大學生休閒滿意量表編製之建構與驗證

大學生休閒滿意量表編製之

建構與驗證

吳明蒼

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摘 要

本研究旨在以Beard 與 Ragheb 發展之休閒滿意模式及其所編製的簡式休閒滿 意量表為基礎，建構大學生休閒滿意量表之編製，並分析其適配程度。本研究以 日間部大學生為研究對象，共進行兩次問卷調查，以隨機取樣方式，各發出問卷 450 份，回收有效問卷分別為 402 份與 393 份，有效問卷回收率分別為 89.3％與 87.3％，問卷回收資料經由項目分析、信度分析、探索性因素分析及驗證性因素 分析，共萃取五個因素，計有放鬆層面、心理層面、社教層面、身體層面、及美 感層面，測量題項則保留十八個，而量表各層面之α係數遠高於.7，全量表之α 係數甚至達.9 以上，顯示其內部一致性高。至於模式經修改後，其整體模式適配 度經驗證性因素分析後，其結果是，χ2值為181.85、χ2_{∕df 為 1.58、GFI 值為.94、}

AGFI 值為.91、RMR 值為.045、RMSEA 值為.043、CFI 值為.98、NFI 值為.96、 NNFI 值為.98、CN 值為 257.09、顯示整體模式適配度佳。

關鍵字：休閒、休閒滿意、休閒滿意量表

大學生休閒滿意量表編製

之建構與驗證

吳明蒼

壹、緒論

一、研究背景、動機

由於時代進步，經濟發展，人們在豐衣足食之後，價值觀有所變更，已不似 從前只重工作，而忽略其他事物，休閒的概念因此日漸受到重視。休閒之所以扮 演著日益重要角色，其原因不外乎是，在閒暇之餘從事休閒活動，可以滿足個人 需求，例如抒解工作壓力、放鬆身心、增進日後的工作效率，使身心更健康等。 個人若能達到滿意休閒之程度，則其生活滿意程度會隨之提升。因此，Ragheb and Griffith（1980）認為從事休閒的頻率越高，休閒滿意之程度也越高。Kinney and Coyle（1992）強調，個人之休閒滿意於提升生活滿意扮演非常重要之角色。 休閒是指，個人被允許依其自由意願，並配合其生活步調，不受限制的選擇 參加或放棄參與活動（Cordes & Ibrahim, 1999, p. 4）。而休閒滿意則是，個人自從 事或選擇休閒活動中，所形成、引發，或獲得的正向之知覺或感受（Beard & Ragheb, 1980, p. 22）。因此，休閒滿意是休閒行為產生的重要心理結果，行為者藉由從事 休閒活動，判斷比較其所獲得與其所期待之結果的差距，來決定其滿意程度，是 故休閒滿意為個人從事休閒活動之主要目的。此外，Mannell（1988）認為體察休 閒滿意在個人生活扮演之角色，有助於幸福感的獲得，進而成就生活滿意。 因為教育政策調整，主管機關對高等教育從原本的管制政策，到現在的開放 政策，致國內高等教育環境發生重大改變。近十年來，大專校院，或因新設，或 因改制，其數量急劇上升，目前已達168 所，而大學生總人數倍增，由於大學生 人數眾多，大學生的生活已成為教育單位重視的課題。現在的大學生除了需面對

繁忙的課業，還要承受日後就業之激烈競爭，甚至有不少大學為求學而離鄉背景， 尚需適應環境，因此課業生活難免感到苦悶，生活的調際變得十分重要，透過從 事休閒活動，可以滿足需求，例如抒解壓力、放鬆自己、認識朋友等，以達休閒 滿意程度，進而提升其生活滿意，使其大學求學生活更加順利。 如上所述，可見休閒滿意之重要，若能讓大學生自己從事休閒活動達到其需 求之程度，將有助於其休閒滿意之提升，而休閒滿意量表（LSS）正是可以達到 此目的之測量工具。休閒滿意量表係由Beard and Ragheb（1980）於美國以英文 編製之問卷，此問卷在美國幾經測試，信效度極佳，是一個常用之測量休閒滿意 的問卷工具。因為原量表題目太多，故將原量表簡化為簡式休閒滿意量表（LSM） （Ragheb & Beard, 1993），由於簡式量表填寫時間僅約十分鐘，信效度亦佳，所 以非常受歡迎，已逐漸取代原量表。目前國內有關休閒滿意之研究，頗多以此簡 式量表為測量工具。

正因台灣目前並無自編且信效度俱佳之測量休閒滿意的問卷工具，能用以測 量個人之休閒滿意程度，而自編問卷又曠日費時，故以Beard and Ragheb（1980） 提出之休閒滿意架構為基礎，並以中譯之休閒滿意量表為工具，再經測試，以建 構一適用於台灣大學生休閒滿意模式及測量工具，亦不失為一良策。由於日夜間 部大學生經歷背景大不相同，而日間部大學生多非在職，可自由運用時間多，所 以本研究以日間部大學生為研究對象。因此，本研究旨在以Beard 與 Ragheb 發展 之休閒滿意模式為基礎，利用其所編製的簡式休閒滿意量表，建構大學生休閒滿 意量表之編製，並分析其適配程度，以供測量日間部大學生的休閒滿意程度。

二、研究目的

建構大學生休閒滿意量表之編製，並分析其適配程度。

三、名詞定義

（一）休閒：個人於其閒暇時，自由的，不受拘束的選擇其是否參與非工作 性質的活動（Ragheb & Beard, 1993）。

（二）休閒滿意：個人自從事或選擇休閒活動中，所形成、引發或獲得之正 向的知覺或感受，其為個人對其通常之休閒經驗與情境，現今的滿意或愉悅之程 度，此種正向的滿意感覺源自個人知覺與未知覺的需求（Beard & Ragheb, 1980, p. 22）。

貳、文獻探討

滿意是動機、需求或期待的具體實現，通常是個人比較其實際所有與其確信 的合理期待間之差距，如果差距小，滿意的程度高，若差距大，滿意的程度則低 （Campbell, 1980）。休閒滿意量表為Beard and Ragheb（1980）依據所提出之休閒 滿意架構所編製而成。本量表係用來測量個人知覺其一般需求經由從事休閒活動 達到之程度，休閒活動在此被認為，個人可自由選擇參與與否之非工作性質的活 動，而活動的發生是在個人閒暇時，個人對活動的選擇與參與的程度，並未受到 約束，本量表採用Likert 五點式計分方式（從 1 代表非常不同意，到 5 代表非常 同意），得分越高，滿意度越高，問卷共分為六個構面，如下： 一、心理層面：心理層面的受益，例如自由感、享樂感、參與感及智力挑戰 的感覺。 二、教育層面：智力激發與幫助瞭解自我與週遭事物。 三、社會層面：獲得與他人有良好的社會互動。 四、放鬆層面：抒解生活壓力與緊張。 五、身體層面：發展體適能、保持健康、控制體重、提升康樂的方法。 六、美感層面：美感的獲得是來自，其從事休閒活動的場所或區域是令人感 到愉悅的、有趣的、美麗的、通常是設計良好的空間。 本量表幾經測試，信效度俱佳。首先，量表經過160 位專家審閱，證實具有 內容效度，之後以之施測於603 人（由各行業組成），得到6 個有效因素，包含共 51 個題項，經修訂後，再施測於 347 人，確認了先前之分析。本量表信度亦佳， 整體信度之α係數為.96，其餘六層面之α係數，最高在身體層面為.92，最低在放 鬆層面為.85，內部一致性高。由於本量表題目過多，需較長填答時間，於是本量 表被簡化為24 題，每層面有 4 題，受測者約 10 分鐘可以完成作答，此即為簡式 休閒滿意量表，此量表整體信度亦佳，α係數為.93。本研究以此簡式量表為工具 來建構及驗證台灣日間部大學生休閒滿意模式。

本量表之使用率高，甚至是在跨文化之應用，Lysyk, Rodrigues, Mcnally and Loo（2002）有鑒於 Beard 與 Ragheb 編製之休閒滿意問卷，在美國為一極受歡迎、 並且信效度很好之測量休閒滿意程度的工具。因此，將簡式量表翻譯成法文，並 且以統計分析考驗其跨文化使用之適當性。該研究以繁複之程序驗證量表之內容

效度，並以皮爾遜積差檢驗翻譯問卷與原量表之相關，均獲得證實。另，經驗證 性因素分析，有五個成分被確認（教育層面與心理層面合併為一成分）。獲此結果 並不與原量表休閒滿意架構相左，蓋教育與心理兩層面含意是可相容的。此研究 結果顯示，翻譯量表之信度與效度獲得支持。Van Kuyk-Minis and Lui（1998）使 用一外來的測量工具來進行其研究，結果證實該問卷優良之信度與效度。其並表 示，自創問卷是耗費時間及金錢的事，倘若有經過多次測試且信效度俱佳之既有 問卷可資運用，得據以為基礎，經測試修改後再使用，則為最佳之狀況。況且以 翻譯之問卷適用於其他不同文化之地區，更可促進國際間及跨文化之比較。惟應 特別注意者為，問卷之翻譯需維持其原意與特色，避免失真，並應留意欲使用地 區之文化特色。 其次，由於休閒滿意在實證上顯示有助於增進生活品質，因此，被認為是一 個衡量休閒生活的有效指標，也成為休閒領域中熱門之研究課題。在實證研究上， 休閒滿意常被用來探索與其他休閒相關因素之關係，Huang（2003）探究休閒參 與、休閒滿意及生活滿意之關係，研究中並使用Beard 與 Ragheb 編製之簡式休閒 滿意量表，隨機抽樣470 位大學生，所得結果進行皮爾遜積差相關與 t 分配等檢 定，結果顯示，此三個因子有相關關係存在，受試者之休閒參與頻率增加，其休 閒滿意程度會增加，而生活滿意程度也隨之提升。此外，本研究並未發現不同性 別、與年級之受測者間的休閒滿意有顯著差異。 Hsieh（1998）於其研究中，建構休閒態度、休閒動機、休閒參與，以及休閒 滿意線性結構關係，該研究採用Beard 與 Ragheb 編製之簡式休閒滿意量表，以測 試大學生之休閒滿意程度，隨機選取530 位大學生接受測試，結果顯示，有關休 閒滿意部分為，休閒參與對休閒滿意有直接並顯著的正向之影響，休閒態度之情 感層面對休閒滿意亦有直接顯著的正向影響。然，休閒滿意卻受到休閒態度之認 知因素直接顯著的負向影響。 此外，尚有其他研究對休閒滿意多所著墨，例如 Drummond（1985）檢驗休 閒態度、休閒滿意與休閒參與的關係，結果發現，休閒滿意與休閒參與有重要關 係，而休閒態度與休閒滿意則呈現低度相關。Siegenthaler and O’dell（2000）研究 休閒滿意與休閒態度之關係、吳文銘（民91）針對小學生自我娛樂能力與休閒滿 意為典型相關之研究、陳南琦（民92）探討青少年休閒滿意與休閒參與之關係等。 研究結果亦均顯示，休閒滿意與其他休閒因子存在某種程度之相關。

（1997）發現，壓力對大學生之身心健康、課業有負向之影響，而且壓力有逐漸 增加之趨勢。Cunningham and Bartuska（1989）檢驗休閒滿意與壓力之關係，結 果發現，休閒滿意程度越高，則越可降低日常生活之壓力。Misra and McKean （2000）探討大學生休閒滿意與學業壓力、焦慮、時間管理之關係，結果顯示， 休閒滿意為課業壓力之預測因子，增加休閒滿意程度有助於減輕焦慮及增強時間 管理能力，此為大學生抒解課業壓力之良策。此外，Brown and Frankel（1993） 調查休閒滿意與生活滿意的關係，並以經過修改之Beard 與 Ragheb 編製的休閒滿 意量表為測量工具，來測量受試者之休閒滿意程度，結果顯示，此兩個變項呈中 度正相關，休閒滿意程度增加，則生活滿意隨之增高。以上研究均顯示，休閒滿 意與影響生活品質之因素頗有相關。 綜上所述，休閒滿意不僅為休閒之領域中的重要因素之一，而且與生活品質 有關因素具有某種程度之相關，是一值得探討的課題。另外，Beard 與 Ragheb 編 製之休閒滿意量表，尤其是簡式量表，信效度俱佳，使用簡便，並經許多研究採 用、驗證，其中亦包含跨文化之應用。因此，非常適合為本研究據以之為基礎， 加以驗證修改後，應用於台灣大學生休閒滿意之相關研究。

參、研究方法

本研究係以Beard 與 Ragheb 之休閒滿意架構為基礎，用探索性因素分析及驗 證性因素分析，來瞭解台灣日間部大學生休閒滿意的因素，以建構大學生休閒滿 意量表之編製，本章包含下列部分：

一、量表編製

本研究以Beard 與 Ragheb 根據其休閒滿意架構所編製的簡式休閒滿意量表為 預試施測工具，該量表有六個構面，各構面的定義已如文獻探討所述。預試量表 初稿先由作者翻譯簡式休閒滿意量表成中文而成，並經三位精通中英學者專家審 閱其內容效度與適切性，再根據專家意見修改，由15 位大學生確認量表題意是否 清楚易懂，編製而成，預試量表之構面與所屬題目題號及內容如表一。

表一 預試量表之題項編號、題項內容與所屬構面 題項編號 題 項 內 容 所 屬 構 面 1. 對自己的休閒活動非常感興趣 2. 我的休閒活動帶給我自信 3. 我的休閒活動帶給我成就感 4. 在從事休閒活動中，我使用許多不同技能 心理層面 5. 我的休閒活動增加我對週遭事物之認知 6. 我的休閒活動提供我嚐試新事物之機會 7. 我的休閒活動幫助自我認知 8. 我的休閒活動幫助瞭解其他人 教育層面 9. 經由休閒活動，我與他人有社交上的互動 10. 我的休閒活動幫助我尋覓知己 11. 我從事休閒活動遇到的人很友善 12. 在閒暇時，我結交樂於從事休閒活動之人 社會層面 13. 我的休閒活動幫助我放鬆自己 14. 我的休閒活動幫助我抒解壓力 15. 我的休閒活動令我心情愉悅 16. 因為喜歡，所以我從事休閒活動 放鬆層面 17. 我的休閒活動是挑戰體能的 18. 我從事能增強體適能的休閒活動 19. 我從事能恢復體力的休閒活動 20. 我的休閒活動能幫助我保持健康 身體層面 21. 我從事休息活動的場所是環境清新的、乾淨的 22. 我從事休息活動的場所是令人感興趣的 23. 我從事休息活動的場所是漂亮的 24. 我從事休息活動的場所是規劃設計良好的 美感層面 預試量表除測試之題項外，受試者尚需選填基本資料，包含性別、年齡、就 讀年級、住宿情形、每個月自由支配於休閒活動之金錢、平均學業成績及家庭住 所。本量表依照原簡式量表，採Likert 五點式計分方式，分為非常不同意、不同 意、不確定、同意、非常同意，分別給予1 至 5 分。

二、資料蒐集

本研究之研究對象為台灣日間部大學生，因為目前國內有 168 餘所大專校 院，因此，於本研究之預試，隨機抽樣30 所學校，再從每校隨機抽樣 15 位學生， 共計發出問卷450 份。在預試資料分析完成，量表再修改後，進行驗證性因素分 析時，亦以相同方式取樣。Kraut（1996）建議在正式問卷調查中，若研究對象人 數超過50000 人時，需樣本數 381 份。在發展量表的問卷調查中，Nunnally and Bernstein（1994）認為 300 個樣本是適當的數量。

三、預試資料分析

預試問卷資料回收後，先為受試者基本資料之敘述統計，之後對問卷的題項 資料進行項目分析，以考驗題項之適切性，首先是針對各題項之鑑別度作考驗。 鑑別度考驗在檢驗預試題是否能準確的鑑別出受測者的心理特質或行為傾向上個 別差異之程度，其原理為各取預試樣本總分得分之前後27％，分為高分組與低分 組，計算出高低分兩組受測者在每題得分平均數差異，若決斷值（Critical Ratio， 即 CR 值）達顯著水準（p<.05），即表該題項有鑑別力。反之，則該題項可以考 慮刪除。 其次，由於同一問卷之題項，乃在測量同一構念。因此，題項間應具有某種 程度之相關。是故，可利用同質性考驗，測試各題項與總分之相關，以及各題項 之因素負荷水準（當把本量表因素設定為一個主成份時），若相關係數或因素負荷 量低於.3 時，可考慮予以刪除。之後再計算全量表之 Cronbach α值，α值需大 於.7，方能顯示量表有不錯之內部一致性（Cronbach, 1951）。 經過上述檢驗後，為證實本量表能測量休閒滿意的程度，並確定其中潛在的 構面，進行探索性因素分析，以考驗本量表之建構效度。其分析如下： （一）相關考驗計算：題項間的相關決定是否適於進行因素分析。本研究利 用取樣適切性量數（KMO）考驗，與 Bartlett 球形檢驗，來確認題項間的相關程 度。Kaiser（1974）認為 KMO>.70 即可接受，若 KMO>.90 則代表極佳，而 Bartlett 球形檢驗亦達顯著水準，則顯示題項間之相關程度足以進行因素分析。

（二）以主成份分析法萃取特徵值（eigenvalue）較大的因素，特徵值越大， 代表該因素能解釋全體之變異量大，Kaiser（1974）建議保留特徵值大於 1 之因 素。此外，有關因素萃取亦可參照陡坡圖（scree），Cattlell（1966）建議於因素特

徵值遞減坡度趨於平緩，表示無法被萃取，亦即保留轉折點以上之因素。並使用 最大變異轉軸法（varimax），求取題項與因素間的相關係數，即因素負荷量，取 其絕對值大於.5 者（Devellis, 1991）。此外，另測試其共同性（communality），即 各題項被共同因素解釋之比例，共同性越高，保留共同性係數大於.5 之題項。之 後，再對保留之題項以同樣之方法進行第二次因素分析。 最後，為考驗本量表之穩定性，繼續進行量表的信度考驗，以測試量表以及 各構面之其內部一致性，本研究以 Cronbach α值來進行內部一致性分析，因素 α值須達.6。另衡量各題項對總項的α值，此α值須大於.5，量表之信度方能獲得 證實（吳萬益、林清河，民90）。

四、正式問卷資料分析

根據上述統計分析，量表重新編製後，再為第二次之問卷調查，並以所獲得 之資料進行驗證性因素分析，其目的在檢驗本研究假設模式是否能解釋實際觀測 到的資料，本研究採最大概似法（maximum likelihood method）估計，其評鑑指 標如下（Bagozzi & Yi, 1988）：

（一）模式基本適配度標準：

1.誤差變異量（Theta Delta）大於 0。 2.誤差變異量的 t 值絕對值大於 1.96。 3.因素負荷量均介於.5 至.95 間。 4.估計參數的標準誤小於.1。

（二）模式內部適配度標準：

1.觀察變項的多元相關平方（SMC）大於.5。 2.聚合信度，即成分信度（composite reliability），為測量信度及輻合效度 （convergent validity）之重要指標，該係數須大於.6（Sorebo, Christensen & Eikebrokk, 2004）。

3.平均變異抽取量（variance extraction），為測量區別效度（discriminant validity）之重要指標，該係數須大於.5（Fornell & Locker, 1981）。

4.估計參數值的 t 值絕對值大於 1.96。

（三）整體模型適配度標準（邱政皓，民

93）：

1.χ2_{（卡方值）：卡方值越小適配情形越好，惟其易受樣本數量多寡影響，}

2.χ2_{∕df（卡方自由度比）：越小則模型契合度越高，小於 3 即可接受。}

3.GFI（Goodness-of-Fit Index）與 AGFI（Adjusted GFI）：由假設模型所能解 釋實際觀測資料之變異數與共變數的量，在計算GFI 時，將自由度納入考慮計算 所得之係數為AGFI，兩者均應大於.9。

4.RMR（Root Mean Square Residual）：為推估變異，共變異與實際變異，共 變異殘差大小，越小越適配，數值小於.05 方可接受。SRMR 則為標準化之 RMR， 數值小於.08 表示適配度理想。

5.RMSEA（Root Mean Square Error of Approximation）：比較假設模式與飽和 模式之差異，越小越理想，小於.08 即可接受，小於.05 則適配度好。RMSEA 較 不受樣本數影響。

6.CFI（Comparatine-Fit Index）：假設模型與獨立模型差異程度之量數，CFI 值越接近1 越適配，通常至少須達.95。

7.NFI（Normed Fit Index）與 NNFI（Non-Normed Fit Index）：反應假設模型 與一個觀察變項間沒有共變假設的獨立模型之差異程度。係數值大於.90 表示適配 佳。 8.CN（Critical N）：關鍵樣本指標，為產生適配模型所需樣本規模的指標， 該指數需大於200。

肆、研究結果

本研究之目的係建構及驗證休閒滿意模式，並執行兩次問卷調查，調查所得 資料分別進行項目分析與探索性因素分析，及驗證性因素分析，結果如下：

一、第一次問卷調查資料分析

本次問卷填答時間自民國93 年 12 月 26 日至民國 94 年 1 月 15 日止，共發出 問卷450 份，回收 418 份，剔除填答不完全，計收回之有效問卷共 402 份，有效 問卷回收率89.3％，30 所抽樣校院分布狀況、有效樣本基本資料如表二、表三。

表二 第一次問卷調查抽樣校院分布狀況 校 院 名 稱 所在縣市 校 院 名 稱 所在縣市 國立台灣大學 台北市 真理大學 台北縣 國立中興大學 台中市 大同大學 台北市 國立台灣海洋大學 基隆市 輔英科技大學 高雄縣 國立台北大學 台北縣 中國醫藥大學 台中市 國立台灣科技大學 台北市 清雲科技大學 桃園縣 國立台北藝術大學 台北市 玄奘大學 新竹市 國立高雄海洋科技大學 高雄市 建國科技大學 彰化縣 國立台南大學 台南市 致遠管理學院 台南縣 國立體育學院 桃園縣 立德管理學院 台南市 國立新竹師範學院 新竹市 嶺東科技大學 台中市 國立屏東商業技術學院 屏東縣 德明技術學院 台北市 國立勤益技術學院 台中縣 德霖技術學院 台北縣 台北市立師範學院 台北市 南開技術學院 南投縣 靜宜大學 台中縣 經國管理暨健康學院 基隆市 朝陽科技大學 台中縣 美和技術學院 屏東縣 表三 有效樣本基本資料 資 料 類 別 分 項 人 次 百分比（％） 性別 男 194 48.3 女 208 51.7 年齡 18 歲或以下 38 9.4 19 歲 90 22.5 20 歲 101 25.2 21 歲以下 74 18.3 22 歲 48 12 23 歲或以上 51 12.6 就讀年級 大一 101 25.5 大二 105 26.2 大三 115 28.6 大四 81 19.7 住宿情形 家中 110 27.4 校外 131 32.6 學校宿舍 161 40 1000 元以下 134 33.3 每個月自由支付於休閒 活動之金錢 1001-2000 元 97 24.2 2001-3000 元 50 12.4 3001-4000 元 31 7.8 4001-5000 元 24 6 5000 元以上 66 16.4 平均學業成績 60-69 109 27.1 70-79 169 42.1 80-89 107 26.6 90 以上 17 4.2 家庭住所 北部 148 36.8 中部 91 22.6 南部 146 36.4 其他 17 4.2 N＝402

（一）項目分析

用以測量各題項之鑑別度，刪除鑑別力差的題項，即決斷值未達顯著水準者， 依表三所示，預試題項之決斷值均已達顯著水準，而於同質性分析，各題項與總 分之相關係數，由.334 至.693，而當本量表被設定為一主成份時，各題項之因素 負荷量，由.366 至.739（見表四），均已達.3 的水準，顯示本量表各題項間具有一 定程度之相關。因此，本量表在項目分析檢驗並未刪除任何題項。最後並以 Cronbach α係數考驗全量表之內部一致性，得α係數為.927，已遠超過.7 的可接 受水準，可知本量表題項具有高度之同質性。 表四 預試量表項目分析結果 鑑 別 度 檢 定 題 項 及 其 內 容 t 值絕對值 P（顯著性） 相關係數 因素負荷量 1.對自己的休閒活動非常感興趣 12.766 .000 .639 .693 2.我的休閒活動帶給我自信 14.368 .000 .664 .709 3.我的休閒活動帶給我成就感 13.036 .000 .654 .702 4.在從事休閒活動中，我使用許多不同技能 12.301 .000 .639 .681 5.我的休閒活動增加我對週遭事物之認知 12.890 .000 .693 .739 6.我的休閒活動提供我嚐試新事物之機會 15.319 .000 .685 .738 7.我的休閒活動幫助自我認知 12.456 .000 .434 .479 8.我的休閒活動幫助瞭解其他人 13.019 .000 .594 .629 9.經由休閒活動，我與他人有社交上的互動 11.559 .000 .612 .649 10.我的休閒活動幫助我尋覓知己 10.613 .000 .334 .366 11.我從事休閒活動遇到的人很友善 11.134 .000 .571 .617 12.在閒暇時，我結交樂於從事休閒活動之人 13.024 .000 .639 .682 13.我的休閒活動幫助我放鬆自己 12.674 .000 .665 .725 14.我的休閒活動幫助我抒解壓力 13.854 .000 .675 .734 15.我的休閒活動令我心情愉悅 13.120 .000 .557 .619 16.因為喜歡，所以我從事休閒活動 12.371 .000 .621 .680 17.我的休閒活動是挑戰體能的 10.799 .000 .476 .499 18.我從事能增強體適能的休閒活動 11.321 .000 .512 .537 19.我從事能恢復體力的休閒活動 10.980 .000 .553 .587 20.我的休閒活動能幫助我保持健康 12.013 .000 .637 .677 21.我從事休息活動的場所是環境清新、乾淨 10.022 .000 .550 .599 22.我從事休息活動的場所是令人感興趣的 11.184 .000 .585 .628 23.我從事休息活動的場所是漂亮的 12.301 .000 .464 .504 24.我從事休息活動的場所是規劃設計良好的 10.366 .000 .508 .545 N＝402

（二）探索性因素分析

為確定本量表潛在構面，在項目分析後，本研究進行探索性因素分析，首先 於題項間相程度進行測試，得KMO 指數為.942，Bartlett 球形檢定亦達顯著水準 （p＝.000），表示本量適於抽取因素。 其次，以主成份分析法萃取特徵值大於1 之因素，並參酌陡坡圖，共萃取五 個因素，以五個因素的解釋總變異量為62.694％。此外，並進行共同性及因素負 荷量檢定，保留共同性及因素負荷量大於.5 的題項，經分析結果顯示，在共同性 檢驗部分，題項編號7、10、11 之數值分別為.323、.386、.495 未達.5 之水準，故 予以刪除，於因素負荷量部分，題項編號6 之數值為.486 未達.5 之水準，所以不 予保留。第一次因素分析共計刪除題項編號6、7、10、11 等四題，保留 20 個題 項。 再者，對保留之題項進行第二次因素分析，如表五所示，共萃取五個特徵值 大於1 之因素，因素一命名為放鬆層面，包含題項編號 14、13、15、16、21 等五 題，可解釋變異量為41.727％。因素二命名為心理層面，包含題項編號 2、3、1、 4 等四題，可解釋變異量為 7.661％。因素三命名為社教層面，包含題項編號 9、8、 12、5 等四題，可解釋變異量為 6.889％。因素四命名為身體層面，包含題項編號 18、17、19、20 等四題，可解釋變異量為 5.477％。因素五命名為美感層面，包 含題項編號23、24、22 等三題，可解釋變異量為 4.996％。而全部因素總變異量 為66.750％。此外，在各層面下之各題項的共同性係數及因素負荷量皆大於.5（見 表五），可見本量表之建構效度良好。

（三）正式量表的構面與題項

在經過項目分析及探索性因素分析後，正式量表終於製成，其各層面的定義 如下，正式量表之構面及所屬題構如表六。 1.放鬆層面：抒解生活壓力與緊張。 2.心理層面：心理層面的受益，例如自由感、享樂感、參與感及智力挑戰的 感覺。 3.社教層面：獲得與他人有良好的社會互動，與幫助瞭解他人及週遭事物。 4.身體層面：發展體適能、保持健康、控制體重、提升康樂的方法。 5.美感層面：美感的獲得是來自，其從事休閒活動的場所或區域是令人感到 愉悅的、有趣的、美麗的、通常是設計良好的空間。

表五 第二次因素分析結果摘要表 原題項編號 所屬因素 共同性係數 因素負荷量 特徵值 解釋變異量 14 .778 .788 13 .750 .762 15 .625 .732 16 .592 .598 21 放鬆層面 .549 .506 8.736 41.727 2 .750 .773 3 .738 .769 1 .672 .677 4 心理層面 .600 .576 1.609 7.661 9 .684 .759 8 .663 .743 12 .600 .629 5 社教層面 .574 .594 1.447 6.889 18 .792 .850 17 .733 .800 19 .585 .657 20 身體層面 .649 .573 1.150 5.477 23 .789 .861 24 .737 .810 22 美感層面 .628 .669 1.049 4.996 N＝402 表六 正試量表之題項編號、題項內容與所屬構面 題項編號 題 項 內 容 所 屬 構 面 1. 我的休閒活動幫助我抒解壓力 2. 我的休閒活動幫助我放鬆自己 3. 我的休閒活動令我心情愉悅 4. 因為喜歡，所以我從事休閒活動 5. 我從事休息活動的場所是環境清新、乾淨的 放鬆層面 6. 我的休閒活動帶給我自信 7. 我的休閒活動帶給我成就感 8. 對自己的休閒活動非常感興趣 9. 在從事休閒活動中，我使用許多不同技能 心理層面 10. 經由休閒活動，我與他人有社交上的互動 11. 我的休閒活動幫助瞭解其他人 12. 在閒暇時，我結交樂於從事休閒活動之人 13. 我的休閒活動增加我對週遭事物之認知 社教層面 14. 我從事能增強體適能的休閒活動 15. 我的休閒活動是挑戰體能的 16. 我從事能恢復體力的休閒活動 17. 我的休閒活動能幫助我保持健康 身體層面 18. 我從事休息活動的場所是漂亮的 19. 我從事休息活動的場所是規劃設計良好的 20 我從事休息活動的場所是令人感興趣的 美感層面

（四）正式量表之信度建構：

本研究採 Cronbachα係數考驗全醒表以及各構面之內部一致性，依表七所 示，全量表與各構面之 Cronbachα係數，自.925 至.797 均大於.70 的水準，故本 量表的信度佳。 表七 正式量表信度分析 構 面 Coefficients 放鬆層面 .847 心理層面 .843 社教層面 .797 身體層面 .810 美感層面 .804 全量表 .925 N＝402

二、第二次問卷調查資料分析

本次問卷調查係以正式量表為問卷工具，填答時間自民國94 年 2 月 1 日至 94 年 2 月 20 日止，共發出問卷 450 份，回收 407 份，剔除填答不全者，計收回 有效問卷393 份，有效樣本回收率 87.3％，30 所抽樣校院分布狀況、有效樣本基 本資料如表八、表九。

三、驗證性因素分析

本次問卷調查所得之資料被用以驗證，本研究以Beard 與 Ragheb 的休閒滿意 架構為基礎，並根據下述項目分析及探索性因素分析結果所得之休閒滿意模式 （如圖一）。與實際觀察資料資契合情形。圖中長方形代表觀察變項，為正式量 表中的測量題項，橢圓形代表潛在變項，為正式量表中之各個構面。另外，由潛 在變項指向觀察變項的單箭頭代表因果效果，即前者影響後者。至於雙箭頭則代 表相關關係，即潛在變項間存在相關關係。 因此，由圖一可知，潛在變項有五，分別為RELX（放鬆層面）、PSY（心理 層面）、SOCED（社教層面）、PHY（身體層面）、AES（美感層面），放鬆層面影 響A1～A5 等五個觀察變項，即正式量表中題項編號 1～5，心理層面影響 B1～ B4 等四個觀察變項，即正式量表中題項編號 6～9，社教層面影響 C1～C4 等四個

表八 第二次問卷調查抽樣校院分布狀況 校院名稱 所在縣市 校院名稱 所在縣市 國立中正大學 嘉義縣 正修科技大學 高雄縣 國立聯合大學 苗栗縣 萬能科技大學 桃園縣 國立虎尾科技大學 雲林縣 興國管理學院 台南市 國立台灣體育學院 台中市 大華技術學院 新竹縣 國立台北護理學院 台北市 中台醫護技術學院 台中市 國立台北師範學院 台北市 中華技術學院 台北市 國立高雄餐旅學院 高雄市 大漢技術學院 花蓮縣 輔仁大學 台北縣 慈濟大學 花蓮縣 中原大學 桃園縣 永達技術學院 屏東縣 元智大學 桃園縣 和春技術學院 高雄縣 義守大學 高雄縣 中州技術學院 彰化縣 崑山科技大學 台南縣 南榮技術學院 台南縣 樹德科技大學 高雄縣 親民技術學院 苗栗縣 台北醫學大學 台北市 華夏技術學院 台北縣 中山醫學大學 台中市 台北市立體育學院 台北市 表九 有效樣本基本資料 資 料 類 別 分 項 人 次 百分比（％） 性別 男 175 44.5 女 218 55.5 年齡 18 歲或以下 28 7.1 19 歲 76 19.4 20 歲 108 27.5 21 歲以下 75 19.1 22 歲 54 13.7 23 歲或以上 52 13.2 就讀年級 大一 85 21.6 大二 109 27.8 大三 127 32.3 大四 72 18.3 住宿情形 家中 102 26 校外 195 49.6 學校宿舍 96 24.4 1000 元以下 118 30 每個月自由支付於休閒 活動之金錢 1001-2000 元 98 25 2001-3000 元 51 13 3001-4000 元 32 8.1 4001-5000 元 28 7.1 5000 元以上 66 16.8 平均學業成績 60-69 120 30.5 70-79 167 42.5 80-89 96 24.5 90 以上 10 2.5 家庭住所 北部 170 43.3 中部 90 22.9 南部 112 28.5 其他 21 5.3 N＝393

A1 A2 A3 A4 A5 B1 B2 B3 B4 C1 C2 C3 C4 D1 D2 D3 D4 E1 E2 E3 RELX PSY SOCED PHY AES 圖一 休閒滿意假設模式 觀察變項，即正式量表題項編號10～13，身體層面影響 D1～D4 等四個觀察變項， 即正式量表中題項編號14～17，美感層面影響 E1～E3 等三個觀察變項，即正式 量表題項編號18～20。圖中之五個潛在變項間只有相關關係，並無因果關係。 本研究先對假設休閒滿意模式進行驗證性因素分析，考驗假設模式，依所得 結果修改假設模式，提出修改模式，再進行第二次驗證性因素分析，以考驗測量 模式之適配度。

（一）第一次驗證性因素分析：

首先，檢測模式的變項誤差，得各題項之誤差變異量除題項 D2（題項編號 15）為-.07 外，其餘均為正值。而誤差變異之 t 值絕對值除變項 D2 為 1.79 外， 其餘均大於1.96。至於變項因素負荷量數值，除變項 D2 為.98 外其餘均介於.5～.95 之間，另外變項估計參數值誤準差，則介於.04～.06 之間，均小於.10。故變項 D2 應予以刪除。 其次，各觀察變項之SMC，除變項 A5（題項編號 5）之 SMC 為.44 外，其 於觀察變項之SMC 均大於.5，故變項 A5 應予以刪除。此外，各潛在變項之成分 信度係數，自.857 至.815 均大於.5，平均變異抽取量自.725 至.784。均大於.6，而 成分之估計參數之t 值絕對值，介於 28.36～8.11 之間，均大於 1.96。 再者，整體模式之適配程度測試結果，χ2值為284.86、χ2_{∕df 為 2.28（標} 準值為小於3）、GFI 為.91、AGFI 為.87（兩者標準值為大於.9）、RMR 為.065（標 準值為小於.05）、RMSEA 為.064（標準值為小於.05）、CFI 為.96（標準值為大 於.95）、NFI 為.93、NNFI 為.95（標準值為大於.90）、CN 為 176.76（標準值為大 於200）。 綜上所述，假設模式之適配度不甚理想，於模式修改後，再進行第二次驗證 性因素分析。

（二）第二次驗證性因素分析

1.如表十，可發現誤差變異量均為正值，而其 t 值絕對值都大於 1.96，且觀察 變項之因素負荷量都在標準值.5～.95 間，最大估計參數標準誤僅.05（小於.10）。 因此，模式基本適配度良好。 2.如表十一所示，修正模式之各觀察變項的 SMC 均大於.50，其潛在變項之 成份信度都大於.6，且潛在變項之平均變異抽取量小最為.613，亦大於.5。 此外，估計參數之t 值均大於 1.96。由此可知，修正模式內部適配度良好。 3.在整體模式適配度，由表十二得知，χ2_{∕df 僅 1.58，小於標準值 3，另外，}

GFI、AFGI、NFI、NNFI 指數均大於.90，CFI 指數亦大於.95，而 RMR、RMSEA 指數則小於.05，CN 指數亦大於 200。是故，修正模式之整體模式適配度良好。

表十 第二次驗證性因素分析模式基本適配度分析結果 題項編號 誤差變異量 因素負荷量 t 估計值標準誤 1. (A1) .10 .93 7.07 .01 2. (A2) .14 .93 8.57 .02 3. (A3) .18 .91 9.49 .02 4. (A4) .50 .71 11.74 .04 5. (A5) 已刪除 6. (B1) .27 .85 9.39 .03 7. (B2) .22 .86 7.23 .03 8. (B3) .28 .85 9.54 .03 9. (B4) .48 .72 11.21 .04 10. (C1) .12 .87 2.57 .04 11. (C2) .35 .81 9.98 .04 12. (C3) .58 .65 11.64 .05 13. (C4) .45 .74 10.97 .04 14. (D1) .29 .93 9.55 .03 15. (D2) 已刪除 16. (D3) .34 .85 10.18 .03 17. (D4) .38 .80 10.66 .04 18. (E1) .36 .83 8.87 .04 19. (E2) .14 .85 2.62 .05 20. (E3) .44 .76 10.24 .04 N＝393 表十一 第二次驗證性因素分析模式內部適配度分析結果 題項編號 觀察變項之SMC t 成分信度 平均變異抽取量 所屬構面 1. (A1) .90 21.12 放鬆層面 2. (A2) .86 21.12 3. (A3) .82 20.38 4. (A4) .51 14.04 5. (A5) 已刪除 .929 .769 6. (B1) .73 18.18 心理層面 7. (B2) .78 14.41 8. (B3) .72 17.99 9. (B4) .52 14.17 .900 .683 10. (C1) .88 18.23 社教層面 11. (C2) .65 16.53 12. (C3) .75 12.38 13. (C4) .55 14.78 863 .613 14. (D1) 1.07 21.12 身體層面 15. (D2) 已刪除 16. (D3) .66 16.84 17. (D4) .62 16.81 .869 .688 18. (E1) .64 15.94 美感層面 19. (E2) .86 12.52 20. (E3) .56 14.51 .864 .679 N＝393

表十二 兩次驗證性因素分析模式整體適配度分析結果

測量模式 χ2 _χ2_{/df GFI AGFI RMR RMSEA CFI NFI NNFI CN} 假設模式 284.86 2.28 .91 .87 .065 .064 .96 .93 .95 176.76 修改模式 181.85 1.58 .94 .91 .045 .043 .98 .96 .98 257.09 標準值 越小越好 <3.00 >.90 >.90 <.05 <.05 >.95 >.90 >.90 >200 修正後之休閒滿意模式如圖二。 A1 A2 A3 A4 B1 B2 B3 B4 C1 C2 C3 C4 D1 D3 D4 E1 E2 E3 RELX PSY SOCED PHY AES 圖二 休閒滿意之修正模式

伍、結論與建議

一、結論

因為休閒日漸受到重視，休閒相關課題已逐漸受到研究者的青睞，休閒滿意 即為其一，國內目前運用之休閒滿意模式及測量工具，多係直接套用於國外發展 編製者，套用的模式及量表在當地測試雖信效度俱佳，但在跨文化之應用，全盤 挪用則未必適宜，本研究之目的在以國外學者研究之休閒滿意模式及量表為基 礎，來建構以及驗證台灣日間部大學生休閒滿意模式及測量工具。 本研究係以Beard 與 Ragheb 發展之休閒滿意架構及其所編製的簡式休閒滿意 量表（LSM）為基礎，Beard 與 Ragheb 發展之休閒滿意架構有心理層面、教育層 面、社會層面、放鬆層面、身體層面、美感層面，分別代表六個潛在變項而其所 編製的簡式休閒滿意量表共有二十四個題項，則分別為觀察變項，二十四個題項 平均分布於六個構面。 本研究問卷調查所得之資料，經項目分析、探索性因素分析及驗證性因素分 析，得到日間部大學生休閒滿意模式有五個構面，依各因素可解釋變異量佔總變 異量比例多寡，依序為放鬆層面、心理層面、社教層面、身體層面、美感層面。 而測量量表之題項經萃取後，刪除原量表之題項6、7、10、11、17、21，保留十 八個題項，分別在放鬆層面有四個題項，心理層面有四個題項，社教層面有四個 題項，身體層面有三個題項，美感層面有三個題項。於放鬆層面、心理層面仍完 全維持原來之設計。 本研究所得結果，與Beard 及 Ragheb 所發展休閒滿意模式及量表相較，可發 現本研究結果建議將原本之教育層面與社會層面合併為社教層面，而在此構面 下，量表中之測量題項亦精簡為四題，是較大不同之處。惟從原先之教育層面與 社會層面之含意觀之，兩者合併為一層面可收相輔相成之效，蓋瞭解他人與週遭 事物有助於獲得與他人良好互動之故。因此，社教層面之意義為獲得與他人有良 好的社會互動，與幫助瞭解他人及週遭事物。其次，就教育層面題項之精簡部分 來看（刪除原量表題項第 6、7），保留題項仍著重於增進對週遭人事瞭解，仍未 偏離原教育層面之意義。至於，社會層面題項之精簡部分（刪除原量表題項第10、 11），保留題項猶表達藉休閒活動以達社會互動之目的，仍保有原社會層面之意 義。此等於架構成分上之修正，可認為是跨文化應用之可能產生的差異，而此等

結果恰與前述之Lysyk et al.（2002）的研究結果互相呼應。另外，放鬆層面在本 研究結果顯示為第一因素，可解釋總變異量的41.727％（五個因素的解釋總變異 量為66.750％），此結果與之前休閒滿意之相關研究亦不盡相同（Trottier, Brown, Hobson & Miller, 2002），殆由於應用於不同領域之故。此外，相較於原量表，在 身體層面減少了一個題項（刪除原量表題項第 17），即「我的休閒活動是挑戰體 能的」，保留題項為「我從事能增強體適能的休閒活動」、「我從事能恢復體力的休 閒活動」、「我的休閒活動能幫助我保持健康」等三個，而身體層面之意義為「發 展體適能、保持健康、控制體重、提升康樂的方法」，可知保留題項之題意已足以 測量身體層面之構念。此外，美感層面亦減少了一個題項（刪除原量表題項第 21），即「我從事休息活動的場所是環境清新、乾淨的」，保留「我從事休息活動 的場所是令人感興趣的」、「我從事休息活動的場所是漂亮的」、「我從事休息活動 的場所是規劃設計良好的」等三個，而美感層面之意義為「美感的獲得是來自， 其從事休閒活動的場所或區域是令人感到愉悅的、有趣的、美麗的、通常是設計 良好的空間」，由保留題項題意及美感層面之含意可知，此結果並不會影響其餘題 項在此構面所欲測量的構念。 有關量表之信度，在潛在變項之成分信度部分，在各個層面，其α係數均高 於.85，於放鬆層面及心理層面甚至高於.90，全量表之信度為.925，表示各層面及 全量表內部一致性高。因此，本量表有很好的信度。 於驗證性因素分析結果顯示，本研究假設之休閒滿意模式經修正後，其模式 基本適配度以及模式內部適配度均合於評鑑指標標準值。至於在模式整體適配度 的統計分析結果顯示，模式χ2值為181.85、χ2_{∕df 為 1.58、GFI 值為.94、AGFI}

值為.91、RMR 值為 0.45、RMSEA 值為.043、CFI 值為.98、NFI 值為.96、NNFI 值為.98、CN 值為 257.09 亦均合於標準值，模式整體適配度很好。因此，由分析 結果可知量表具有良好之建構效度。

二、建議

本研究建構與驗證的休閒滿意模式及量表，經前述的統計測試、考驗、分析 後，其信度與效度均得到證實，適合被用來測量目前台灣日間部大學生休閒滿意 的程度，藉此得以瞭解其需求經由休閒被滿足的狀況。惟由於目前國內有關休閒 滿意的研究並不多見，雖本研究提出的休閒滿意模式的適配度佳，惟未來仍待多 方驗證。此外，本研究的對象為日間部大學生，未來亦可針對不同學制的大學生，

例如進修部或進修學院的學生為研究對象，以其與日大學生的生活型態、年齡等 變項有不小差異，研究結果可能有所差異，故可比較兩者在休閒滿意之差異。甚 或可將研究對象擴及於大學生以外之社會上的其他族群。最後，根據以往之研究 顯示，休閒滿意可能與其他變項存在某種程度之關聯，是故加入其他變項，例如 休閒參與、休閒態度、休閒阻礙等，再進行相關研究，亦可為日後研究的方向。

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and Measure Instrument of Leisure

Satisfaction of University Students

Ming-Tsang Wu

*

ABSTRACT

The purpose of this study was to construct the measure instrument of leisure satisfaction of day division university students and to analyze the fit of the instrument, which was based on the model of leisure satisfaction and the Leisure Satisfaction Measure (LSM) developed by Beard and Ragheb. The population of this study was university students of the day division, and surveys were conducted during two different periods of time by random sample selection. Four hundred and fifty (450) students were surveyed each time, and 402 and 393 valid survey instruments were returned, constituting 89.3% and 87.3% rate of valid instrument respectively. The data collected were analyzed by item analysis, reliability estimation, exploratory factor analysis, and confirmatory factor analysis. Five factors were extracted from the results, including relaxational dimension, psychological dimension, social and educational dimension, physiological dimension, and aesthetic dimension; 18 items in the LSM were retained. The Crobach alpha coefficient in each dimension in the instrument was significantly greater than 0.7, and the Cronbach alpha coefficient of the entire instrument was higher than 0.9. Thus, high internal consistency of the survey instrument was revealed. In addition, after modification of the model of leisure satisfaction, results of the confirmatory factor analysis indicated thatχ2_{＝181.85, χ}2

∕df＝1.58, GFI＝.94, AGFI＝.91, RMR＝.045, RMSEA＝.043, CFI＝.98, NFI＝.96, NNFI＝.98, and CN＝257.09. Therefore, the good overall fit of this model was demonstrated.

Key words: leisure, leisure satisfaction, measure instrument of leisure satisfaction