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本研究初始模式各測量系統經過驗證性因果分析，其觀察變項的因素負荷 量均高於 0.5，顯示個別項目信度符合分析的要求。潛在變項的組合信度從 0.89 至 0.97，也高於 Fornell et al.（1981）的建議值 0.60 以上，顯示測量系統的組合 效度也符合要求。復經分析估計參數的狀態，各估計參數並無負的誤差變異，

標準誤小於 2.58，C.R.值高於 2.00，各觀察變項間無負相關，標準化殘差值也 小於 2.58，顯示從估計參數的狀態言，也符合結構方程分析的要求。

本研究再以多因素一階驗證性因素分析，結果顯示各測量模式間有相關，

但各觀察變項的唯一性因素之間並無相關，顯示各觀察變項無共同因素尚待抽

取。表示測量系統經實際資料驗證後，符合結構方程模式整體驗證的前提要件。

同時也說明，以自我效能、自我實現、自我充實和自我展現；社會規範、社會 資本、團體吸引、團體維護和團體成就；知識落差驅力和新知享有驅力；行為 投入、認知投入、情感投入和社會心理投入等 15 個觀察變項分別抽取自我追求、

社會心理、求知驅力和獲取投入等共同因素，其信度和效度是可接受的。

研究發現，深度休閒者確實存在如 Stebbins（1992a, 1992b, 2001a, 2007）所 說的先備知識這樣的特質；而且這個特質並不因性別和居住地區而異，但這項 特質卻隨著深度休閒者年齡的漸增而漸弱，年紀越輕者在行為、認知、情感和 社會心理等四方面的投入均高於其他年齡層者。這可能是因為隨著深度休閒者 逐年的投入，對於休閒活動所需具備的知識技能逐漸由生疏而駕輕就熟，知識 落差壓力和對新知享有的衝動，也隨著年齡之是漸長而縮小或消失。從教育程 度言，也存在這項差異，尤其是整日與書為伍的大專校院以上畢業背景的休閒 者，延後接觸類似登山這類戶外環境的時機，在參與深度休閒活動初期，更容 易發現知識的不足，或感受初次接觸事物的新鮮，而有比大專以下教育背景的 深度休閒者更高的投入。

其次，在社會影響測量系統中，社會規範、社會資本、團體吸引、團體維 護和團體成就每個因素的 R²值都 0.66 以上，顯示這五個變項對社會影響有好的 解釋力；從因素負荷量視之，相較於社會資本、團體吸引、團體維護和團體成 就，社會規範的因素負荷量較低，意味著其對自我追求、求知驅力和獲取投入 的影響也低於其他四項觀察變項，顯示深度休閒者比較不是因為制度或規章規 範的要求，而是受社會資本、團體吸引、團體維護和團體成就的影響而樂於學 習新知，畢竟個人之所以從事休閒活動，主要是追求愉悅、自我實現、自我充 實，過多的束縛約束，反而使個體望之卻步。從結果顯示，深度休閒者確實如 Stebbins（1992a, 1992b, 2001b, 2007）所言，深度休閒者確實具有受團體吸引，

追求團體成就和團體維護的特質，也如 Hanneman（2005）所言，非常在意社團 內的社會資本和社會規範，也顯示類似如 Mullin et al.（2000）研究的發現，重 要他人顯著影響各人參與休閒行為投入的程度。

在自我追求測量系統中，自我效能、自我實現、自我充實和自我展現四個 因素的 R²值都在 0.70 以上，顯示這四個變項對自我追求有好的解釋力；從因素

負荷量視之，相較於自我效能、自我實現、自我充實，自我展現的因素負荷量 較低，意味著其對求知驅力和獲取投入的影響也相對比較少，顯示深度休閒者 個人學習新知識技能，比較不是為要展現個人的才華，而是為自我效能、自我 實現、自我充實。從結果顯示，深度休閒者確實如 Stebbins（1992a, 1992b, 2001a, 2007）所言，具有追求自我實現、自我充實和自我展現的特質，其次，也具有 如 Bandura（1981）和 Wilson et al.（1996）所言的追求自我效能的特質。

在求知驅力測量系統中，知識落差驅力和新知享有驅力兩個因素的 R²值都 0.45 以上，顯示這兩個變項對求知驅力也有好的解釋力；從因素負荷量視之，

新知享有驅力高於知識落差驅力，顯示新知識帶給休閒者新鮮感，吸引他想去 學習的影響力，要比發覺知識不足而去學習的影響力要大。研究結果顯示，深 度休閒者確實有如 Case（2002）、Mark et al.（1990）、Scissons（1982）和 Zack

（1999）等人的主張，亦即當個體意識到本身缺乏某種知能，且瞭解它對自己 的重要性，極可能產生學習動機。同時，也存在如何光國（1994）和李嘉聲

（1999）；Csikszentmihalyi（1988）、Harter（1978）和 Pieper et al.（1995）等 人所言的，當個人接觸或意識到未知神秘、新鮮有趣的新知識時，極可能產生 學習動機。

其次，在獲取投入測量系統中，四項變項的 R²值都 0.80 以上，顯示這四個 變項對獲取投入也有好的解釋力。顯示深度休閒者對於獲取知識的投入，也有 如 Mullin et al.（2000）所言的行為投入、認知投入、情感投入，和 Havitz（1999）

所言的社會心理投入。

另外，經結構方程模式分析，本研究發現初始模式的絕對適配度或簡約適 配度都尚稱良好，唯一是部分變項的測量誤差和結構誤差間的修正指數偏高，

經修正後，χ²值降低 33.58，GFI 值提高 0.012，AGFI 值提高 0.014，RMR 值 降低 0.001，RMSEA 值降低 0.003，顯示修正模式的整體適配度較佳。至於為何 測量誤差和結構誤差間存在較高的修正指數，可能原因是兩者之間存在共變關 係，由於誤差往往是隨機且無法解釋的，這樣的共變現象應只是兩個誤差項的 變化方向是正相關而已，並不表示兩者之間存在因果關係。經加上兩者間的共 變關係後，修正後模式的適配度也有微幅提升，例如χ2 值由 424.47 降為

其次，經以完全中介、部分中介和直接效果模式做競爭模式分析，發現完 全中介的修正模式仍然是最佳，顯示本研究初始模式以社會影響和自我追求為 因，以求知驅力為中介，經由求知驅力對獲取投入產生影響的假設是成立的，

亦即，在「社會影響/自我追求—求知驅力—獲取投入」關係中，求知驅力扮演 中介效果的角色也被驗證確實成立。這些均可證明受社會影響的刺激和滿足自 我追求的需求，會激發深度休閒者的求知驅力，由而形成獲取知識的學習行為。

這項結果，與 Wilson et al.（1996）的一般模式中以壓力、適應、風險和報酬為 中介類似，也符合行為學派學習動機理論中，從需求至行為間，必須借助驅力 為媒介的主張。

其次，從結構方程模式的結構路徑係數值分析和直接效果分析結果顯示，

求知驅力對獲取投入的直接效果值為 0.98 最大，但社會影響對求知驅力的直接 效果 0.62 高於自我追求對求知驅力的直接效果 0.38，顯示以團體方式且具風險 性的深度休閒活動，休閒者的學習行為受到團體的影響，勝過個人自我的追求。

以間接效果言，社會影響對獲取投入的間接效果值 0.93 也較自我追求對獲取投 入的間接效果值 0.37 也高出甚多，顯示在以團體方式進行且具風險性的休閒項 目，在過程中可能相當仰賴彼此間的協同合作，遵守相關的約束，是故，呈現 出這種外在社會因素影響力高於內在自我因素影響力的現象。以整體效果言，

如社會規範、團體維護和團體成就等外在社會因素，對獲取投入的影響也必高 於自我內在因素對獲取投入的影響。有如 McAulley et al.（1991）所發現的—當 休閒者個體越追求自我效能，其自我投入的程度越高。