理論模式之驗證

在前一節確認測量模式驗證性因素分析結果之後，本節將驗證「街舞 參與者自我效能、休閒涉入與心流體驗之關係模式」，並透過考驗整體模 式之適配度，來瞭解本研究所建構模式之適配情形是否良好，最後則進行 模式信度與效度的檢測。

一、模式之整體適配度評鑑

首先瞭解模式執行所產生的統計結果是否產生不適當的解，由表30、

表31的測量估計結果可看出標準化參數值介於0.30至0.86之間，皆無超過 0.95，而標準誤介於0.055至0.069之間，無過大的標準誤，且亦沒有負的誤 差變異存在。綜觀上述，本模式未有違犯估計的情況發生，可進一步評估 模式的整體適配度。

表30 自我效能、休閒涉入與心流體驗關係模式結構參數迴歸係數 參數 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值

γ11 0.82 0.062 14.77* 0.80 γ21 0.24 0.060 4.10* 0.30 β21 0.54 0.063 8.54* 0.69 註：*p<0.05

表31 自我效能、休閒涉入與心流體驗關係模式參數估計摘要表 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

λSE1 1.00 - - 0.76 0.43 λSE2 0.98 0.062 15.91* 0.85 0.28 λSE3 0.53 0.062 8.58* 0.45 0.80 λLI1 1.00 - - 0.85 0.29 λLI2 1.04 0.055 18.79* 0.80 0.36 λLI3 0.92 0.061 15.11* 0.68 0.53 λFE1 1.00 - - 0.78 0.39 λFE2 1.20 0.062 19.22* 0.86 0.25 λFE3 1.22 0.069 17.58* 0.80 0.35 註：未列標準誤為參照指標，*p<0.05

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接續評鑑整體模式適配度，如表 32 所示，在絕對適配指標方面，除 了卡方值達顯著水準未符合標準之外，其餘指標GFI=0.95、AGFI=0.91 與 SRMR=0.039，皆在接受值範圍之內，而 RMSEA=0.082，故此結構模式可 被評為「合理適配」(余民寧，2006)；就相對適配指標而言，NNFI=0.98 及 CFI=0.99，皆高於接受值 0.90。從簡效適配指標來看，PNFI=0.65、

PGFI=0.51 與 χ²/df=3.67，亦符合各指標之標準。綜合所有適配度評鑑指標，

顯示整體模式可被接受，意即本理論模式是一個相當符合實證資料的模 式，而自我效能、休閒涉入與心流體驗之模式路徑圖與標準化係數如圖14 所示。

表32 自我效能、休閒涉入與心流體驗關係模式適配評鑑表

適 配 評 鑑 指 標

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

整 體

模 式

88.04

P=0.00 0.95 0.91 0.039 0.082 0.98 0.99 0.65 0.51 3.67

註： 表示該指標未通過

92 之判定準則，且均已達顯著水準(t >1.96, p<0.05)；另一方面，自我效能、

0.30

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三、中介效果之驗證

在自我效能對於心流體驗之關係方面，休閒涉入扮演重要之中介角 色。自我效能對心流體驗總效果之係數為0.85，在此之中，自我效能對心 流體驗的直接效果之係數為0.30，自我效能透過休閒涉入影響心流體驗之 間接效果係數為0.55 (0.80*0.69)。由此可知，休閒涉入中介自我效能對於 心流體驗64.71% (0.55/0.85)之總效果，詳如表 35 所示。 為中介變項。Baron and Kenny (1986)指出中介效果之成立必須符合以下條 件：

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降至 0.371，且解釋力由 0.515 提升至 0.665，表示自變項的部分影響效果 被中介變項取代，此驗證中介效果的第四個條件也成立。爰此，可確認休 閒涉入在自我效能與心流體驗間之中介角色，且其中介程度屬於部分中介 (partial mediation)。

表36 中介效果之檢驗

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本 研 究 再 利 用 Sobel (1982)提出之 Sobel test 檢驗休閒涉入在自 我 效 能 與 心 流 體 驗 間 之 中 介 效 果 ， 利 用 Quantpsy.org 網 站 的 線 上 Calculation for the Sobel Test 軟體公式，經輸入自我效能對休閒涉 入 直 接 效 果 之 t 值 14.77，及休閒涉入對心流體驗直接效果之 t 值 8.54 後，計算出的 Sobel 檢定值 Z 分數為=7.393，p=0.0(在 α=0.05 下，Z 值>｜1.96︱即為顯著)，顯示休閒涉入具有顯著的中介效果。

綜 合 上 述 中 介 效 果 的 檢 驗，結 果 皆 證 實 休 閒 涉 入 對 自 我 效 能 及 心 流 體 驗 間 存 在 顯 著 的 中 介 效 果 。

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第六節 研究假說之檢定

本節針對第三章所提出之研究假說進行檢定，並進一步討論本研究之 結果。

一、測量模式之檢驗

此部分在檢驗「街舞參與者自我效能、休閒涉入與心流體驗之關係模 式」與理論所建構的測量模式是否相符。由表 33 自我效能、休閒涉入與 心流體驗關係模式參數估計摘要表可看出九個觀察變項在其所反映的潛 在變項之 t 值皆達顯著水準，表示信度可接受。此外，標準化因素負荷量 介於 0.45 至 0.86 之間，皆大於 0.45，方向性亦正確，顯示各觀察變項皆 足以反映其所對應之潛在變項(黃芳銘，2007)。

自我效能的三個觀察變項中，其中「努力」的反映性最大，接續為「主 動性」與「堅持」。休閒涉入的「吸引力」、「自我表達」與「中心性」

三觀察變項中，以「吸引力」反映性較其他二者為大。而心流體驗的三個 觀察變項中，以「情意」的反映效果最大，依序為「自我證言」與「挑戰 與技巧」。

二、結構模式假說之檢驗

此部分藉由表 37 修正後之整體結構模式參數迴歸係數來檢驗本研究 所建構之結構模式，即研究假說一至四是否成立，各假說如下：

假說一：自我效能會正向且顯著地影響休閒涉入。

假說二：自我效能會正向且顯著地影響心流體驗。

假說三：休閒涉入會正向且顯著地影響心流體驗。

假說四：休閒涉入在自我效能與心流體驗間扮演中介的角色。

由圖14整體模式路徑圖及表37整體模式參數迴歸係數可看出，自我效 能對休閒涉入的影響係數(γ11)為0.80， t 值為14.77，有達顯著水準，表示

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自我效能會正向且顯著地休閒涉入，故研究假說一成立；自我效能會正向 且顯著地影響心流體驗，路徑係數(γ21)為0.30，且 t 值為4.10，已達顯著水 準，符合理論預期，亦即研究假說二成立；休閒涉入對於心流體驗的影響 係數(β21)為0.69， t 值為8.54，達統計上的顯著水準，亦即休閒涉入對於 心流體驗具有正向且顯著地影響，因此本研究之假說三也成立；透過前一 節中介效果之檢驗，可得知休閒涉入在模式中具有部分中介效果，證實研 究假說四獲得支持。

表37 整體模式結構參數迴歸係數

註：*p<0.05

由整體模式來看，休閒涉入可以被自我效能解釋的變異量為64%的，

是不錯的水準。此外，心流體驗的解釋量達0.90，顯示自我效能與休閒涉 入兩者可以解釋心流體驗此概念90%的變異量，代表這兩個潛在變項對心 流體驗的影響程度可能很高。

參數 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值 γ11

(自我效能→休閒涉入) 0.82 0.062 14.77* 0.80 γ21

(自我效能→心流體驗) 0.24 0.060 4.10* 0.30 β21

(休閒涉入→心流體驗) 0.54 0.063 8.54* 0.69

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