸後共同因素解釋總變異量為 63.025%。

因第9、32 題在各因素之因素負荷量小於 0.5，故予以刪除；第 14、

31 題分別在 2 個因素上出現因素負荷量大於 0.5，不易判別，故予以刪除

。另「因素4」、「因素 5」、「因素 6」、「因素 7」及「因素 8」僅包 含 1 至 2 個題項，層面所涵蓋的題項太少，故亦將之刪除。故初步將原 33 題刪除 10 題，保留 23 個題項。

經附錄九刪篩過程，共刪除 10 題項，再進行刪減題項後之因素分析 結果如附錄十。其KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值為 0.915，大於 0.5；Bartlett’s 球形檢定的卡方值為1797.13 達顯水準 (p＜0.05)，表示適合進行因素分析

。由附錄十可知，3 個因素的特徵值大於 1 ，轉軸後共同因素解釋總變異 量為53.822 %。「因素 1」之共同因素與父母正面關懷子女從事休閒之態 度有關，故暫定命名為「正面關懷導向」，分量表Cronbach’s α 為 0.9011

；「因素 2」之共同因素與屬父母對子女從事休閒之中性態度有關，故暫

定命名為「中性導向」，分量表Cronbach’s α 為 0.8210；「因素 3 」之共 同因素與父母負面權威方式對子女從事休閒之態度有關，故暫定命名為「

負面權威導向」，分量表Cronbach’s α 為 0.7173。總量表之 Cronbach’s α 為0.9133，可知本量表具有良好信度。

負面權威導向」，分量表Cronbach’s α 為 0.7173。總量表之 Cronbach’s α 為0.9133，可知本量表具有良好信度。