研究工具

本研究採用問卷調查法蒐集資料，問卷共分為四部分：第一部分為「休閒態 度量表」、第二部分為「休閒參與動機量表」、第三部分「休閒阻礙量表」、第四 部份為基本資料，整合彙編「高中、職生休閒態度、休閒參與動機與休閒阻礙關 係之研究問卷」。各分量表說明如下：

一、休閒態度量表

本研究工具之休閒態度量表係採用 Ragheb and Beard( 1982)之研究構 面作為本研究問卷，量表為 3 個構面 14 道題項。

(一) 計分方式

本量表採李克特(Likert-type-scale)五等尺度作為衡量，從「非常同意」

至「非常不同意」分別給予 5、4、3、2、1 的分數，由受試者在最合適 的尺度上勾選。全部題目皆為正向提及封閉式填答，各題得分相加分數 愈高代表休閒態度情形越佳，反之，則愈不明顯。

(二) 量表鑑別力分析

研究者以高雄市四所高中、職學生進行問卷預試，預試樣本回收後，

進行鑑別力分析，以獨立樣本 t 檢定將量表總分依高分組(前 25%之受試

者)與低分組(後 25%之受試者)在每一題得分之平均數進行差異性比較，

取各題 p<.05 達顯著水準，且決斷值(Critical Ratio；CR)大於 3，作為鑑 別力之依據（吳明隆，2011），有關項目分析如表 3-4-1 所示。

表 3-4-1 休閒態度量表項目分析

題項 量表內容 決斷值

1. 參與休閒活動可以紓解身心壓力 13.42 2. 參與休閒活動可以培養個人興趣 15.48 3. 參與休閒活動是非常重要的 11.84 4. 參與休閒活動是培養興趣的一種方式 13.10 5. 參與休閒活動可以使我的心情愉快 15.22 6. 參與休閒活動是每個人都需要 7.25 7. 參與休閒活動可以讓我恢復體力 6.13 8. 參與休閒活動能帶給我樂趣 12.97 9. 參與休閒活動能夠使我更瞭解自己 7.34 10. 參與休閒活動是對我有益的 11.16 11. 參與休閒活動讓我有自信及成就感 8.70 12. 參與休閒活動不用花費很多金錢 4.68 13. 參與休閒活動不能增進人際關係 4.73

14. 參與閒活動是浪費時間 6.22

(三) 建構效度

本研究以探索性因素分析(Exploratory Factor Analysis；EFA)作為休 閒態度量表之建構效度，Bartlett 球型檢定為.000(<.05)、KMO 值為.87，

表示該量表適合進行探索性因素分析。為驗證量表之因子結構，因子分 析以主要成分分析，以最大變異法(Varimax)，取特徵值(Eigen Values)大 於 1 及因子負荷量(Factor Loading)大於 0.5 以上，作為建構效度之取捨 標準（吳明隆，2011）。本量表經分析後，發現第 8 題，有橫跨兩個因子 應予以刪除。本量表因子構面矩陣摘要表，如表 3-4-2 所示。

表 3-4-2 休閒態度量表因子構面矩陣摘要表

原始題號 改編後題號 Factor 1 Factor 2 Factor 3

2 2 .77

4 4 .75

1 1 .74

10 9 .73

3 3 .65

5 5 .65

11 10 .61 12 11 .61

7 7 .81

6 6 .77

9 8 .67

13 12 .84

14 13 .81

特徵值 4.41 2.50 1.90 變異量% 31.48 17.82 13.55 累積解釋變異量% 31.48 49.30 62.86

(四) 信度考驗

休閒態度量表其信度以 Cronbach’s ɑ 內部一致性來衡量是否趨於 一致性及穩定性。吳明隆（2011）認為總量表信度 Cronbach’s ɑ 係數 在 0.7 至 0.8 為可接受範圍，總量表信度在 0.8 以上最佳。Henson(2001) 認為各題項信度在 0.5 至 0.6 已足夠，總量表信度在 0.8 以上最好。本研 究預試樣本分析得知總信度 Cronbach’s ɑ 值為.85，各題項 Cronbach’s ɑ 值介於.83 至.87。顯示本量表具有相當程度的內部一致性信度。

(五)題目構面：

認知層面題號：1.2.3.4.5.9.10.11.

情感層面題號：6.7.8.

行為層面題號：12.13.

二、休閒參與動機量表

本研究工具之休閒參與動機量表係採用譚玉花（2013）之研究構面作為 本研究問卷，量表為為 4 個構面 19 道題項。

(一) 計分方式

本量表採李克特(Likert-type-scale)五等尺度作為衡量，從「非常同意」

至「非常不同意」分別給予 5、4、3、2、1 的分數，由受試者在最合適 的尺度上勾選。全部題目皆為正向提及封閉式填答，各題得分相加分數 愈高代表休閒參與動機情形越佳，反之，則愈不明顯。

(二) 量表鑑別力分析

研究者以高雄市 181 位高中、職學生進行問卷預試，預試樣本回收 後，進行鑑別力分析，以獨立樣本 t 檢定將量表總分依高分組(前 25%之 受試者)與低分組(後 25%之受試者)在每一題得分之平均數進行差異性比 較，取各題 p<.05 達顯著水準，且決斷值(Critical Ratio；CR)大於 3，作 為鑑別力之依據（吳明隆，2011），有關項目分析如表 3-4-3 所示。

表 3-4-3 休閒參與動機量表項目分析

題項 量表內容 決斷值

1. 從事休閒運動可以培養我的運動精神和風度 11.97 2. 從事休閒運動是一種自我能力得挑戰 11.70 3. 從事休閒運動可讓我獲得成就感 14.11 4. 從事休閒運動可提高我的自信心 13.75 5. 從事休閒運動可提高自己的體育成績 6.78 6. 從事休閒運動可促進我得身體發育 8.12 7. 從事休閒運動可使我維持體態 8.04 8. 從事休閒運動可以增進我的身體健康 9.94 9. 從事休閒運動後，我覺得精神更好 15.22 10. 從事休閒運動可讓我感覺自己充滿活力 13.95 11. 從事休閒運動可使我與他人有更多的互動 12.50 12. 從事休閒運動可以認識新朋友 12.55 13. 從事休閒運動可以增進人際關係 13.59 14. 從事休閒運動可以讓我獲得他人肯定 11.01 15. 從事休閒運動可增進與家人關係 10.44 16. 從事休閒運動可以讓我放鬆心情 11.51 17. 從事休閒運動可以讓我得到快樂 13.81 18. 從事休閒運動可舒緩課業的壓力和緊張 11.65 19. 從事休閒運動可讓我感到自我成長 14.66

(三) 建構效度

本研究以探索性因素分析(Exploratory Factor Analysis；EFA)作為休 閒參與動機量表之建構效度，Bartlett 球型檢定為.00(<.05)、KMO 值為.91，

表示該量表適合進行探索性因素分析。為驗證量表之因子結構，因子分 析以主要成分分析，以最大變異法(Varimax)，取特徵值(Eigen Values)大 於 1 及因子負荷量(Factor Loading)大於 0.45 以上，作為建構效度之取捨 標準（吳明隆，2011）。本量表經分析後發現第 9 題、第 10 題，有橫跨 兩個因子應予以刪除。本量表因子構面矩陣摘要表，如表 3-4-4 所示。

表 3-4-4 休閒參與動機量表因子構面矩陣摘要表

原始題號 改編後題號 Factor 1 Factor 2 Factor 3 Factor 4

2 2 .83

3 3 .78

1 1 .77

4 4 .75

17 15 .81

16 14 .76

18 16 .72

19 17 .61

15 13 .49

13 11 .86

12 10 .80

11 9 .76

14 12 .49

7 7 .83

6 6 .80

5 5 .73

8 8 .58

特徵值 3.75 3.68 3.01 2.88 變異量% 19.73 19.30 15.86 15.14 累積解釋變異量% 19.73 39.03 54.89 70.03

(四) 信度考驗

休閒參與動機量表其信度以 Cronbach’s ɑ 內部一致性來衡量是否 趨於一致性及穩定性。吳明隆（2011）認為總量表信度 Cronbach’s ɑ 係 數在 0.7 至 0.8 為可接受範圍，總量表信度在 0.8 以上最佳。Henson(2001)

認為各題項信度在 0.5 至 0.6 已足夠，總量表信度在 0.8 以上最好。本研 究預試樣本分析得知總信度 Cronbach’s ɑ 值為.93，各題項 Cronbach’s ɑ 值介於.92 至.93。顯示本量表具有相當程度的內部一致性信度。

(五)題目構面：

成就需求題號：1.2.3.4.17 人際需求題號：9.10.11.13.

心理需求題號：12.14.15.16 健康需求題號：5.6.7.8.

三、休閒阻礙量表

本研究工具之休閒阻礙量表係根據 Raymore et al.(1993)、李立良、李志 恭（2011）之研究構面作為本研究問卷參考基礎，配合本研究之需求編修為 3 個構面 15 道題項。

(一) 計分方式

本量表採李克特(Likert-type-scale)五等尺度作為衡量，從「非常同意」

至「非常不同意」分別給予 5、4、3、2、1 的分數，由受試者在最合適 的尺度上勾選。全部題目皆為正向提及封閉式填答，各題得分相加分數 愈高代表休閒阻礙情形越明顯，反之，則愈不明顯。

(二) 量表鑑別力分析

研究者以高雄市 181 位高中、職學生進行問卷預試，預試樣本回收 後，進行鑑別力分析，以獨立樣本 t 檢定將量表總分依高分組(前 25%之 受試者)與低分組(後 25%之受試者)在每一題得分之平均數進行差異性比 較，取各題 p<.05 達顯著水準，且決斷值(Critical Ratio；CR)大於 3，作 為鑑別力之依據（吳明隆，2011），有關項目分析如表 3-4-5 所示。

表 3-4-5 休閒阻礙量表項目分析

題項 量表內容 決斷值

1. 課業負擔太重所以沒有時間參加休閒活動 7.12 2. 缺乏交通工具前往，因此無法參與休閒活動 11.59 3. 家裡有事需要幫忙，因此無法參加休閒活動 6.39 4. 缺乏相同興趣的同伴，因此不參加休閒活動 11.83

5. 本身身體的體力不好 7.67

6. 家人反對我參與休閒活動 7.75

（續下表）

（續）表 3-4-5 休閒阻礙量表項目分析

本研究以探索性因素分析(Exploratory Factor Analysis；EFA)作為休 閒阻礙量表之建構效度，Bartlett 球型檢定為.00(<.05)、KMO 值為.89，

表示該量表適合進行探索性因素分析。為驗證量表之因子結構，因子分

(四) 信度考驗

休閒阻礙量表其信度以 Cronbach’s ɑ 內部一致性來衡量是否趨於 一致性及穩定性。吳明隆（2011）認為總量表信度 Cronbach’s ɑ 係數 在 0.7 至 0.8 為可接受範圍，總量表信度在 0.8 以上最佳。Henson(2001) 認為各題項信度在 0.5 至 0.6 已足夠，總量表信度在 0.8 以上最好。本研 究預試樣本分析得知總信度 Cronbach’s ɑ 值為.90，各題項 Cronbach’s ɑ 值介於.88 至.90。顯示本量表具有相當程度的內部一致性信度。

(五)題目構面：

人際間阻礙構面題號：1.2.3.4.5.6.7.

個人內在阻礙題號：8.9.10.11.12 結構性阻礙題號：13.14.15 四、基本資料

本研究之個人基本資料共計三題，包括：

(一) 性別：男、女。

(二) 年級：一年級、二年級、三年級。

(三) 每月零用錢：500 元以下、501-1000 元、1001-1500 元、1501-2000 元、

2001 元以上。