輕度智能障礙者休閒動機、休閒阻礙因素對休閒體驗影響

一、測量模式檢定分析

本研究採用電腦軟體 SmartPLS 2.0 M3 版進行最小偏平方法（partial least squares, PLS）及研究架構當中路徑顯著程度的檢測。而本研究對於台東縣國高 中（職）輕度智能障礙學生休閒動機、休閒阻礙對休閒體驗之影響關係進行探討 的問卷，發出 200 份，回收的問卷有 190 份，扣除空白與未完成問卷 10 份，有 效問卷為 190 份。而本研究據此 190 份有效問卷，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 and Larcker, 1981）。Nunnally （1978)指出，組合 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。而依據 Fornell & Larcker （1981)建議，收斂效 度可採用最小偏平方法 （PLS)之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，而平均變異萃取量 （average variance extracted; AVE)

應大於 0.5，方達到可接受之收斂效度；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（大於 0.7） 同樣也達到收斂效度的要求水準 （Straub et al., 2004)。本研究測量性質檢定的統計分析結果，依各子構面分述於表（29、

30、31、32、33、34、35），表示內部一致性與收斂效度之檢定結果。所有構念 的相關面向組成信度皆高於門檻值 0.70 以上，因此各構念面向之內部一致性均 符合標準。

表 29 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒運動參與現況－休閒動機）

題項 因素負荷量 AVE CR 信度α 1.從事休閒運動可以培養

我的運動精神和風度。

0.773

0.5 0.9 0.919 2.從事休閒運動是一種自

我能力的挑戰

0.824

3.從事休閒運動可提升我 的體育成績。

0.784

4.從事休閒運動可促使我 長高、長壯。

0.731

5. 從事休閒運動可以讓我 得到快樂。

0.773

6. 從事休閒運動是我最擅 長的活動。

0.785

表 30 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒運動參與現況－休閒行為）

題項 因素負荷量 AVE CR 信度α

1.我會經常參與休閒運動 0.778

0.6 0.9 0.849 2.我會願意增加從事休閒運動的時間。 0.833

3.我願意嘗試更多新的休閒運動 0.846 4.我願意培養自己的休閒運動能力。 0.707 5.我會依自己的需求安排適當的休閒運動。 0.783

表 31 研究模式變數之信度、效度整理表（休閒運動參與現況－知覺休閒效益）

題項 因素負荷量 AVE CR 信度α

1.休閒運動可以讓我養成規律的運動習慣。 0.807

0.5 0.8 0.777 2.休閒運動可以使我心情愉快。 0.798

3.休閒運動可以讓我發洩情緒。 0.707 4.休閒運動可以讓我學到合作的能力。 0.728

表 32 本研究模式變數之信度、效度整理表（休閒運動參與現況－休閒阻礙）

題項 因素負

荷量

AVE CR 信度 α

1.因為體能狀況不好，所以不參與休閒運動。 0.863

0.7 0.9 0.941 2.因為朋友不喜歡運動，我也不參與休閒運動。 0.852

3.因為對運動缺乏自信心，所以不參與休閒運動。 0.846 4.因為沒有人陪我去運動，所以不參與休閒運動。 0.871 5.因為沒有喜歡或適合的休閒運動項目。 0.833 6.因為運動技巧不好怕被取笑。 0.854

表 33 本研究模式變數之信度、效度整理表（運動休閒感受－休閒涉入）

題項 因素負荷量 AVE CR 信度 α

1.參與休閒運動對我而言是很重要。 0.764

0.6 0.9 0.893 2.參與休閒運動是我每天必須做的事。 0.814

3.我對休閒運動非常有興趣。 0.763 4.當我參與休閒運動時能受到同儕歡迎。 0.804 5.參與休閒運動能夠真實表現自己。 0.791 6.我有許多朋友都喜歡休閒運動。 0.744

表 34 本研究模式變數之信度、效度整理表（運動休閒感受－休閒滿意度）

題項 因素負荷量 AVE CR 信度 α

1.參與休閒運動，可以讓自己充滿活力。 0.797

0.6 0.9 0.894 2.參與休閒運動，可以增進同儕之間的和

諧。

0.767

3.參與休閒運動，可以得到朋友的信賴。 0.737 4.參與休閒運動，可以紓解課業的壓力。 0.744 5.參與休閒運動，可以獲得成就感。 0.811 6.參與休閒運動，讓我有新的生活體驗。 0.804 7.參與休閒運動，帶給我愉快、滿足感覺。 0.817

表 35 本研究模式變數之信度、效度整理表（運動休閒感受－休閒體驗）

題項

因素負 荷量

AVE CR 信度 α

1.參與休閒運動讓我感到自在。 0.787

0.6 0.9 0.920 2.參與休閒運動讓我獲得新的知識。 0.819

3.休閒運動讓我認識不同文化。 0.862 4.參與休閒運動，讓我和朋友之間產生共同話題。 0.816 5.參與休閒運動，讓我增加社交活動的機會。 0.783 6. 參與休閒運動，可以讓我留下美好回憶。 0.789

而為能更謹慎驗證本研究架構所建立之主要研究變項的整體構念效度，本研 究是針對測量工具在相關構念的區別效度進行考驗。構念區別效度之檢驗，主要 在檢定測量之潛在變項 （latent variable)對於不同的構念之間的鑑別程度。每個 變項與測量同一個構念的其他變項之相關程度，應該要高於與測量不同構念變項 的相關係數。

為了通過區別效度的檢驗，個別構念抽取之平均變異萃取量（AVE）的平方根，

應該大於該構念與模型中其他構念的共變關係（Chin, 1998）。表 40 為各構面之間 的相關係數矩陣，對角線所列之值即該構念的 AVE 平方根。由表可知，任兩個 構念之間的相關係數皆小於該構念之測量變項的 AVE 平方根。顯示出測量模型 中各構念的變項確實彼此相異，本研究使問卷具有足夠的區別效度。

表 36 各構面之相關係數與鑑別效度 靴法（BootStrapping)做為估計路徑係數的方法（Bollen & Stine, 1992）。經由樣 本的重新取樣的程序進行顯著性檢驗，當 t 值大於 2.58 時，則 p 值小於 0.01，為 非常顯著（以**表示）；當 t 值大於 1.96 時，則 p 值小於 0.05，代表已達顯著標 準（以*表示）。根據本研究結構模式路徑分析之結果，本研究所提出的 12 項假 設，在 12 項假設中 H4 H5 H6 H9 不顯著，其餘皆獲得顯著，結論如下所述（本 研究結構模式路徑分析結果置於下頁之「圖 4-3-1」）:

(一) H1：輕度智能障礙者之休閒動機對其休閒涉入有正向的影響關係。由 PLS之統計分析結果可知，路徑係數為0.662，t值為8.753，大於13.223，

達到＊＊＊p < 0.01之顯著水準，故假說H1成立。

(二) H2：輕度智能障礙者之休閒動機對其休閒參與滿意度有正向的影響係。

由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.236，t 值為 2.364，大於 1.96，

達到＊p < 0.01 之顯著水準，故假說 H2 成立。

(三) H3：輕度智能障礙者之休閒動機對其休閒體驗有正向的影響關係。由 PLS之統計分析結果可知，路徑係數為0.733，t值為17.715，大於2.58，

達到＊＊＊p < 0.01之顯著水準，故假說H3成立。

(四) H4：輕度智能障礙者之休閒阻礙對其休閒涉入有負向的影響關係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.037，t 值為 0.505，小於 1.96，

未達到＊p < 0.01 之顯著水準，故假說 H4 不成立。其原因可能為輕度 智能障礙者的休閒阻礙多因沒有適合的運動項目或沒人陪伴的外在因 素，不影響其投入其所從事的休閒運動中，因此對於其所願意投入的休 閒運動，其休閒涉入仍可能屬高度涉入。

(五) H5：輕度智能障礙者之休閒阻礙對其休閒參與滿意度有負向的影響關 係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.044，t 值為 0.994，小 於 1.96，未達到＊p < 0.01 之顯著水準，故假說 H5 不成立。其原因可 能為輕度智能障礙者的休閒阻礙並非是自己在休閒運動中遭受挫折或 不悅，只是因為沒有人陪或沒有適合的運動，而不代表其所從事的休閒 運動是自己做不來的，因此對休閒參與的滿意度影響不大。

(六) H6：輕度智能障礙者之休閒阻礙對其休閒體驗有負向的影響關係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.028，t 值為 0.387，小於 1.96，

未達到＊p < 0.05 之顯著水準，故假說 H6 不成立。其原因可能為輕度 智能障礙者對休閒體驗有相當正向的感受，因此其所認為的休閒阻礙並 不足以影響其對休閒體驗的滿意感受，使研究結果並不支持輕度智能障

礙者之休閒阻礙對其休閒體驗有負向的影響關係。

(七) H7：輕度智能障礙者之休閒涉入對其休閒參與滿意度有正向的影響關 係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.225，t 值為 1.983，大 於 1.96，達到＊p < 0.05 之顯著水準，故假說 H7 成立。

(八) H8：輕度智能障礙者之休閒體驗對其休閒參與滿意度有正向的影響關 係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.468，t 值為 4.503，大 於 2.58，達到＊＊p < 0.05 之顯著水準，故假說 H8 成立。

(九) H9：輕度智能障礙者參與休閒涉入對其知覺休閒效益有正向的影響關 係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.213，t 值為 1.283，小 於 1.96，未達到＊p < 0.05 之顯著水準，故假說 H9 不成立。其原因可 能為輕度智能障礙者認為休閒涉入是希望能夠藉由休閒運動表達出真 實的自己，或是朋友喜歡休閒運動，而非自己的感受；而休閒效益是可 為自己帶來愉悅感受，而愉悅感受的來源可能很多元，不單單是由休閒 涉入所帶來的，加上受訪者最認同的休閒涉入是表現真實的自己，而真 實自我亦未必需透過休閒來表現，使休閒涉入對其知覺休閒效益的影響 有限。

(十) H10：輕度智能障礙者參與休閒滿意度對其知覺休閒效益有正向的影響 關係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.209，t 值為 2.510，

小於 1.96，達到＊p < 0.05 之顯著水準，故假說 H10 成立。

(十一) H11：輕度智能障礙者參與休閒體驗對其知覺休閒效益有正向的影 響關係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.441，t 值為 3.924，

大於 2.58，達到＊＊p < 0.05 之顯著水準，故假說 H11 成立。

(十二) H12：輕度智能障礙者知覺休閒效益對其休閒行為有正向的影響關 係。由 PLS 之統計分析結果可知，路徑係數為 0.705，t 值為 14.167，

大於 2.58，達到＊＊p < 0.05 之顯著水準，故假說 H12 成立。

表4-3-9 本研究假說檢定結果

圖 3 本研究結構模式路徑分析結果圖

圖 3 本研究結構模式路徑分析結果圖 三、可解釋變異量分析

對於輕度智能障礙者休閒動機、休閒阻礙對休閒體的影響關係，已於前面「驗 證 假 說 」 的 段 落 中 獲 得 驗 證 ， 因 此 ， 本 研 究 採 用 決 定 係 數 （ coefficeint of

對於輕度智能障礙者休閒動機、休閒阻礙對休閒體的影響關係，已於前面「驗 證 假 說 」 的 段 落 中 獲 得 驗 證 ， 因 此 ， 本 研 究 採 用 決 定 係 數 （ coefficeint of