空軍志願役人員休閒動機、休閒涉入、休閒效益與幸福感受影響關係

一、測量模型之信度與效度檢定

本 研 究 所 採 用 的 最 小 偏 平 方 法 (partial least squares, PLS) 之 電 腦 軟 體 為 SmartPLS 2.0 M3 版，並且藉由拔靴法(Bootstrapping)來檢測結構模型當中路徑的顯 著程度。研究者針對所回收的有效問卷共 211 份實證資料，進行測量工具性質(信 度與效度)、研究假設與概念模式的檢定。測量模型的檢定包含了內部一致性、收 斂效度與區別效度的檢驗。

有關構念的內部一致性是評估變數的組合信度(composite reliability；CR)進行 考驗(Fornell & Larcker, 1981)。Nunnally(1978)建議組成信度值應在 0.7 以上，以確 定測量變項達到內部一致性。收斂效度表示多重變項所測量皆為同一構念的相符 程度。依據 Fornell and Larcker(1981)建議，收斂效度可採行最小偏平方法(PLS)之

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驗證性因素分析作為衡量依據，其中個別構念之組合信度(CR)應大於 0.70，而平 均變易萃取量(average variance extracted；AVE)應大於 0.5，方達可接受之收斂效 度。當個別變項對於它們所測量的構念之因素荷負量(loading)夠高時(>0.707)，同 樣也達成收斂效度的要求(Straub, Marie & Gefen, 2004)。

測量性質檢定的統計分析結果如表 22 及表 23 所示，為內部一致性與收斂效

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面向 題數 LP SO PR AV AT CE SE PB HB LN LF EP 智力性(LP) 5 0.87

社交性(SO) 5 0.72 0.83 熟練性(PR) 5 0.70 0.70 0.83 逃避性(AV) 5 0.63 0.69 0.71 0.83 吸引力(AT) 4 0.41 0.46 0.50 0.48 0.86 自我表現(CE) 4 0.48 0.50 0.59 0.53 0.78 0.85 中心性(SE) 4 0.49 0.46 0.57 0.45 0.65 0.73 0.85 生理效益(PB) 4 0.55 0.53 0.61 0.62 0.65 0.72 0.67 0.87 心理效益(HB) 5 0.52 0.52 0.59 0.59 0.68 0.76 0.64 0.86 0.88 人際關係(LN) 3 0.46 0.51 0.54 0.56 0.60 0.68 0.60 0.80 0.83 0.86 內在感受(LF) 5 0.31 0.30 0.30 0.25 0.30 0.30 0.38 0.36 0.33 0.34 0.87 外在提升(EP) 5 0.39 0.34 0.37 0.27 0.37 0.40 0.51 0.46 0.41 0.39 0.83 0.87 平均變異萃取量（AVE

>0.5） 0.67 0.69 0.68 0.68 0.75 0.72 0.72 0.76 0.78 0.74 0.76 0.76 組合信度（CR>0.7） 0.96 0.92 0.91 0.92 0.92 0.91 0.91 0.92 0.93 0.92 0.94 0.94 註:對角線粗體字之數值(陰影部份)為潛在構面的 ，非對角線之數值則為各潛 在構面的相關係數。

三、假設檢定

為了解本研究空軍志願役人員休閒動機、休閒涉入、影響關係之間的相關關 係及顯著性影響，本研究路徑係數分析採用 SmartPLS 2.0 M3 版軟體，而結構方程 模式最重要的應用價值之一，在上述各節當中，本研究已經針對個別問項、構面 的信效度做過分析，從分析數據中可以瞭解本研究模式和實際資料之間具有相當 的契合度，要瞭解本研究各個構面之間的相關程度(直接與間接關係)為何，亦就是 要對本研究結構模式進行路徑分析，在結構方程式中，利用決定係數(R²)來做分 析，其表示 Y 的變異數可由此模式解釋的程度(引自於黃芳銘，2004)，表 24 為經

54 響關係之間的相關關係及顯著性影響，本研究路徑係數分析採用 SmartPLS 2.0 M3

潛在變數 解釋變異

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版軟體，因 SmartPLS 2.0 M3 版本身並無法執行顯著性之檢驗，所以本研究採用拔 靴法(BootStrapping)方法以估計路徑係數(Bollen & Stine, 1992)，經由樣本的重新取 樣的程序進行顯著性檢驗。

陳彥宏(2007)指出拔靴法(Bootstrap)是由 Efron (1979)所發展出來的統計推論 方法，用以估計母體分配。其概念是利用樣本以重複取出、放回的方式模擬出一 個隨機樣本，再由模擬出來的隨機樣本的統計量進行估計與檢定。此法的優點是 不必假設母體的分配卻可以掌握到母體分配的特性；且可適用於小樣本資料。而 且，在平常的情況下，拔靴法所提供的近似會比常用的極限近似來得精確。拔靴 法驗證結果分析之顯著水準方面可用 t 值來檢定，在拔靴驗證法中，當 t 值大於 1.96 時，則 p 值小於 0.05，表示達顯著水準；當 t 值大於 2.58 時，則 p 值小於 0.01，

表示達非常顯著水準；當 t 值大於 3.29，則 p 值小於 0.001，表示達非常顯著水準。

圖 7 本研究模式經由拔靴法驗證結果的 t 值，表 25 則為研究假設驗證表。

表 25 研究假說驗證表

研究假設 模式路徑關係 路徑係數 t 值 假設驗證 H1 休閒動機─休閒涉入影響 0.625 13.44** 成立 H₂ 休閒動機─休閒效益影響 0.289 4.55** 成立 H3 休閒涉入─休閒效益影響 0.605 9.29** 成立 H4 休閒涉入─幸福感受影響 0.266 2.243* 成立 H₅ 休閒效益─幸福感受影響 0.217 2.00** 成立

註:| t 值| > 1.96 ,*p < 0.05；| t 值| > 2.58 ,** p < 0.01

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圖 7 結構方程式模式拔靴法驗證結果

本研究為空軍志願役人員休閒動機、休閒涉入、休閒效益與幸福感受影響關 係之研究，如表 24 所示，所進行之結構性分析結果其模型路徑參數得知，在假說 檢定方面，本研究所提出的五項研究假設皆獲得支持。根據結構方程式模型分析 之結果得知：

空軍志願役人員的休閒動機對休閒涉入有顯著的影響關係(研究假設 H1 成 立)，根據結構方程式模型分析之結果得知，休閒動機與休閒涉入之間的路徑係數 (β值)為 0.625，t 值為 13.44>3.29，已達到 p < 0.001 之顯著水準。研究結果顯示 休閒動機對於休閒涉入存有顯著正向的影響效果。推得，研究假設 H₁成立。

空軍志願役人員的休閒動機對休閒效益有顯著的影響關係(研究假設 H2 成 立)，根據結構方程式模型分析之結果得知，休閒動機與休閒效益之間的路徑係數 (β值)為 0.289，t 值為 4.55>3.29，已達到 p < 0.001 之顯著水準。研究結果顯示休 閒動機對於休閒效益有顯著正向的影響效果。推得，研究假設 H₂成立。

空軍志願役人員的休閒涉入對休閒效益有顯著的影響關係(研究假設 H3 成 立)，根據結構方程式模型分析之結果得知，休閒涉入與休閒效益之間的路徑係數

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(β值)為 0.605，t 值為 9.29>3.29，已達到 p < 0.001 之顯著水準。研究結果顯示休 閒涉入對於休閒效益存有顯著正向的影響效果。推得，研究假設 H3成立。

空軍志願役人員的休閒涉入對幸福感受有顯著的影響關係(研究假設 H₄ 成 立)，根據結構方程式模型分析之結果得知，休閒涉入與幸福感受之間的路徑係數 (β值)為 0.266，t 值為 2.243>1.96，已達到 p < 0.05 之顯著水準。研究結果顯示休 閒涉入對於幸福感受存有顯著正向的影響效果。推得，研究假設 H4成立。

空軍志願役人員的休閒效益對幸福感受有顯著的影響關係(研究假設 H₅ 成 立)，根據結構方程式模型分析之結果得知，休閒效益與幸福感受之間的路徑係數 (β值)為 0.217，t 值為 2.00>1.96，已達到 p < 0.05 之顯著水準。研究結果顯示休 閒效益對於幸福感受存有顯著正向的影響效果。推得，研究假設 H5成立。

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