第五章 結論與建議
第二節 結論
基本資料敘述性統計分析之分佈情形，在性別方面，以男性居多；年級方面，
以八年級最多；一週補習時間方面，以0小時最多；父親教育程度方面，以高中 職學歷較多；母親教育程度方面，以高中職學歷最多；父母親國籍方面，以台灣 居多，其次為越南；是否為隔代教養方面，以非隔代教養者居多；每個月零用錢 金額方面，以500元以下最多；零用錢主要來源，以父母親及長輩居多。以上基 本資料中之性別、年級、父親教育程度、母親教育程度等研究結果與黃倩雯 (2009) 國中生休閒覺知自由、休閒無聊感、休閒參與之研究結果大致相符。其他在一週 補習時間、父母國籍、隔代教養與否、每個月零用錢金額、零用錢主要來源等變
項，係因本研究場域設定為恆春鎮，欲了解本地國中生之情況而加入變項當中。
由結果可發現，不同於人們所認為「國中生課業壓力大」、「升學壓力重」、「父 母看重學生學業」而不斷補習的印象，多數的恆春國中學生於課餘並不從事補習，
父母並未強制要求。
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二、休閒覺知自由
休閒覺知自由(M=3.43)顯示他們尚能利用時間從事休閒活動，且從中感受到
自由感。從休閒覺知自由構面來看，以「休閒控制」(M=3.64)最高，其次為「休 閒涉入深度」(M=3.56)，最低為嬉戲性(M=3.17)。顯示恆春國中的學生較能掌控 對於自己所參與休閒的活動，且十分投入於休閒活動中。從休閒覺知自由項目來 看，其中受訪者對於「當我從事休閒活動時，偶爾會忘記時間的流逝」(M=3.94) 同意程度最高，「從事休閒活動可以使我認識其他的人」(M=3.87)次之，再次之 則為「從事休閒活動幫助我交到新朋友」(M=3.82)，可見恆春國中學生對於休閒 活動的投入程度頗高，並藉由休閒活動結為交新朋友的途徑。整體休閒覺知自由 傾向正向，此結果與黃倩雯 (2009)、王玉璽 (2006)、羅美華 (2004)研究休閒覺 知自由的現況結果相似。本研究中不同受訪者基本資料背景變項與休閒覺知自由之差異分析，結果顯 示：性別、年級對休閒覺知自由因素上有顯著差異。在性別方面，受訪者性別不 同，在「休閒涉入深度」因素上有顯著差異，經事後檢定得知，女性高於男性，
此結果與黃倩雯 (2009)、黃長發 (2007)、王玉璽 (2006)研究不同性別在休閒覺 知自由上有差異之結果相似。若從「休閒涉入深度」個別題項做差異分析，在第 18題「當我從事休閒活動時，偶爾會忘記時間的流逝」(p＜0.5)呈現顯著差異，
且女性(M=4.09)比男性(M=3.78)高。顯示女性專注力高，全心投入休閒活動，心 中暢懷的感受就產生，因而會感到興奮、狂熱、忘我，此時感覺可以控制自己和 周遭環境，且不易受到外界的影響及干擾，因此不會感到受限制，而擁有高度的 覺知自由。在年級方面，受訪者的年級不同，在「休閒涉入深度」因素上有顯著 差異，經事後檢定得知，八、九年級高於七年級，此結果與黃倩雯 (2009)、黃 長發 (2007)、羅美華 (2005)研究不同年級在休閒覺知自由上有差異之結果相符。
就此結果推論，因年級較高者，休閒參與的次數與經驗較多，在從事休閒活動時 較為流暢，能較專注與投入於休閒活動中，因而能獲得較高的休閒覺知自由。
三、休閒阻礙
國中生在休閒活動參與中，所感受到的休閒阻礙不高，整體休閒阻礙(M=2.31) 且各構面平均值皆低於平均值3，較偏向「不同意」，顯示無明顯之阻礙，與柯美 杏 (2014)台南市國小高年級學童休閒參與、休閒阻礙之相關研究─以偏鄉地區 為例研究相符。
從休閒阻礙類型來看，受訪者休閒阻礙類型以結構性阻礙(M=2.52)最高，其 次為人際間阻礙(M=2.39)，最後為個人內在阻礙(M=1.99)，與鄭味玲 (2007)、李 立良、李志恭 (2011)、鍾念濡 (2013)研究休閒阻礙的現況結果相似。進一步從 休閒阻礙項目來看，受訪者對於「有其他比休閒活動更重要的事」(M=2.84) 同 意程度最高，「時間上無法配合休閒活動」(M=2.68)次之，再次之則為「共同參 與休閒活動的同伴居住太遠」(M=2.55)。
本研究中不同受訪者基本資料背景變項與休閒阻礙之差異分析，結果顯示：
年級對休閒阻礙因素上有顯著差異。受訪者的年級不同，在「結構性阻礙」因素
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上有顯著差異，並經事後檢定得知，結果呈現九年級高於八年級，此研究結果與 鄭味玲 (2007)、鍾念濡 (2013)研究不同年級在休閒阻礙有差異，且呈現九年級 高於八年級的差異結果相同。就此結果進行推論，恆春國中的九年級生對於未來 志向已定型，面對升學者開始有壓力，進而努力於課業的衝刺；而不準備升學將 投入工作職場者或仍在找尋目標者，則花較多的時間充實相關知識或投入相關工 作，因而在九年級生較少時間於投入休閒，因而結構性阻礙上呈現較八年級高。
四、休閒參與
從休閒活動類型來看，受訪者最常參與的休閒活動類型為娛樂類(M=3.70)，
其次消遣類(M=3.16)，最少參與的休閒項目為技藝類(M=2.07)。從休閒活動項目 來看，受訪者最常參與的休閒活動前三名依序為玩電腦(電玩)、上網(含通訊軟體、
FB、網路遊戲等) (M=4.52)；沉思、休息、睡覺(M=4.16)；看電視、影片(DVD、
VCD) (M=4.15)。由研究結果可知，恆春國中學生休閒活動偏向靜態、輕鬆，屬 娛樂性質的活動，以上研究結果與陳冠惠 (2003)、周韋杉 (2011)、姜國才 (2013) 研究休閒參與的現況結果相似。
本研究中不同受訪者基本資料背景變項與休閒參與之差異分析，結果顯示：
性別、年級、隔代教養與否、每個月零用錢額對休閒阻礙因素上有顯著差異。
在性別上，受訪者的性別不同，在六個因素上皆有顯著差異，在「藝文類」、
「社交類」、「娛樂類」、「消遣類」、「技藝類」呈現女性高於男性；僅「運 動類」因素方面，是男性高於女性。此研究結果與黃倩雯 (2009)、李立良、李 志恭 (2011)、鍾念濡 (2013)研究不同性別在休閒參與有差異，且皆在「運動類」
呈現男性高於女性的結果一致。而造成的可能原因，除了生理上男性的身體發展 轉變，還有社會上對性別角色的期待及傳統性別的刻板印象，促成了男女生在休 閒選擇上的差異，男性從事動態的運動類休閒，而女性多從事靜態的休閒活動。
在年級方面，受訪者的年級不同，在「藝文類」因素上有顯著差異，經事後
檢定得知，七年級的受訪者高於八年級受訪者，此研究結果與鄭味玲 (2007)、
黃倩雯 (2009)、鍾念濡 (2013)研究不同年級在休閒參與有差異之結果相似。
在是否為隔代教養方面，受訪者是否為隔代教養的結果不同，在「娛樂類」
有顯著差異，非隔代教養者高於隔代教養著。推測，因隔代教養者多為祖孫關係，
除祖孫有代溝外，老一輩思想較保守、限制較多，又所能提供的娛樂較為有限，
而非隔代教養者則反之。
在每個月零用錢金額方面，受訪者每個月零用錢金額不同，在「運動類」因
素上有顯著差異，經事後檢定得知，在「運動類」因素方面，每個月零用錢3000 元以上者高於每個月零用錢500元以下者，研究結果與鄭味玲 (2007)、姜國才 (2013)、鍾念濡 (2013) 每個月研究零用錢金額不同在休閒參與上有差異之結果 相符。造成此研究結果，可能與添加個人運動裝備、運動後建立新朋友的人際花 費有間接關係。70
五、相關分析
(一)休閒覺知自由與休閒阻礙之相關分析
休閒覺知自由與休閒阻礙呈現負相關，故休閒覺知自由越高，休閒阻礙程度 則越低，此結果與陳信安 (2000)、黃意文 (2003)、黃瑞英 (2007)休閒覺知自由 與休閒阻礙為負相關之研究結果相符。顯示恆春國中學生在休閒中，當他愈能覺 知到自己的勝任能力、控制能力，並內在需求愈獲得滿足、深度投入而達到享受 休閒樂趣時，他所受到的休閒阻礙就愈少。
(二)休閒覺知自由與休閒參與之相關分析
休閒覺知自由與休閒參與二者呈現正相關，故休閒覺知自由越高，休閒參 與程度則越高。此結果與黃倩雯 (2009)、黃意文 (2003)休閒覺知自由與休閒參 與為正相關之研究結果相符。為驗證假設四，故進一步進行迴歸分析。
(三)休閒阻礙與休閒參與之相關分析
休閒阻礙與休閒參與二者之間多數呈現負相關，但相關性不顯著，此與胡明
哲 (2008)、柯美杏 (2014)休閒阻礙與休閒參與相關但不顯著之研究結果相符。為驗證假設五，故進一步進行迴歸分析。推論其可能原因，恆春地區的家長或許 多忙於自身事務、少有時間約束孩子，抑或讓孩子自由選擇、自主的空間較大，
加上恆春國中學生天性樂觀，雖會遇些許的阻礙因素，但並不會影響他原本參與 休閒活動的動力或慾望，因而研究結果才會呈現休閒阻礙與休閒參與雖為負相關，
但相關性不顯著。
六、迴歸分析
（一）休閒覺知自由對休閒參與之迴歸分析
在「休閒覺知自由—休閒參與」方面，本研究結果發現，休閒覺知自由對休 閒參與各構面皆具有顯著影響，此結果與王玉璽 (2006)、陳律盛 (2011)休閒覺 知自由對休閒參與有正向影響結果一致，顯示休閒覺知自由愈高，則其影響休閒 參與也愈高。本研究中發現休閒覺知自由對休閒參與之「消遣類」預測力較高，
其中又以休閒覺知自由之「嬉戲性」、「休閒勝任」對「消遣類」影響最為顯著。
因而推論，國中生在參與休閒活動時比較會考慮對結果的掌控能力，及重視是否 具備一定的技巧，且亦喜歡行為可較不受規範而遊戲性較高的活動，當他們投入 此類休閒活動，他們能在休閒活動中覺知到自己的勝任能力、控制能力，並在休 閒行為中滿足內在需求、深度投入，而達到盡情享受樂趣的感受時，會更正增強 其參與休閒活動的頻率。
（二）休閒阻礙對休閒參與之迴歸分析
在「休閒阻礙—休閒參與」方面，本研究結果發現，休閒阻礙對休閒參與部
份構面有顯著影響，此結果與Hubbard & Mannell (2001)、王玉璽 (2006) 休閒阻 礙對休閒參與有負向影響結果部分相同，顯示當休閒阻礙愈高，則休閒參與就愈 低。因此推測，恆春國中學生在進行休閒活動時，若遇休閒阻礙，將有可能降低 他們休閒參與的頻率。71
（三）休閒覺知自由和休閒阻礙對休閒參與之迴歸分析
為此進一步進行整體休閒覺知自由和休閒阻礙因素對休閒參與之迴歸分析，
從標準化迴歸係數來看，休閒覺知自由預測變項達顯著影響，休閒覺知自由的標 準化迴歸β係數為0.478，而休閒阻礙的標準化迴歸β係數為0.065，由此可推知，
從標準化迴歸係數來看，休閒覺知自由預測變項達顯著影響，休閒覺知自由的標 準化迴歸β係數為0.478，而休閒阻礙的標準化迴歸β係數為0.065，由此可推知，