第三章 研究方法
第五節 理論模式之整體適配評鑑度
承上節針對各模式進行檢驗與修正過後，本節將利用 LISREL8.53 軟體來進 一步驗證「刺激尋求、知覺風險、知覺勝任與持續涉入之關係模式」，以模式適 配指標來驗證此模式是否具有良好的適配情形。
一、模式整體適配度評鑑
檢驗理論模式的適配前，依然先檢視該模式的估計參數是否產生違犯估計的 狀況，一般發生的違犯估計有以下三種現象(黃芳銘，2007)：
1.有負的誤差變異數存在，或是在任何建構中有存在著無意義的變異誤。
2.標準化係數超過或太接近 1(≧0.95)。
3.有太大的標準誤。
如表39 的參數值可得知理論模式的標準化參數值介於 0.54 到 0.90 之間，並 未超過0.95 的標準值；在標準誤方面，數值則是呈現 0.13 至 0.50 之間，亦無過 大的標準誤，且沒有負的誤差變異數存在，故此理論模式並無違犯估計的現象發 生。
表39 整體模式參數估計表
參數 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值 標準化誤差
λ
SS2 0.68 0.05 12.99* 0.76 0.43λ
SS3 0.54 0.04 12.12* 0.70 0.51λ
SS5 0.71 0.06 11.73* 0.88 0.22λ
SS6 0.40 0.05 8.46* 0.54 0.71λ
SS7 0.56 0.04 12.67* 0.69 0.53λ
SS8 0.60 0.04 14.76* 0.79 0.37λ
SS10 0.70 0.05 14.78* 0.78 0.38λ
SS11 0.74 0.05 14.15* 0.75 0.43λ
PR3 0.64 0.05 11.82* 0.72 0.49λ
PR4 0.70 0.06 12.44* 0.76 0.42λ
PR5 0.55 0.05 10.38* 0.62 0.62λ
PC1 0.44 0.04 10.81* 0.60 0.64λ
PC3 0.49 0.04 12.55* 0.68 0.54λ
PC5 0.55 0.04 15.13* 0.79 0.37λ
PC6 0.49 0.03 14.34* 0.76 0.42λ
EI1 0.68 0.04 18.87* 0.86 0.26λ
EI3 0.60 0.04 16.52* 0.79 0.38λ
EI4 0.62 0.03 18.03* 0.83 0.30λ
EI6 0.73 0.04 20.20* 0.90 0.20λ
EI8 0.63 0.04 16.22* 0.83 0.31λ
EI11 0.54 0.04 14.54* 0.76 0.43λ
EI12 0.62 0.06 10.50* 0.82 0.33λ
EI13 0.41 0.05 8.55* 0.58 0.66註：未列標準誤為參照指標，*p＜0.05
接著進行理論模式的適配度評鑑，由表40 可以看出卡方值是有達顯著水準，
其原因為卡方值對樣本數相當敏感，當樣本數愈大時，卡方值就越容易顯著，表 示越容易拒絕虛無假設(黃芳銘，2007)，故建議應綜合考量所有指標。此外，絕 對適配指標中的AGFI＝0.87 指標略低門檻值，並沒有達到 0.90 的標準，但相關 文獻指出認為0.90 是過於嚴格的標準，MacCallum (1997)認為 AGFI 值大於 0.80 即可，而Etezadi-Amoli and Farhoomand (1996)更是指出 GFI 與 AGFI 兩個接受值 建議放寬至0.80 以上即可，因此這指標是可以被接受的。
其餘指標 GFI＝0.91、SRMR＝0.056 與 RMSEA＝0.080 皆達到標準值，
RMSEA 有介於 0.08 至 0.10 之間，顯示此理論模式可稱之為「中度的適配」；相 對適配指標NNFI＝0.88、CFI=0.90；簡效適配指標 PNFI＝0.68、PGFI＝0.62、規 範卡方為3.05，在標準值 1 到 5 之內，整體而言各指標的數值表現良好，因此該 理論模式是可以接受，且適配情形良好。理論模式路徑圖與標準化係數如圖 9 所 示。
表40 整體模式適配評鑑表
絕對適配指標 相對適配指標 簡效適配指標
χ2值
(p 值) GFI AGFI SRMR RMSEA NNFI CFI PNFI PGFI χ2/df 接受值 ≧p 0.05 ≧0.9 ≧0.9 ≦0.08 ＜0.1 ≧0.9 ≧0.9 ≧0.5 ≧0.5 1~5
216.93
p=0.00 0.91 0.87 0.056 0.080 0.88 0.90 0.68 0.62 3.05
刺激
第六節 研究假設之檢定與綜合討論
本節主要根據第三章所提出的研究假說進行逐一檢定；接續針對整體模式之 結果做一綜合討論。
一、研究假設之檢定
(一)結構方程模式之假說
本研究將根據上節整體理論模式之結果來檢驗「刺激尋求、知覺風險、知覺 勝任與持續涉入之關係模式」的假設，其結果如下：
假說一：刺激尋求會負向且顯著的影響知覺風險。
由下表41 可得知「刺激尋求」對「知覺風險」影響的標準化係數為-0.17，t 值為-2.31 達到統計上的顯著水準，表示刺激尋求會負向且顯著的影響知覺風險，
因此本研究之假說一成立。
假說二：刺激尋求會正向且顯著的影響知覺勝任。
由下表41 可得知「刺激尋求」對「知覺勝任」影響的標準化係數為 0.38，t 值為5.57 達到統計上的顯著水準，顯示刺激尋求會正向且顯著的影響知覺勝任，
因此假說二成立。
假說三：刺激尋求會正向且顯著的影響持續涉入。
由下表41 可得知「刺激尋求」對「持續涉入」影響的標準化係數為 0.16，t 值為2.82 達到統計上的顯著水準，顯示刺激尋求會正向且顯著的影響持續涉入，
因此假說三成立。
假說四：知覺風險會負向且顯著的影響知覺勝任。
由下表41 可得知「知覺風險」對「知覺勝任」影響的標準化係數為-0.39，t 值為-5.24 達到統計上的顯著水準，顯示知覺風險會正向且顯著的影響知覺勝任，
因此假說四成立。
假說五：知覺風險會負向且顯著的影響持續涉入。
由下表41 可得知「知覺風險」對「持續涉入」影響的標準化係數為-0.21，t 值為-3.50 達到統計上的顯著水準，顯示知覺風險會正向且顯著的影響持續涉入，
因此假說五成立。
假說六：知覺勝任會正向且顯著的影響持續涉入。
由下表41 可得知「知覺勝任」對「持續涉入」影響的標準化係數為 0.68，t 值為8.35 達到統計上的顯著水準，顯示知覺勝任會正向且顯著的影響持續涉入，
因此假說六成立。
表41 整體模式結構參數迴歸係數表
路徑 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值
γ11(刺激尋求→知覺風險) -0.17 0.07 -2.31* -0.17 γ21(刺激尋求→知覺勝任) 0.38 0.07 5.57* 0.38 γ31(刺激尋求→持續涉入) 0.16 0.06 2.82* 0.16 β21(知覺風險→知覺勝任) -0.39 0.07 -5.24* -0.39 β31(知覺風險→持續涉入) -0.21 0.06 -3.50* -0.21 β32(知覺勝任→持續涉入) 0.68 0.08 8.35* 0.68
註：*p＜0.05
二、綜合討論
(一)各觀察變項與潛在變項間之關係
1. 由本研究模式可得知，經驗尋求、厭倦感受、刺激冒險、反抑制足以反映風浪 板活動參與者的刺激尋求，與Zuckerman, Eysenck, and Eysenck (1978)及 Hoyle et al. (2002)的研究相同，皆以這四個構面代表參與者的刺激尋求面向。然而其 中以刺激冒險的因素負荷量最大(0.80)，此結果與王憲珍(2006)針對水肺潛水 者所衡量的刺激尋求雷同。過往研究指出刺激會促使個體動機的發生，當新奇 的刺激產生時會促使個體去探索，而為了尋求和以往不同的刺激和體驗時個體 會自願去參與高風險的活動，並承受過程中的任何風險，並希望在活動中獲得 自我滿足(黃敏芝，2010)。本研究所探討的風浪板活動具有刺激的特性，能夠 讓參與者從活動中感受到恐懼與驚奇，進而影響參與者刺激尋求的動機。因 此，可以發現風浪板活動參與者的刺激與冒險最能反映刺激尋求。
2. 由本研究模式可得知，財務風險、自我滿足、心理風險足以反映風浪板活動參 與者的知覺風險，相較於七種類型的風險，本研究缺少了肢體風險、裝備風險、
時間風險、社會風險四者。肢體風險主要是測量風浪板活動對身體受傷所造成 的影響，而在風浪板活動中，參與者均有穿著救生衣，在跌落水中後造成身體 傷害的機會較低，因此造成肢體風險在此模式不存在的原因。裝備風險主要是 測量裝備損毀的風險，在風浪板活動中，風浪板在翻浪的過程中受到水面浮力 的支撐，在跌落水面後不易造成毀損，因此造成裝備風險在此模式不存在的原 因。時間風險主要是測量從事風浪板活動對個人時間的佔用風險，根據本研究 實地調查發現大多數的受訪者對於此活動所需花費的時間有一定的認知，參與 者通常都會規劃時間來參與風浪板活動，因此造成時間風險在此模式不存在的 原因。社會風險主要是測量參與者知覺他人對於自己從事風浪板活動的看法，
根據本研究觀察風浪板活動的參與者通常會邀集同好一同前往參與及切磋，因 此造成社會風險在此模式不存在的原因。由於遊客對於危險的認知會因所參與 活動及環境而有所差異，因此目前並沒有特定的調查內容和尺度來衡量遊客的 知覺風險(王正平，2003)。在鄭政宗、張君如、曾雅秀(2008)探討澎湖青少年 對於水域運動知覺風險的研究中從社會風險、財務風險、時間風險三個構面來
裝備耗損、缺乏安全裝備、能力不能負擔風險及穿著不適當的服裝四個構面來 測量知覺風險。本研究則是發現財務風險、自我滿足、心理風險是反映風浪板 活動參與者的知覺風險的主要風險。此外，在本研究中發現個人滿足的因素負 荷量最大(0.75)，此結果與林宗賢、蕭慧齡(2008)針對鹽水蜂炮活動參與者所 衡量的知覺風險並不相同，在林宗賢、蕭慧齡(2008)的研究中指出裝備耗損的 因素負荷量最大(0.93)。造成此差異的原因，本研究推論乃是活動屬性的關係，
風浪板的金額介於萬元之間，所需要的花費較高，並且個人通常基於風浪板活 動特性的吸引而參與這項活動，因此，若是個人在購買風浪板後，可能會擔心 無法從活動中獲得滿足，進而造成財務上的損失。因此，本研究最後保留「財 務、自我滿足、心理」三個構面能夠合理的反映風浪板活動參與者所感受到的 知覺風險。
3. 由本研究模式可得知，風浪板活動參與者的知覺勝任是由覺得自己有能力、勝 任感、感覺自己能力很好、讓個人感覺像個活力充沛的人四個題項所反映。此 一結果與過去的研究結果有所不同，張樑治、余嬪、蔡志堅、劉吉川(2006)探 討老年人勝任感、自我決定感與休閒滿意關係之研究中，亦採用Weissinger and Bandalos (1995)所編製的休閒內在動機量表的勝任感題項(六題)，並且該篇研 究在最終的分析中包含了六個勝任感的題項。此外，李柏宏(2008)探討大型重 型機車遊憩活動參與者知覺風險與知覺勝任關係的研究中，亦採用Weissinger and Bandalos (1995)所編製的休閒內在動機量表的勝任感部份題項，不過在李 柏宏(2008)關於知覺勝任的驗證性因素分析中，僅包含三題 Weissinger and Bandalos (1995)所編製的勝任感題項。造成各研究分析結果中，所包含的知覺 勝任題項不同的原因，本研究推論乃是活動屬性的關係，在風浪板活動中，讓 個人感覺像個活力充沛的人的因素負荷量最高(0.75)，表示風浪板活動讓參與 者感覺自己像個活力充沛的人，有助於提升個人在從事風浪活動的勝任感受，
因此可以發現讓個人感覺像個活力充沛的人最能反映風浪板活動參與者的知 覺勝任。
代表參與者的持續涉入面向，然而其中以吸引力的因素負荷量最大；換言之，
風浪板活動是具有刺激特性與達到活動量的休閒項目，參與者也體認到該活動 的益處，有了多方面的益處相對的該項活動就會使參與者感到樂此不疲，進而 吸引參與者從事該項活動；因此，可以發現風浪板活動的吸引力是最能反映參 與者的持續涉入。
(二)潛在變項彼此間之關係
此部份根據結構模式中直接效果與間接效果值(表 42)進行闡述 1. 刺激尋求會負向且顯著的影響知覺風險
由結構模式中瞭解刺激尋求對知覺風險的直接效果為-0.17，亦即風浪板活動 參與者若有越高的刺激尋求，其知覺到的風險就越低。此研究結果證實了
由結構模式中瞭解刺激尋求對知覺風險的直接效果為-0.17，亦即風浪板活動 參與者若有越高的刺激尋求，其知覺到的風險就越低。此研究結果證實了