國中小資優生與普通生休閒生活關聯模式之比較研究

民98，34 卷 3 期，107-134 頁

國中小資優生與普通生休閒生活關聯模式

之比較研究

李偉清

臺北市立教育大學附設實驗國民小學教師 本研究根據理論與相關研究提出國中小資優學生與普通學生的「休閒生活關 聯模式」，該模式假設個體之「休閒選擇自由」會透過「休閒時間」、「休閒理由」 和「休閒內容」的中介影響，進而影響個體的「休閒滿意度」。本研究旨在比較資 優生與普通生的「休閒生活關聯模式」之差異情形。結果發現資優生與普通生的 「休閒生活關聯模式」在因素型態上相同，但在「負荷量限制模式」與「未設限 模式」的寄宿比較，可發現資優生與普通生在測量模式上之因素負荷量並不相 等，經指標層次量尺不變性的事後考驗，得知造成兩者模式的差異主要是源於資 優生與普通生的「社交類」參數係數的不同，其次依序是「體能類」和「上學 日」參數係數的不同所致，其中資優生在「社交類」休閒參與對潛在變項「休閒 內容」的重要性比普通生來得更顯著，而普通生在「體能類」休閒參與對「休閒 內容」的貢獻和「上學日」平均每天休閒時間量對「休閒時間」的建構皆比資優 生來得更顯著。 關鍵詞：休閒生活、休閒滿意度、資優生

緒論

一、研究背景、動機與目的

我國自民國九十年一月一日起全面實施週 休二日制後，可說今日的台灣已正式邁入所謂 休閒化的社會（張孝銘、周宏室，2003）。因 此，有愈來愈多的國人體認到休閒的需要與必 要性，不僅強調要有豐富的休閒生活內涵，更 重視休閒要有規劃及高品質。休閒扮演著重新 安排人類生活的重要角色（Kraus, 1984），已 成為國人生活的基本需求之一（徐國陽、王潔 玲，2004）。 二十一世紀可說是休閒的世紀（顏妙桂， 2008）。對現代的學生而言，休閒時間的增加 同樣對學生產生莫大的影響，尤其對成長中的 兒童和青少年更是衝擊甚大。林金城（2005） 指出，休閒已是現今學生生活中的重要事件， 具有不容忽視的深遠影響。因此如何善用假日 或閒暇時間來從事正當有益的休閒活動，進而 發展潛能及充實個人的生活，已成為當前重要 的教育課題（行政院，2002），也是現代教育 的重點工作（李世邦，1991）。但國內有關學 生休閒方面的研究大多只針對單一或少部分的 「休閒生活」層面進行探究，至於同時針對學 生所有休閒生活層面的研究則非常少，迄今僅 有黃文真（1986）、楊秀芝（1988）、吳採霞 （2004）、王禎祥（2004）和魏展聘（2007） 等研究較能完整呈現學生的整體「休閒生活」 樣貌，但這些研究並無說明「休閒生活」各層 面間的相互影響關係為何？且目前尚無學者專 家針對「休閒生活」提出潛在變項間的關聯模 式，故建立台灣地區國民教育階段學生「休閒 生活」的影響模式實屬重要與必要，此為本研 究的第一個研究動機。 其次，林金城（2005）指出資優班學生與 普通班學生雖同處於相同的教育階段，但資優 生因其智力、認知能力、學習方式、教育安置 及加深加廣課程等因素的影響，極可能在許多 層面的「休閒生活」與普通班學生有所差異。 黃薇如（2006）也指出，資優生的特質會造成 資優生在發展和學習上皆異於普通生。國內外 相關研究大都證實資優生的「休閒時間」少於 普通生（王鳳美，2003、王禎祥，2004、李世 文，2002、吳採霞，2004、顏士智，2001、魏 展聘，2007、Bergin, 1992、Leyser & Cole, 2004 、 Searls, 1985 、 Ward, Mead, & Searls, 1983），且資優生參與的休閒活動內容略有不 同於普通生（陳玉鳳，2004、梁恒華，2006、 郭靜晃、羅聿廷、黃惠如和郭明麗，2002、黃 薇如，2006、顏士智，2001、Zhang, Solmon, Gao, & Kosma, 2009），這些差異是否會影響學 生「休閒生活關聯模式」的建構？且是否會造 成資優生與普通生的關聯模式產生差異？這些 都是研究者甚感興趣之處，也是本研究的第二 個研究動機。 基於上述兩點理由，本研究的主要目的在 建構國中小學生的「休閒生活關聯模式」，並 比較資優生與普通生在此模式上的差異情形。 研究結果將提出具體建議，以供教育相關單 位、教師或家長們作為未來安排學生「休閒生 活」之參考依據，故本研究相當具有應用價 值。

二、「休閒生活」內涵與潛在變項間

之關係

（一）「休閒生活」內涵 莊淑姿（2005）指出「休閒生活」的內涵 在學界一直是個廣受討論的議題，這是因為休 閒本身就是一個很難定義的名詞，且休閒是一 種社會現象，社會現象往往會隨著社會的變遷 而在不同的世代與社會擁有不同的角色、地位 與面貌。所以，迄今專家學者對於「休閒生 活 」 的 內 涵 尚 無 公 認 一 致 的 界 定 。 傅 惠 珍

（1992）曾指出「休閒生活」的內涵包括休閒 特質、休閒內容和不良休閒習慣三大部分。李 宜靜（1993）曾將「休閒生活」內涵區分為休 閒活動偏好態度、休閒參與活動、休閒時間長 短、休閒參與考慮因素以及滿意程度共五個向 度。而Neulinger 在 What am I doing?（WAID） 量表中把「休閒生活」分為「休閒時間」、「休 閒內容」、「休閒地點」、「休閒同伴」、「休閒選 擇自由」、「休閒理由（即動機）」和「休閒滿意 度」七個層面（引自楊秀芝，1988），則是目前 所知較完整的「休閒生活」內容分類，本研究 乃據此七個面向界定「休閒生活」的內涵。 （二）「休閒生活」潛在變項及其關聯 本研究從「休閒生活」的相關理論與實證 性研究中，並無找到「休閒地點」或「休閒同 伴」與其他五個面向間因果關係的明確證據， 故本研究僅能從「休閒生活」七個面向中演繹 與歸納出五個潛在變項之間的影響路徑： 1.「休閒選擇自由」對「休閒時間」、「休 閒理由」和「休閒滿意度」的影響 林美玲（2000）認為休閒參與者參與某項 活動的選擇自由度高時，就會願意付出更多的 時間來參與該活動，且其針對有氧舞蹈運動者 參與行為的研究中發現休閒參與者參與活動的 選擇自由度愈高，其參與休閒活動的動機便愈 強。Kao（1993）也指出維持參與動機的主要 因素是參與的選擇自由。 H. E. Tinsley 和 D. J. Tinsley（1986）的 「休閒經驗論」認為休閒活動的選擇自由會影 響「休閒滿意度」，即個體在休閒活動中的自 由選擇度提升時，其休閒滿意亦因而增加。而 Iso-Ahola（1986）的「休閒行為替代論」也指 出，當個體選擇休閒活動的自由度高時，他的 「休閒滿意度」也愈高；相對地，若休閒選擇 的自由度低時，他的「休閒滿意度」也就降 低。再從 Kao（1993）「休閒滿意模式」的研 究中亦可證實其關係：休閒參與者的選擇自由 愈強，其休閒滿意程度就愈高。 歸納上述，可知「休閒選擇自由」對「休 閒時間」、「休閒理由」和「休閒滿意度」皆具 有正向的影響關係。 2.「休閒時間」對「休閒滿意度」的影響 王鳳美（2003）的研究指出「休閒時間」 能夠有效預測「休閒滿意度」，且「休閒時 間」的預測力很高。而梁愛玲（1995）的研究 也證實「休閒時間」是影響「休閒滿意度」的 一個重要變項。從這兩項實證性研究可知， 「休閒時間」可以預測「休閒滿意度」，且是 預測「休閒滿意度」不可或缺的重要變項之 一。 3.「休閒理由」對「休閒內容」和「休閒 滿意度」的影響 李思瑩（2004）的研究指出學生的休閒動 機 與 所 參 與 之 休 閒 活 動 具 有 顯 著 相 關 性 。 Bergin（1992）的研究指出休閒動機會影響休 閒活動。張翠珠（2001）的研究更進一步指出 休閒動機能預測「休閒內容」參與。陳淑娥 （2006）的研究也指出休閒動機對「休閒內 容」參與的預測力高，且整體迴歸模式亦達顯 著水準。王鳳美（2003）的研究也同樣發現 「休閒理由」可以解釋「休閒內容」的參與。 而林敬銘（2007）的研究則證實休閒運動的參 與動機會正向、直接影響休閒運動的參與程 度。 Dorfman（1979）和黃錦照（2002）皆認 為休閒動機會影響「休閒滿意度」。Ragheb 和 Tate 也持相同的看法（引自王素敏，1997）。 林美玲（2000）則指出休閒動機會正向影響 「休閒滿意度」。Kao（1993）的「休閒滿意模 式」亦同樣指出動機愈強，其「休閒滿意度」 就愈高。 所以，從上述的相關研究和理論得知： 「休閒理由」對「休閒內容」和「休閒滿意 度」皆具有顯著的影響力。

4.「休閒內容」對「休閒滿意度」的影響 王鳳美（2003）與趙雍台（2005）的研究 皆指出「休閒內容」的參與可以有效預測「休 閒滿意度」。張慧美（1986）的研究發現休閒 活動參與的頻率愈多者，其休閒的滿意度感到 愈高。所以從事情發生先後的時間點與經驗法 則來看，先有「休閒內容」的參與才有「休閒 滿意度」這是合理的影響關係，故本研究嘗試 把「休閒內容」當作變因，「休閒滿意度」當 作結果變項，用「休閒內容」來預測「休閒滿 意度」。 綜上所述，本研究建構「休閒時間」、「休 閒內容」、「休閒選擇自由」、「休閒理由」和 「休閒滿意度」此五個潛在變項之間的方向關 係，並提出「休閒生活關聯模式」的因果假設 理論。

三、重要名詞釋義

（一）資優生與普通生 根據特教法第四條所稱資賦優異係指在一 般智能、學術性向、藝術才能、創造能力、領 導能力或其他特殊才能等領域中有卓越潛能或 傑出表現者。本研究所指資優生是指經過甄選 與安置，並於九十六學年度就讀國中小集中式 或分散式班級型態之一般智能或學術性向資優 班的學生，本研究只取這兩類資優生，主要的 原因是因為他們都屬於認知方面較優越的一 群，即認知導向的資優生，與其他四類資優生 在分類上有明顯的區別。其次是因為國內的資 優班，在小學階段主要是以一般智能的資優班 為主，在國中階段主要是以學術性向的資優班 為主，若抽樣時要區分這兩類的資優生，勢必 在不同的教育階段會有某一類的資優生樣本嚴 重不足，這將會影響後續的統計檢定與結果的 解釋，所以一般智能與學術性向資優生在國內 的研究宜合併為一類。 本研究所謂普通生係指與上述國民中、小 學資優班學生就讀同校同年級的普通班學生而 言。 （二）休閒生活關聯模式 係指研究者經過觀念的釐清、文獻的整理 推導及相關先前研究等嚴謹演繹過程後所建構 之理論模型，用來探討個體之「休閒選擇自 由」如何透過「休閒時間」、「休閒理由」和 「休閒內容」的中介機制，進而影響學生「休 閒滿意度」的一套有待檢證之假設模式。

研究方法

本研究採問卷調查法進行研究，以研究者 自編之「學生休閒生活現況調查問卷」針對台 灣本島國中小資優生與普通生進行「休閒生活 關聯模式」之比較研究。

一、研究設計

（一）研究架構 本研究探討「休閒生活」潛在變項間的影 響關係，以結構方程模式（Structural Equation Modeling, SEM），建立學生「休閒生活」的動 態歷程模式。SEM 能透過理論模式的建立檢 定變項間的相關與預測，並對整體模式做統計 評估，以了解理論模式與實際資料之適配情 形。因此，研究者歸結出潛在變項間的測量與 結構關係，並繪製模式概念圖做為本研究之研 究架構，然後依據該概念圖和變項，畫出統合 模式的徑路圖（圖一），再將徑路圖轉換成測 量方程式（如 X1＝λx11ξ1＋δ1）和結構方程式 （如 η1＝γ11ξ1＋ζ1）。模式的規定是：E（η） ＝0，E（ξ）＝0，E（ζ）＝0，E（δ）＝0，ε 與η、ξ 和 δ 無相關，δ 與 ξ、η 和 ε 無相關，ξ 和ζ 也無相關。

圖一 「休閒選擇自由」對「休閒滿意度」影響機制之假設模式徑路圖 （二）研究變項 本研究的潛在變項有五個，「休閒選擇自 由」是外因潛在變項，「休閒時間」、「休閒內 容」、「休閒理由」與「休閒滿意度」是內因潛 在變項，其中「休閒時間」、「休閒內容」與 「休閒理由」又扮演中介變項的角色，而結果 變項為「休閒滿意度」。 另 本 研 究 除 「 休 閒 時 間 量 」、「 休 閒 時 段」、「休閒活動」、「上學日」、「週末」和「寒 暑假」以單題為觀察變項外，其餘的觀察指標 皆是組合變項（以加總後的總分來代表顯在變 項之得分）。其中「休閒時間量」、「休閒時 段」和「休閒活動」是外因觀察變項，其餘的 觀察變項則皆是內因觀察變項。 休閒選擇 自由ξ1 休閒理由 η1 休閒內容 η2 休閒 時間η3 休閒滿意 度η4 休閒時間量 休閒時段 休閒活動 心理滿意 教育滿意 社會滿意 放鬆滿意 智 力 性 社 交 性 勝 任 熟 練 性 刺 激 逃 避 性 藝 文 類 體 能 類 娛 樂 類 社 交 類 週 末 寒 暑 假 上 學 日 生理滿意 美感滿意 λx11 λx21 λx31 λy11 λy21 λy31 λy41 λy52λy 62 λy72 λy82 λy12,4 λy13,4 λy14,4 λy15,4 λy16,4 λy17,4 λy10,3 λy93 λy11,3 δ1 δ2 δ3 ε3 ε4 ε1 ε2 ε5 ε6 ε7 ε9 ε10 ε11 ε12 ε13 ε14 ε15 ε16 ε17 ε8 ζ1 ζ2 ζ3 ζ4 γ11 γ31 β41 β21 β42 β43 γ41

二、研究對象

（一）調查對象 本研究調查的對象為台灣本島地區資優班 設置較密集的九個縣市（其中含台灣省七個縣 市和北、高兩個院轄市）公私立國中小在學之 資優生與普通生。 （二）研究樣本 本研究為期樣本具有代表性，採分層隨機 取樣與叢集取樣合併使用的抽樣方式，其程序 如下： 1.從「95 年度特殊教育統計年報」得知國 民教育階段一般智能資優生共 9,951 人，學術 性向資優生共 4,524 人，因本研究的研究對象 為五至八年級的資優生，共占七個年級中的四 個 年 級 ， 故 （9,951 ＋ 4,524 ） × （ 4/7 ） ＝ 8,271，可知母群總人數約 8,271 人。若抽取 1/10 的人數為樣本則大約需有 827 人，估計問 卷的回收率為 70%，乃需發出 827÷0.7＝1,181 份問卷，扣除可能會出現廢卷的情形，故取整 數本研究針對資優生預計發出 1,200 份問卷。 因研究對象為台灣本島，所以抽樣縣市須先扣 除外島的澎湖縣、金門縣、連江縣，再扣除國 民教育階段無設立一般智能或學術性向資優班 的縣市：宜蘭縣、新竹縣，再扣除一般智能與 學術性向資優生合計人數在 500 人以下的縣 市，即扣除基隆市、雲林縣、花蓮縣、新竹 市、苗栗縣、南投縣、彰化縣、嘉義縣、高雄 縣、屏東縣、台東縣，故最後抽樣的縣市為台 北市、台北縣、桃園縣、台中市、台中縣、嘉 義市、台南市、台南縣和高雄市。 2.從「95 年度特殊教育統計年報」計算這 九個抽樣縣市國中小資優生的現況人數，得知 國小資優生共 5,208 人，國中資優生共 6,476 人，分佔國民教育階段資優生的比例約 45%和 55%，據此比例，1,200 份問卷國小資優生應 發出 540 份（1,200×45%＝540），國中資優生 應發出 660 份（1,200×55%＝660）。若設置資 優班的學校每校以 30 名資優生來估計，則國 小需抽 18 校（540÷30＝18），國中需抽 22 校 （660÷30＝22），合計 40 校。 3.再把這九個縣市國小和國中資優生人數 佔該教育階段資優生人數的比例分別算出來， 乘以預定抽樣的校數，然後以四捨六入法求得 整數，其中部分縣市資優生的人數比例過低， 為求抽樣縣市皆有樣本被抽取，凡四捨六入為 0 的縣市皆抽取 1 校為代表，但國小部分嘉義 市全部資優生人數僅2 人，不滿一班 30 人， 所以該縣市國小部分仍不抽，即為本研究實際 的抽樣校數。 4.根據「特殊教育學校暨國中小學特教班 名冊（九十五學年度）」所載各縣市設有資優 班的學校，本研究以學校為單位進行隨機抽 樣，每校預計抽出資優生 30 名，並隨機抽取 與資優生同校同年級的一班普通班也是預計 30 名為研究對象（若抽取的資優生橫跨兩個 年級，則普通班抽取被抽出資優生人數最多的 該年級普通班一班為研究樣本），故資優生與 普通生預計共抽出約 2,400 人。但考慮到有些 普通班的班級人數可能會在 30 人以上，為避 免施測時有的學生受測有的學生沒受測可能會 造成部分學生心理上的差別待遇，故一律每校 皆發送 70 份問卷（資優生與普通生各 35 份），因此實際共寄出 2,800 份問卷。回收共 2,353 份問卷（資優生部分 1,094 份，普通生 部分 1,259 份），扣除無效問卷 115 份（資優 生部分 35 份，普通生部分 80 份），總計有效 問卷 2,238 份（資優生部分 1,059 份，普通生 部分1,179 份），有效問卷回收率為 95.11%。 5.問卷的傳送採集體掛號郵寄的方式，分 別寄予各校的輔導主任或特教組組長請其代為 發送，並待問卷填寫完畢之後請其放入事先備 妥的掛號回郵信封統一寄回。 6.本研究因涉及不同階段的分析，故將研

究樣本用SPSS 10.0.7C 中的觀察值隨機樣本選 擇法將樣本分為三等分，每一組樣本都有 746 份問卷，第一組樣本作為項目分析與探索式因 素分析（exploratory factor analysis, EFA）之 用，第二組樣本作為 SEM 之用，含驗證性因 素分析（confirmatory factor analysis, CFA），第 三組樣本則作為複核效化研究之用。

三、研究工具

（一）問卷內容 本問卷除調查「學生類別（指資優生或普 通生，若普通生現在或曾經就讀資優班則將其 歸類為資優生）」外，尚調查學生「休閒生 活」的五個向度： 1. 「 休 閒 時 間 」 的 題 項 係 參 考 李 世 文 （2002）、吳採霞（2004）、林金城（2005）和 魏展聘（2007）所編之問卷，再由研究者自行 設計題目而成。 2. 「 休 閒 內 容 」 的 題 項 係 綜 合 曹 天 瑞 （2002）、林金城（2005）與黃薇如（2006） 三位學者的量表內容，由研究者重新歸類與修 改完成。 3.「休閒選擇自由」的題項係研究者依據 相關文獻的論述自行設計3 題而成。 4.「休閒理由」與「休閒滿意度」的題項 均修改自謝清秀（2004）分別依據 Beard 和 Ragheb（1983）和 Beard 和 Ragheb（1980） 所翻譯修訂編成的「休閒動機量表」及「休閒 滿意量表」。前者本研究 32 題中僅 1 題「想 擁有歸屬感」完全未修改採自該量表，有 21 題修改自該量表，其餘 10 題則完全由研究者 自編而成。後者本研究 24 題中僅 1 題「我的 休閒活動能提供我嘗試新事物的機會」完全未 修改採自該量表，有 18 題修改自該量表，其 餘5 題則完全由研究者自行編擬而成。 而計分方式除了「休閒時間」是選擇一個 最符合自己現況的答案外，「休閒內容」、「休 閒選擇自由」、「休閒理由」和「休閒滿意度」 皆採 Likert 式五點計分法（「不曾參與、非常 不同意」1 分、「很少參與、不同意」2 分、 「有時參與、不確定」3 分、「經常參與、同 意」4 分、「總是參與、非常同意」5 分）。 （二）問卷編製 部分問卷內容（指「休閒理由」和「休閒 滿意度」）用第一組樣本資料應用下列兩種方 法來篩選題目： 1.項目分析 刪除題目的決斷值未達顯著水準的題項， 也刪除題目與問卷總分的相關在.30 以下或相 關未達顯著水準之題項，再刪除校正題項與總 分的相關在.30 以下及會造成問卷整體 α 係數 不變或增加的題項。 在「休閒理由」部分，32 題中只刪除 1 題，而在「休閒滿意度」部分，則 24 題全數 皆都保留。 2.因素分析 將項目分析後剩下的題目，透過 EFA 進 行因素的探索，刪除因素負荷量在.30 以下之 題項及內容無法適切歸類的題目。 在「休閒理由」部分，其 KMO 值為.93 大於.90 表示極佳，有共同因素存在。Bartlett’s 球形檢定的卡方值為 13190.747 達顯著水準 （p＜.05），表示適合進行因素分析。因此進 行因素分析 31 題中共刪除了 4 題，且抽出了 四個因素。 而在「休閒滿意度」部分，其 KMO 值 為.94，Bartlett’s 球形檢定值為 14256.714 達.05 的顯著水準。因此，因素分析結果 24 題中僅 刪除了1 題，共抽取了六個因素。 （三）問卷之信度 「休閒內容」和「休閒選擇自由」皆採用 內部一致性 α 係數，分別為.9394、.8544。均 達到.80 以上的信度係數值，表示具有使用的 價值，是一份優良的教育測驗（Camines &

Zeller，引自吳明隆，2006）。「休閒理由」和 「休閒滿意度」在 EFA 階段皆採用 α 係數 （分別為.9450、.9572），而「休閒時間」、「休 閒內容」、「休閒選擇自由」、「休閒理由」和 「休閒滿意度」在 SEM 階段皆採觀察變項的 個別信度與潛在變項的建構信度來進行分析， 分析的結果令人相當滿意。 （四）問卷之效度 除「休閒時間」、「休閒內容」和「休閒選 擇自由」僅採內容效度分析外，「休閒理由」 與「休閒滿意度」皆分別採用內容效度、建構 效度與平均變異數抽取量來進行分析。 1.內容效度的考驗 預試問卷題目擬定後，以專家學者意見進 行效度考驗，商請資優教育與休閒教育實務工 作者、有此相關研究經驗者和有學術背景之學 者共九人，以其專業知識及經驗背景為依據， 針對問卷內容加以評閱，以建立本研究工具的 專家效度。 2.建構效度的考驗 先以 EFA 法進行建構效度的考驗，因素 的挑選標準須符合Kaiser 的觀點（特徵值大於 1）與 Cattell 所倡導的陡坡考驗，以主軸法及 斜交轉軸抽取因素再分別予以命名。「休閒理 由」部分：因素一至因素四分別命名為「智力 性」、「社交性」、「勝任熟練性」和「刺激逃避 性」因素；而「休閒滿意度」部分：因素一至 六則分別命名為「心理滿意」、「教育滿意」、 「社會滿意」、「放鬆滿意」、「生理滿意」和 「美感滿意」因素。然後再檢視所抽取的題目 其內涵是否大致相同，以表示因素的結構是否 良好及是否具有建構效度。最後再以 CFA 法 進行建構效度的驗證，以考驗測量模式的效 度。 3.平均變異數抽取量的考驗 李茂能（2006）指出平均變異數抽取量可 以檢驗測量工具的效度，是一種聚斂效度的指 標。本研究的數值皆大於.50（表五），顯示測 量指標的總變異量主要是來自於潛在變項的變 異量，即潛在建構可以解釋指標變異量的比率 甚高。

四、研究實施程序

由於研究者對於本主題的關切，在確立研 究題目與研究目的後，乃開始文獻的初步探討 而確立本研究的架構及擬定研究的計畫，而後 針對計畫內容積極蒐集國內外有關學生「休閒 生活」之相關文獻，做為本研究的理論基礎， 並加以深入探討形成本研究的問卷概念。經指 導教授在問卷架構、內容及題目的修飾後，完 成本問卷的初稿。初稿擬定後，於民國九十六 年七月起開始邀請專家學者及中小學資優班的 資深教師共同審題，針對問卷初稿進行問卷之 修訂，並於九月中完成本研究的預試問卷。 本研究於民國九十六年九月底選取台北縣 積穗國中八年級和台北市立教育大學附小五年 級普通班各一班學生進行問卷的試查，以試驗 問卷的妥當性（如問卷是否便於填寫、措辭是 否簡潔、清晰、不模糊，及受訪者是否對問題 有誤解或不盡明瞭等等），並針對試查所顯示 的情形採取有效措施與修正問卷。 隨即於同年十月進行問卷的全國施測，由 於樣本學校遍及九個縣市，故本研究採用郵寄 方式將問卷轉發於受試學校，並隨同調查問卷 附上一張施測說明與一個回郵信封。為提高回 收率，研究者於問卷寄出一週後開始電話催 收。 問卷回收後隨即進行資料的過濾、無效問 卷的剔除、電腦的編碼與計分，然後將登錄的 樣本用 SPSS 隨機分為三組，把第一組樣本當 作預試的樣本，且依據預試的結果加以修訂， 再經過信度的測試後完成正式調查之問卷。接 著把第二組樣本當作正式問卷施測的對象並進 行統計分析。再將第三組樣本當作複核效化之

效度樣本，以驗證本研究所提之理論模式具有 預測性與穩定性，最後則進行研究報告的撰寫 工作。

五、資料處理與分析

問卷回收後先剔除遺漏未填、亂填、或填 答者資格不符者，然後將原始資料予以編碼登 錄於電腦上建立資料檔，再校對登錄的原始資 料，並加以確認無誤後以SPSS 和 Amos 6.0 軟 體進行統計分析。 本研究以 SEM 進行模式之適配度考驗， 並以 SEM 之多群組分析進行模式穩定之效度 複核檢定，最後則進行跨樣本模式形式與參數 相似性之檢驗，以比較資優生與普通生的「休 閒生活關聯模式」是否相同。

結果與討論

一、觀察變項檢查與模式估計方法

選擇

由於模式的分析係採用完整資訊技術的估 計法，而此類方法乃是依據常態理論所設計， 所以估計法受到觀察變項樣本分配的影響相當 大，因此本研究必須依據樣本分配的型態來決 定模式估計的方法。 從表一可知，本研究觀察變項的態勢值介 於-1.48 到 1.98 之間，峰度值則介於-.44 到 4.71 之間。依據 Kline（1998）的意見，態勢 的絕對值大於3 才視為極端，峰度的絕對值大 於 10 才有問題。因此，表一的結果顯示觀察 變項之態勢與峰度對使用常態分配的估計法影 響不大，故本研究選用最大概似法估計模式的 參數。 表一 觀察變項之描述統計、態勢與峰度分配 觀察變項 平均數 標準差 態勢 峰度 上學日 2.68 1.78 1.98 4.71 週末 4.43 2.47 .90 .03 寒暑假 4.72 2.54 .67 -.44 藝文類 33.70 9.28 .40 .50 體能類 35.20 10.40 .86 1.03 娛樂類 46.67 11.26 .47 .24 社交類 16.60 5.27 .79 .52 時間量選擇 3.71 1.10 -.70 -.13 時段選擇 3.76 1.10 -.79 .00 活動選擇 4.18 .97 -1.48 2.22 智力性 24.13 4.57 -.73 .86 社交性 27.48 5.81 -.80 .72 勝任熟練性 31.00 7.21 -.86 .68 刺激逃避性 24.27 4.85 -1.07 1.51 心理滿意 12.78 2.22 -1.35 3.20 教育滿意 16.39 3.29 -1.07 1.78 社會滿意 16.10 3.64 -1.04 1.02 放鬆滿意 17.15 3.16 -1.40 2.63 生理滿意 15.47 4.02 -.86 .30 美感滿意 16.69 3.33 -1.16 1.76

二、違犯估計的檢查

模式評鑑之前需確立所估計的參數並未違 反統計所能接受的範圍，亦即沒有不適當的解 產生。黃芳銘和楊金寶（2002）指出一般常發 生的違犯估計有下列三種現象： 1.有負的誤差變異數存在，或是在任何建 構中存在著無意義的變異誤。 2.標準化係數超過或太接近 1（≧.95）。 3.有太大的標準誤。 本研究資料經Amos 處理後得到圖一中各 種相關參數的值，如表二，從該表中可知，並 沒有任何負的誤差變異數存在或無意義的變異 誤存在，且標準誤都不大，也沒有任何標準化 迴歸係數值大於或等於.95。由此可知，本研 究並沒有違犯估計的情形發生。 表二 模式參數估計 參數 非標準化參數值 標準誤 C.R. 標準化參數值 γ11 1.02 .16 6.44*** .27 γ31 .23 .05 4.63*** .20 γ41 .15 .05 2.78** .08 β21 .84 .09 9.86*** .44 β41 .41 .02 17.94*** .81 β42 .02 .01 2.29* .07 β43 .15 .05 3.30*** .09 λx11 1.00 .84 λx21 1.08 .04 25.12*** .90 λx31 .76 .04 20.81*** .72 λy11 1.00 .76 λy21 1.43 .06 23.60*** .85 λy31 1.67 .08 21.76*** .80 λy41 1.10 .05 21.45*** .78 λy52 1.00 .72 λy62 1.19 .06 19.65*** .77 λy72 1.38 .07 18.67*** .82 λy82 .60 .03 17.56*** .75 λy93 1.00 .59 λy10,3 2.03 .13 15.74*** .86 λy11,3 2.08 .13 15.81*** .86 λy12,4 1.00 .79 λy13,4 1.64 .06 26.85*** .87 λy14,4 1.67 .07 23.88*** .80 λy15,4 1.34 .06 22.08*** .74 λy16,4 1.60 .08 20.08*** .70 λy17,4 1.47 .06 23.15*** .77 ζ1 11.03 .95 11.62*** ζ2 35.98 3.55 10.14*** ζ3 1.05 .13 8.23*** ζ4 .73 .08 9.04*** δ1 .36 .03 11.83*** δ2 .24 .03 7.76*** δ3 .46 .03 16.30***

表二 （續） 參數 非標準化參數值 標準誤 C.R. 標準化參數值 ε1 8.96 .55 16.44*** ε2 9.55 .69 13.83*** ε3 18.60 1.20 15.46*** ε4 9.13 .57 15.94*** ε5 41.47 2.74 15.13*** ε6 44.65 3.28 13.62*** ε7 42.53 3.55 12.00*** ε8 11.98 .83 14.45*** ε9 2.06 .12 17.58*** ε10 1.57 .21 7.67*** ε11 1.71 .22 7.93*** ε12 1.84 .11 16.56*** ε13 2.55 .18 14.10*** ε14 4.69 .29 16.29*** ε15 4.49 .26 17.23*** ε16 8.27 .47 17.75*** ε17 4.44 .26 16.88*** 註：未列標準誤者為參照指標 *_p＜.05, **_p＜.01, ***_p＜.001

三、模式整體適配度評鑑與模式修正

要驗證模式的假設必須先評鑑模式的整體 適配程度。即評鑑整個模式與觀察資料的適配 程度，亦是評量模式的外在品質（吳坤璋、黃 台 珠 、 吳 裕 益 ，2006 ）。 Hair 、 Anderson 、 Tatham 和 Black（1998）將整體適配評鑑指標 分為三類：絕對適配量測、增值適配量測和簡 效適配量測。本研究經 Amos 處理後得到表三 的結果，χ2_{＝1030.742，df＝163，已達統計顯} 著水準（p＜.001），從此一指標會誤認為理論 模 式 和 實 際 觀 察 資 料 不 適 配 ， 但 是 吳 裕 益 （2004）認為研究樣本數愈多、自由度愈大， χ2_{值本來就會愈大，所以χ}2_{值是否達顯著此項} 指標僅能作為參考。

適配度指數（goodness of fit index, GFI）、 調整後適配度指數（adjusted goodness of fit index, AGFI ）、 正 規 化 為 1 之 適 配 度 指 數 （normed fit index, NFI ）、 相 關 適 配 指 數

（Relative fit index, RFI）和 Tucker-Lewis 指數 （Tucker-Lewis index, TLI，即 NNFI 指數： Non-normed fit index）皆小於.90，但十分接 近.90 屬 於 尚 可 接 受 ， 增 值 適 配 度 指 數 （incremental fit index, IFI）和比較適配指數 （Comparative fit index, CFI）皆大於.90，屬於 適配良好。

均方根近似誤差（root mean square error of approximation, RMSEA）不大於.05 時是適配 度良好，.05 至.08 是尚可，.08 至.10 是普通， 如大於.10 則屬於不佳（Browne & Cudeck, 1993），本模式的 RMSEA 等於.085，所以適配 度普通。標準化均方根殘差值（Standardized root mean square residuals, SRMR）小於.05， 表示模式適配頗佳。

CMIN/DF 指數小於 1 表示過度適配，大 於 3 表示不適配（李茂能，2006），本模式的 CMIN/DF＝6.324，故適配度不佳。而簡效適 配 指 數 （Parsimonious goodness-of fit infex,

PCFI）和簡效規範指數（Parsimonious normed fit infex, PNFI）皆大於.50 甚多，表示本模式 適配良好。 綜合整體適配度評鑑的結果，13 項指標 中達適配優良者僅有 5 個，差強人意者有 6 個，適配不良者有2 個，可謂本模式的適配度 不盡理想，即本研究所提出的模式不具有理想 的外在品質，需進一步進行模式的修正工作。 表三 假設模式之整體適配度考驗指標 評鑑項目 分析結果 評鑑結果 χ2_{值是否未達顯著} χ2_＝1030.742 df＝163 p＝.000 不佳 GFI 指數是否＞.9 GFI＝.876 尚可 AGFI 指數是否＞.9 AGFI＝.840 尚可 RMSEA 指數＜.05 以下優良，.05～.08 尚可 RMSEA＝.085 普通 絕對適配 量測指標 SRMR 指數是否＜.05，愈小愈好 SRMR＝.049 優良 NFI 指數是否＞.9 NFI＝.886 尚可 RFI 指數是否＞.9 RFI＝.867 尚可 IFI 指數是否＞.9 IFI＝.902 優良

TLI（即 NNFI）指數是否＞.9 TLI＝.886 尚可 增值適配 量測指標 CFI 指數是否＞.9 CFI＝.902 優良 CMIN/DF 指數是否介於 1～3 間 CMIN/DF＝6.324 不佳 PCFI 指數是否＞.5，愈接近 1 愈好 PCFI＝.774 優良 PNFI 指數是否＞.5 PNFI＝.760 優良 AIC 指數是否較小 AIC＝1124.742 模式間比較用 簡效適配 量測指標 CAIC 指數是否較小 CAIC＝1388.634 模式間比較用 Bollen（1989）曾指出觀察變項若屬於次 序性變項易導致測量誤差具有相關。且李茂能 （2006）建議為了減低第一類型錯誤的機率可 將修正指標（modification index, MI）之閾值 設定在 20。因本研究的觀察變項皆為次序性 變項，故採此建議將MI 之閾值提高為 20。再 經 Amos 分析後，此時查閱 MI 值發現其中最 大的 MI 值高達 210.29，顯示「勝任熟練性」 與「生理滿意」這兩個觀察變項的測量誤差彼 此有密切的關係，經察看兩變項的所有題目 後，發現部分題目間確實存有關聯，且可能具 有共同的影響來源，因此決定將此兩測量誤差 間的關係予以釋放，經釋放此一參數後，修正 模式1 之適配度考驗結果如表四，可以清楚看 出13 個指標中不佳的指標仍為 2 個，但 χ2_值 明顯變小、CMIN/DF 也變小，尚可的指標減 為 3 個且 AGFI 和 RFI 皆比假設模式更接 近.90，而 RMSEA 也由原本的普通變為尚可， 優良的指標則增為8 個，AIC 與 CAIC 均顯示 修正模式1 較優。再檢閱修正模式 1 的修正指 標，發現「社交性」和「社會滿意」兩者的測 量誤差是所有 MI 值最具有關聯的一組，檢查 兩者的題目發現可能存在著解題方法相同的情 形，在此考量下乃對 ε2和ε14開放估計，此為 本研究的修正模式 2，其適配度考驗結果如表 四，不管是絕對適配指標、增值適配指標或簡

效適配指標，修正模式2 皆比修正模式 1 表現 的更好。再察看修正模式 2 的 MI 值，發現最 大的MI 值落在 ε4和ε15，顯示「刺激逃避性」 和「放鬆滿意」兩者間的誤差並非獨立無關， 檢視題意可以發現兩者應有部分相關存在，即 為了想逃避緊張的日常生活而參與休閒活動， 因此能獲得身心上放鬆，故開放參數估計有 理，其整體適配度考驗結果如表四，同樣也是 三大類指標皆一致顯示參數釋放後比未釋放前 較佳，尤其AIC 和 CAIC 獲得較低的值顯示修 正模式 3 並不因參數釋放而使得模式更不簡 效，反而模式更適配，可見此為正確的模式再 界定。此時再檢視修正模式 3 的 MI 值，雖然 仍有許多的 MI 值過大有修正模式的必要，但 是許多變項間建議釋放的共變關係卻違反本研 究的理論，也不具有其他理論上的意義關係， 此可能是受試者本身的問題所造成，像是誤 答、猜答等等，而非真正有橫跨現象的產生， 且研究者發現這三類適配量測的指標大都已達 到接受的標準，未達到的指標也已相當接近臨 界的標準，故本研究不再開放估計參數。研究 者遂將修正模式3 的徑路圖與標準化係數以圖 二來呈現。 表四 修正模式 1、2 和 3 之整體適配度考驗指標 修正模式1 修正模式2 修正模式3 評鑑項目 分析結果 評鑑結果 分析結果 評鑑結果 分析結果 評鑑結果 χ2_{是否未達顯著} χ2_＝ 790.316 df＝162 p＝.000 不佳 χ2_＝ 675.602 df＝161 p＝.000 不佳 χ2_＝ 613.465 df＝160 p＝.000 不佳

GFI 是否＞.9 GFI＝.902 優良 GFI＝.915 優良 GFI＝.922 優良 AGFI 是否＞.9 AGFI ＝.873 尚可 AGFI ＝.889 尚可 AGFI ＝.898 尚可 RMSEA＜.05 以下優良， .05～.08 尚可 RMSEA ＝.072 尚可 RMSEA ＝.066 尚可 RMSEA ＝.062 尚可 絕對 適配 量測 指標 SRMR 是否＜.05， 愈小愈好 SRMR ＝.047 優良 SRMR ＝.046 優良 SRMR ＝.045 優良 NFI 是否＞.9 NFI＝.913 優良 NFI＝.925 優良 NFI＝.932 優良 RFI 是否＞.9 RFI＝.898 尚可 RFI＝.912 優良 RFI＝.920 優良 IFI 是否＞.9 IFI＝.929 優良 IFI＝.942 優良 IFI＝.949 優良 TLI（即 NNFI）是否＞.9 TLI＝.917 優良 TLI＝.931 優良 TLI＝.939 優良 增值

適配 量測 指標

CFI 是否＞.9 CFI＝.929 優良 CFI＝.942 優良 CFI＝.949 優良 CMIN/DF 是否介於 1～3 間 CMIN/DF ＝4.878 不佳 CMIN/DF ＝4.196 不佳 CMIN/DF ＝3.834 尚可 PCFI 是否＞.5，愈接近 1 愈好 PCFI ＝.792 優良 PCFI ＝.798 優良 PCFI ＝.799 優良 PNFI 是否＞.5 PNFI ＝.778 優良 PNFI ＝.784 優良 PNFI ＝.785 優良 AIC 是否較小 AIC＝ 886.316 修正模式 1 較佳 AIC＝ 773.602 修正模式 2 較佳 AIC＝ 713.465 修正模式 3 較佳 簡效 適配 量測 指標 CAIC 是否較小 CAIC＝ 1155.822 修正模式 1 較佳 CAIC＝ 1048.724 修正模式 2 較佳 CAIC＝ 994.202 修正模式 3 較佳

圖二 修正模式 3 的徑路圖及標準化係數

四、模式內在結構適配度評鑑

內在結構適配評鑑主要在檢視模式的內在 品質，包括測量模式的評鑑與為結構模式的評 鑑。 （一）測量模式的評鑑 係重視觀察變項是否足夠來反映相對應的 潛在變項，因此其目標在於了解潛在變項的信 度與效度，一般常用的指標：在信度部份是看 觀察變項的個別信度是否在.50 以上和潛在變 項的建構信度是否在.60 以上；在效度部份是 看所有估計的參數是否達顯著水準（t 值在 1.96 以上）及潛在變項的平均變異數抽取量是 否在.50 以上。 首先，從五中可以看到修正模式3 所有觀 察變項的 R2 _{僅「上學日」和「生理滿意」略} 低於.50 的標準。但 Bollen 指出只要 C.R.值大 到顯著的程度 R2_{就可以接受（引自楊世安，} .07 休閒理由 .59 智力性 e1 .77 .72 社交性 e2 .85 .62 勝任熟練 e3 .79 .61 刺激逃避 e4 .19 休閒內容 .52 藝文參與 e5 .72 .58 體能參與 e6 .76 .66 娛樂參與 e7 .82 .57 社交參與 e8 .75 .71 休閒滿意度 .63 心理滿意 e12 .79 _.78 教育滿意 e13 .88 .63 社會滿意 e14 .80 .55 放鬆滿意 e15 .74 .46 生理滿意 e16 .68 .61 美感滿意 e17 .78 .04 休閒時間 .35 休時一1 e9 .59 .74 休時二1 e10 .73 休時三1 e11 休閒選擇自由 .70 休選自1 δ1 .84 .80 休選自2 δ2 .90 .51 休選自3 δ3 .72 .09 .27 .43 .09 .20 .08 .86 .86 ζ2 ζ1 ζ4 ζ3 .76 .32 .44 .59 .78 上學日 週末 寒暑假 休閒活動 休閒時段 休閒時間 勝任熟練性 刺激逃避性 藝文類 體能類 娛樂類 社交類

2004），其餘 18 個觀察指標的個別指標信度介 於.51 至.80 之間皆大於.50 是理想的結果。而 潛 在 變 項 的 建 構 信 度 ， 其 建 構 信 度 皆 遠 大 於.60 甚多，顯示觀察變項對此五個潛在變項 均提供可信的建構測量。其次，從平均變異數 抽 取 量 來 看 ， 可 以 看 到 所 有 的 數 值 皆 大 於.50，顯示對此五個潛在建構而言，觀察變 項比起測量誤更有貢獻，所以本研究五個潛在 變項具有足夠的聚合效度。 再從表六可知，修正模式 3 所有的觀察變 項的負荷量其C.R.值皆大於 1.96，表示所有指 標皆具有顯著水準（p＜.05 或是更好），也就 是這些觀察變項在反映其所形成的潛在變項上 是有效的。檢查在這五個潛在變項中哪一個觀 察變項對潛在建構的貢獻最大，從完全標準化 解的參數值中，可以看到對「休閒時間」而 言，「週末」休閒時間比其他兩種休閒時間在 建構上更有效度；對「休閒內容」而言，「娛 樂類」休閒活動比其他三種休閒活動更具效 用；對「休閒選擇自由」而言，「休閒時段」 選擇自由比其他兩種選擇自由在建構上更有效 用；對「休閒理由」而言，「社交性」休閒理 由比其他三種休閒理由指標更有效；而對「休 閒滿意度」而言，「教育滿意」比起其他五種 方面的滿意度更具效果。而表六中也顯示，所 有觀察變項測量誤之非標準化係數，其C.R.值 也都大於 1.96，表示測量誤皆達顯著水準並非 測量完全沒有誤差，此符合測驗的原理。概括 而論，修正模式3 測量模式的評鑑結果相當令 人滿意。 表五 修正模式 3 觀察變項與潛在變項之信度與平均變異數抽取量 潛在變項 觀察變項 R2 _{建構信度 平均變異數抽取量} .8198 .6091 上學日 .35 週末 .74 休閒時間 寒暑假 .73 .8479 .5827 藝文類參與 .52 體能類參與 .58 娛樂類參與 .66 休閒內容 社交類參與 .57 .8623 .6780 時間量選擇 .70 時段選擇 .80 休閒選擇自由 活動選擇 .51 .8751 .6370 智力性 .59 社交性 .72 勝任熟練性 .62 休閒理由 刺激逃避性 .61 .9030 .6095 心理滿意 .63 教育滿意 .78 社會滿意 .63 放鬆滿意 .55 生理滿意 .46 休閒滿意度 美感滿意 .61

表六 修正模式 3 潛在變項對觀察變項反測量誤差的參數估計 參數 非標準化參數值 標準誤 C.R. 標準化參數值 λx11 1.00 .84 λx21 1.08 .04 25.13*** .90 λx31 .76 .04 20.81*** .72 λy11 1.00 .77 λy21 1.41 .06 24.19*** .85 λy31 1.62 .07 21.94*** .79 λy41 1.08 .05 21.84*** .78 λy52 1.00 .72 λy62 1.19 .06 19.55*** .77 λy72 1.38 .07 18.68*** .82 λy82 .59 .03 17.58*** .75 λy93 1.00 .59 λy10,3 2.03 .13 15.72*** .86 λy11,3 2.08 .13 15.82*** .86 λy12,4 1.00 .79 λy13,4 1.65 .06 27.05*** .88 λy14,4 1.66 .07 23.85*** .80 λy15,4 1.33 .06 22.22*** .74 λy16,4 1.56 .08 19.93*** .68 λy17,4 1.48 .06 23.41*** .78 δ1 .36 .03 11.84*** δ2 .24 .03 7.76*** δ3 .46 .03 16.30*** ε1 8.63 .54 16.10*** ε2 9.64 .70 13.85*** ε3 19.43 1.25 15.55*** ε4 9.07 .57 15.84*** ε5 41.38 2.74 15.11*** ε6 44.86 3.28 13.68*** ε7 42.41 3.54 11.98*** ε8 11.98 .83 14.47*** ε9 2.06 .12 17.58*** ε10 1.56 .21 7.63*** ε11 1.72 .22 7.96*** ε12 1.82 .11 16.26*** ε13 2.37 .18 13.09*** ε14 4.89 .30 16.31*** ε15 4.51 .26 17.08*** ε16 8.63 .48 17.84*** ε17 4.33 .26 16.55*** 註：未列標準誤者為參照指標，是限制估計參數 ***_p＜.001

（二）結構模式的評鑑 係企圖檢定在概念階段上所鋪設的因果理 論關係是否受到觀察資料所支持，檢驗的內容 包括：估計參數的方向性、大小與 R2_。即參 數的估計值需與理論的假設具有相同方向的影 響性、且估計的參數必須顯著的不同於 0，而 檢定 R2_{乃是了解每一個內因潛在變項能夠解} 釋對其有影響的獨立潛在變項的變異程度（黃 芳銘，2007）。 由表七可以看出「休閒選擇自由」對「休 閒時間」、「休閒理由」、「休閒滿意度」，「休閒 時間」、「休閒內容」、「休閒理由」對「休閒滿 意度」，和「休閒理由」對「休閒內容」等影 響方向皆正確且都達顯著水準符合理論的預 測，但是 Cohen（1988）曾指出標準化路徑係 數其絕對值小於.10 算是小效果，在.30 左右算 是中效果，大於.50 算是大效果。所以，修正 模式3 除了「休閒時間」、「休閒內容」和「休 閒選擇自由」對「休閒滿意度」的效果略小 外，其餘皆有中至大的影響效果。另表八顯示 「休閒時間」及「休閒理由」的 R2_比較低， 表示其被「休閒選擇自由」的解釋變異較低， 無法解釋的部份可能是尚有許多影響因素未被 納入本理論模式所致。而「休閒滿意度」的 R2_{相當大，則顯示「休閒選擇自由」、「休閒時} 間」、「休閒內容」和「休閒理由」可以解釋 「休閒滿意度」總變異量的 71.3%，解釋量甚 佳，故整體而言，本研究修正模式3 的結構模 式評鑑結果尚稱滿意。 表七 修正模式 3 潛在變項與潛在變項間的參數估計 參數 非標準化參數估計值 標準誤 C.R. 標準化參數估計值 γ11 1.02 .16 6.42*** .27 γ31 .23 .05 4.64*** .20 γ41 .18 .05 3.36*** .09 β21 .83 .80 9.90*** .44 β41 .38 .02 17.66*** .76 β42 .02 .01 3.01** .09 β43 .14 .04 3.10** .08 ** p＜.01, ***p＜.001 表八 修正模式 3 潛在變項之解釋量 潛在變項 R2 休閒時間 .040 休閒理由 .071 休閒內容 .189 休閒滿意度 .713

五、複核效化驗證

由於本研究的理論模式有修正的情形存 在，這種作為使得理論模式已從驗證的過程轉 變為探測的性質，然而這種理論評鑑的程序很 可能會產生機會坐大的問題，也就是說本研究 的理論可能會具有樣本獨特性，即只能用來解 釋此次所收集到的樣本而已。為了消除機會坐 大的疑慮，本研究以第三組獨立樣本作為效度 樣本，此樣本之樣本數與第二組獨立樣本即校 正樣本一樣皆為746 人。樣本數相同可以避免 產生不一樣的統計考驗力（黃芳銘、楊金寶、 許福生，2005）。 複核效化的主要目的在檢驗模式的預測效 度，即從不同樣本上重複獲得證據來證明測量 分數是有效的一種動態性、累積性的過程（邱

皓政，2004）。本研究採用兩種方法檢定複核 效化：一是寬鬆的複製策略，一是嚴謹的複製 策略。前者係指將校正樣本下所獲得的模式用 於效度樣本中再估計一次，此時模式雖然界定 相同，但模式中的參數全部讓其在效度樣本中 自由估計，因此當第二次估計時若模式適配仍 然良好，則表示該模式具有穩定性。後者是指 將校正樣本中模式所獲得的所有參數值，全部 都設定在效度樣本的模式中，且效度樣本中的 模式界定須與校正樣本的模式界定一樣，然後 檢定其所輸出的適配指標是否顯示可以接受， 若是可以接受的話則表示該模式具有複核效 化。 本研究利用 Amos 之多群組分析進行模式 複核效化之分析，表九為效度樣本在校正樣本 寬鬆與複製策略下之整體適配度考驗結果。在 寬鬆複製策略下僅 χ2_{值顯示模式適配不佳。} AIC 為單樣本複核效化，此為多樣本之檢定， 故無須再採用。SRMR 與 CMIN/DF 顯示模式 適配尚可，其餘 10 個指標皆顯示模式適配良 好，綜合所有指標來看，模式在效度樣本的適 配理想表示模式具有穩定性。 在嚴謹複製策略下，同樣亦僅χ2_值顯示模 式適配不佳，SRMR 與 CMIN/DF 顯示模式適 配尚可，其餘 10 個指標皆顯示模式適配良 好。 尤其評鑑適合度表現得比許多其他指標還 要好的高訊息指標 RMSEA（黃芳銘，2007） 皆顯示不管是採用寬鬆或嚴謹的複製策略，其 模式的適配都優良，可說本研究之理論提議模 式可推論到同一母群中不同組的其他樣本。 綜上所述，這兩種複製策略的結果皆顯示 從校正樣本到效度樣本的效度複核獲得支持， 表示本研究的模式具有複核效化，即「休閒生 活關聯模式」非常具有推論性與有效性。 表九 寬鬆與嚴謹複製策略之整體適配度考驗指標 寬鬆複製策略 嚴謹複製策略 評鑑項目 分析結果 評鑑結果 分析結果 評鑑結果 χ2_{值是否未達顯著} χ 2_＝1168.732 df＝320 p＝.000 不佳 χ2_＝1295.091 df＝370 p＝.000 不佳 GFI 指數是否＞.9 GFI＝.926 優良 GFI＝.918 優良 AGFI 指數是否＞.9 AGFI＝.903 優良 AGFI＝.907 優良 RMSEA 指數＜.05 以下優良，.05 ～.08 尚可 RMSEA＝.042 優良 RMSEA＝.041 優良 絕對 適配 量測 指標 SRMR 指數是否＜.05，愈小愈好 SRMR＝.051 尚可 SRMR＝.057 尚可 NFI 指數是否＞.9 NFI＝.935 優良 NFI＝.928 優良 RFI 指數是否＞.9 RFI＝.923 優良 RFI＝.926 優良 IFI 指數是否＞.9 IFI＝.952 優良 IFI＝.948 優良 TLI（即 NNFI）指數是否＞.9 TLI＝.943 優良 TLI＝.946 優良 增值

適配 量測 指標

CFI 指數是否＞.9 CFI＝.952 優良 CFI＝.947 優良 CMIN/DF 指數是否介於 1～3 間 CMIN/DF＝3.652 尚可 CMIN/DF＝3.500 尚可 PCFI 指數是否＞.5，愈接近 1 愈好 PCFI＝.802 優良 PCFI＝.923 優良 PNFI 指數是否＞.5 PNFI＝.787 優良 PNFI＝.904 優良 AIC 指數是否較小 AIC＝1368.732 模式間 比較用 AIC＝1395.091 模式間 比較用 簡效 適配 量測 指標 CAIC 指數是否較小 輸出無CAIC 值 模式間 比較用 輸出無CAIC 值 模式間 比較用

六、多群組分析

關於多群組的比較，Byrne（2001）建議 可依照Joreskog 的傳統做法，即群組不變性檢 驗宜從測量模式的檢查開始。也就是先檢驗多 個群體間在每一個觀察變項的因素負荷量是否 相等，假如發現某些觀察資料因素負荷量具組 間不變性，則在其後新一組參數相等性之考驗 時，即可將這些具有不變性參數限制為相同， 所以考驗測量模式與結構模式之組間不變性乃 是一系列逐漸嚴苛之統計考驗，此即所謂寄宿 模式比較（nested model comparison）。

本研究以第二組獨立樣本所得修正模式 3，採用 Amos 的多群組分析一次即能方便地 達成多層次的檢驗。表十可看到未設限模式的 χ2_{值達.05 顯著水準（χ}2_{＝851.713，df＝320，} p＜.001），顯示資優生與普通生的「休閒生活 關聯模式」似乎不同。不過由於此整體性之虛 無假設考驗因缺乏基線模式的比較常易過於嚴 苛而導致被拒絕，因此可進一步察看「未設限 模 式 」 的 其 他 指 標 來 加 以 確 認 （ 李 茂 能 ， 2006），經查整體適配度考驗的其他指標（表 十一）並綜合評判後，可以發現事實上該模式 的適配相當不錯，可以確定資優生與普通生的 「休閒生活關聯模式」的因素型態（因素個數 與因素組型）是相同的，此「未設限模式」也 是比較的基準模式，可以和其他更嚴格的模式 再做比較。 從表十二寄宿模式的比較來看，其中「未 設限模式」和「負荷量限制模式」的χ2_值相差 25.513，自由度相差 15，其 p 值為.043，達到 統計上的.05 顯著水準，因此可推知資優生與 普通生在測量模式上的因素負荷量不相等。為 了想了解組間差異的來源，本研究再進行指標 層次量尺不變性的事後考驗以考驗不同群體在 特定因素負荷量上之差異（李茂能，2006）。 從表十三參數配對比較中可知，僅λy82的參數 差異決斷值，其絕對值大於臨界值 1.96（.05 顯著水準），其餘14 個參數限制配對皆未超過 臨界值，對照圖一後可發現資優生與普通生 「休閒生活關聯模式」的差異在於「社交類」 參數係數特別明顯。另外，為了解原先被設定 為1 的徑路係數是否具有組間差異，研究者利 用組間之 MI 值直接檢驗之，由表十四可知， MI 值大於卡方考驗臨界值 3.84 者（.05 顯著 水準），除了 λy82的參數係數最為顯著外，其 次尚有 λy62「體能類」休閒活動和 λy93「上學 日」平均每天休閒時間量的參數係數也達到組 間的明顯差異。 表十 多群組分析 模式 被估計的參數個數 CMIN df P 未設限模式 100 851.713 320 .000 負荷量限制模式 85 877.226 335 .000 結構限制模式 78 883.294 342 .000 結構共變模式 77 883.497 343 .000 結構殘差模式 73 897.237 347 .000 殘差限制模式 50 996.711 370 .000 飽和模式 42 0.000 0 獨立模式 40 9367.984 380 .000

表十一 未設限模式之整體適配度考驗指標 評鑑項目 分析結果 評鑑結果 χ2_{值是否未達顯著} χ 2_＝851.713 df＝320 p＝.000 不佳 GFI 指數是否＞.9 GFI＝.898 尚可 AGFI 指數是否＞.9 AGFI＝.867 尚可 RMSEA 指數＜.05 以下優良，.05～.08 尚可 RMSEA＝.047 優良 絕對適配 量測指標 SRMR 指數是否＜.05，愈小愈好 SRMR＝.050 尚可 NFI 指數是否＞.9 NFI＝.909 優良 RFI 指數是否＞.9 RFI＝.892 尚可 IFI 指數是否＞.9 IFI＝.941 優良 TLI（即 NNFI）指數是否＞.9 TLI＝.930 優良 增值適配 量測指標 CFI 指數是否＞.9 CFI＝.941 優良 CMIN/DF 指數是否介於 1～3 間 CMIN/DF＝2.662 優良 PCFI 指數是否＞.5，愈接近 1 愈好 PCFI＝.792 優良 PNFI 指數是否＞.5 PNFI＝.766 優良 AIC 指數是否較小 AIC＝1051.713 模式間比較用 簡效適配 量測指標 CAIC 指數是否較小 輸出無CAIC 值 模式間比較用 綜上所述，比較資優生與普通生的「休閒 生活關聯模式」，可知兩者的模式並未具有組 間的不變性，兩者在測量模式的因素負荷量上 即不相等，而主要的差異是存在於「社交類」 因素負荷量的不同，其次依序是「體能類」和 「上學日」因素負荷量的不同所致。比較這兩 類學生在這三方面的各自因素負荷量，可知 「社交類」休閒參與對潛在變項「休閒內容」 的建構，資優生比普通生顯著有貢獻，而「體 能類」休閒參與對「休閒內容」的建構和「上 學日」平均每天休閒時間量對「休閒時間」的 建構，普通生皆比資優生顯著有貢獻。 表十二 寄宿模式的比較（假設未設限模式為真） 模式 df CMIN P 負荷量限制模式 15 25.513 .043 結構限制模式 22 31.581 .085 結構共變模式 23 31.784 .105 結構殘差模式 27 45.524 .014 殘差限制模式 50 144.998 .000 表十三 參數配對比較結果

參數 λy21 λy31 λy62 λy72 λy82 λy13,4 λy14,4 λy15,4 λy16,4 λy17,4 λx21 λx31 λy11,3 λy10,3 λy41

表十四 資優生與普通生的徑路係數估計值 資優生 普通生 組間 非標準化 參數值 標準誤 C.R. 非標準化 參數值 標準誤 C.R. C.R. MI λx11 1.00 1.00 .11 λx21 1.10 .07 15.02*** 1.06 .05 20.89*** -.42 .06 λx31 .77 .06 12.64*** .75 .04 16.94*** -.27 .01 λy11 1.00 1.00 1.73 λy21 1.36 .08 17.31*** 1.47 .09 16.68*** .94 .01 λy31 1.52 .10 15.82*** 1.75 .12 15.22*** 1.50 .82 λy41 1.03 .06 16.26*** 1.16 .08 14.75*** 1.29 .07 λy52 1.00 1.00 .74 λy62 1.14 .09 12.47*** 1.25 .08 15.00*** .91 5.86 λy72 1.52 .12 13.06*** 1.30 .09 14.06*** -1.50 .05 λy82 .72 .06 13.03*** .51 .04 12.15*** -2.94 8.55 λy93 1.00 1.00 4.28 λy10,3 2.40 .25 9.63*** 1.86 .15 12.07*** -1.83 .20 λy11,3 2.46 .25 9.91*** 1.90 .16 12.04*** -1.92 .33 λy12,4 1.00 1.00 .32 λy13,4 1.62 .09 18.04*** 1.67 .08 20.29*** .39 .00 λy14,4 1.64 .10 16.62*** 1.67 .10 17.19*** .25 .00 λy15,4 1.27 .08 15.50*** 1.38 .09 16.15*** .96 .54 λy16,4 1.53 .11 13.82*** 1.59 .11 14.51*** .38 .16 λy17,4 1.44 .09 16.61*** 1.51 .09 16.65*** .55 .08 註：MI＝資優生 MI＋普通生 MI *** p < .001

七、影響效果分析

本研究以第二組獨立樣本進行影響效果分 析，從表七可知修正模式 3 的潛在變項與潛在 變項間的參數估計皆達顯著差異，所以本研究 潛在變項間的直接效果、間接效果和總效果皆 達顯著水準，茲將變項間的影響效果分析如 下： （一）「休閒選擇自由」對「休閒時間」 的總效果方面，因為無間接效果，所以總效果 等於直接效果，其效果值為.201。 （二）「休閒選擇自由」對「休閒理由」 的總效果方面，因為無間接效果，所以總效果 等於直接效果，其效果值為.267。 （三）「休閒選擇自由」和「休閒理由」 對「休閒內容」的總效果方面，其效果值分別 為.116 和.435，其中「休閒理由」對「休閒內 容」因為無間接效果，所以總效果等於直接效 果，而「休閒選擇自由」對「休閒內容」的總 效果因為無直接效果，所以總效果等於間接效 果。 （四）「休閒選擇自由」、「休閒時間」、 「休閒理由」和「休閒內容」對「休閒滿意 度 」 的 總 效 果 方 面 ， 其 效 果 值 分 別 為.322 、 .082 、 .802 和 .089 ， 其 中 「 休 閒 時 間」和「休閒內容」對「休閒滿意度」的總效 果方面，因為無間接效果，所以總效果等於直 接效果，而「休閒理由」對「休閒滿意度」的 總效果包含直接效果和間接效果，分別為.763 和.039，另「休閒選擇自由」對「休閒滿意 度」的總效果也包含直接效果和間接效果，分 別為.091 和.231。

整理上述結果如表十五可以發現，「休閒 理由」對「休閒滿意度」的直接效果最大， 「休閒選擇自由」對「休閒滿意度」的間接效 果次之，其他潛在變項對「休閒滿意度」的影 響效果均較小。換言之，影響學生「休閒滿意 度」最重要的兩個因素是「休閒理由」和「休 閒選擇自由」。 表十五 潛在變項之間的效果 潛在變項 影響效果 休閒選擇自由 休閒時間 休閒理由 休閒內容 直接效果 .201 間接效果 0 休閒時間 總效果 .201 直接效果 .267 間接效果 0 休閒理由 總效果 .267 直接效果 0 .435 間接效果 .116 0 休閒內容 總效果 .116 .435 直接效果 .091 .082 .763 .089 間接效果 .231 0 .039 0 休閒滿意度 總效果 .322 .082 .802 .089

八、綜合討論

本研究發現資優生在「社交類」休閒參與 對潛在變項「休閒內容」的建構比普通生來得 有貢獻，而普通生在「體能類」休閒參與對 「休閒內容」的建構和「上學日」平均每天休 閒時間量對「休閒時間」的建構比資優生來得 有貢獻。造成這些差異的主因可能都是源於資 優 生 的 資 優 特 質 所 致 。Renzulli （ 1979 ）、 Davis 和 Rimm（1994）皆指出資優生有語言 運 用 精 巧 、 純 熟 、 流 利 的 特 質 ，Walberg （1982）指出資優生有優異的溝通能力且對人 較為敏感、較受人歡迎並具有吸引力，王文科 （1992）和李德高（1996）皆指出資優生有較 佳的人際關係，Renzulli（1979）則指出資優 生善於交友喜愛參與社交活動，因此資優特質 可能導致資優生的「社交類」休閒參與成為潛 在變項「休閒內容」上非常重要的指標變項。 而林金城（2005）指出資優生較喜愛從事靜態 的活動，普通生則較傾向參與動態的活動。此 特質的差異可能因此導致資優生的「體能類」 休閒參與沒有如普通生般成為「休閒內容」上 極重要的一個觀察變項。另邵慧綺（2002）與 Smith、Polloway、Patton 和 Dowdy（2004）皆 指 出 資 優 生 有 興 趣 廣 泛 的 特 質 ，Walberg （1982）也指出資優生有多才多藝的特質，因 此資優生可能常常需要花費許多的時間來學習 不同的才能，造成他們除了要應付學校普通班 與資優班的雙重課業外，還需面對許多才藝班 的作業。這些大量的功課往往會佔去資優生許 多休閒的時間（林金城，2005），故資優特質 所造成的休閒時間不同，可能因此導致資優生 的「上學日」平均每天休閒時間量沒有如普通 生般成為「休閒時間」上一項非常重要的建構 指標。 本研究也發現影響學生「休閒滿意度」最 重要的兩個因素是「休閒理由」和「休閒選擇 自由」，前者為直接效果，後者為間接效果。

而後者的間接效果也是透過前者的直接效果來 間接影響休閒的滿意度，所以「休閒理由」扮 演著正向且直接影響和預測「休閒滿意度」的 關鍵與重要角色，兩者的關係非常密切，換句 話說，要想提高學生的「休閒滿意度」，最立 即有效且成效卓著的方法就是提昇學生參與休 閒活動的動機，此在休閒教育上所隱含的意義 就是要激勵學生從事休閒的慾望，因為學生的 休閒動機愈高，其休閒的滿意度也會愈高，此 研 究 結 果 不 僅 支 持 Dorfman （ 1979 ）、 Kao （1993）、張翠珠（2001）和黃錦照（2002） 等人的觀點，也呼應王鳳美（2003）、陳淑娥 （2006）和林敬銘（2007）等人在實徵性研究 上的發現。

結論與建議

一、結論

本研究根據理論與相關文獻，提出國中小 資優生與普通生的「休閒生活關聯模式」，該 模式假設個體之「休閒選擇自由」會透過「休 閒時間」、「休閒理由」和「休閒內容」的中介 作用，進而影響個體的「休閒滿意度」。當進 行理論模式的整體適配度考驗時，發現該模式 與觀察資料間的適配情形不佳，經依序釋放 「勝任熟練性」和「生理滿意」、「社交性」和 「社會滿意」、「刺激逃避性」和「放鬆滿意」 三個測量變項間的誤差共變後，修正後的模式 達到令人相當滿意的適配標準，且模式的內在 結構經評鑑後也相當理想，此顯示本研究的最 後修正模式具有相當優良的內、外在品質。但 為避免最後修正模式會產生樣本獨特性的現 象，本研究再以另一相同人數的不同樣本進行 最後修正模式的複核效化，結果顯示最後修正 模式依然適配良好，即本研究所建構之最後理 論模式具有穩定性、推論性、有效性及預測效 度。 其次，為了比較資優生與普通生的「休閒 生活關聯模式」是否相同，本研究採用寄宿模 式比較的多群組分析方法，經「未設限模式」 整體適配度考驗後，發現最後修正模式的適配 情形相當不錯，即資優生與普通生的「休閒生 活關聯模式」在因素型態上是相同的，但在 「負荷量限制模式」與「未設限模式」的寄宿 比較後，發現資優生與普通生在測量模式上的 因素負荷量不相等，經指標層次量尺不變性的 事後考驗，得知資優生與普通生的「休閒生活 關聯模式」主要的差異存在於「社交類」參數 係數的不同，其次依序是「體能類」和「上學 日」參數係數的不同，其中資優生在「社交 類」休閒參與對潛在變項「休閒內容」的重要 性比普通生來得更顯著，而普通生在「體能 類」休閒參與對「休閒內容」的貢獻和「上學 日」平均每天休閒時間量對「休閒時間」的建 構皆比資優生來得更顯著。 最後再進行「休閒生活關聯模式」的影響 效果分析，發現「休閒理由」對「休閒滿意 度」的直接效果最大，「休閒選擇自由」對 「休閒滿意度」的間接效果次之，即學生的 「休閒理由」和「休閒選擇自由」的高低程度 會對「休閒滿意度」的影響最大。

二、建議

（一） 關於「學生休閒生活現況調查問卷」之 應用 本研究所發展的「學生休閒生活現況調查 問卷」係一具有良好信、效度之量表，該問卷 除了可幫助我們了解國中小資優生或普通生 「休閒生活」五個面向的詳細情形外，還可以 進一步作為情意教育或探討休閒教育需求等相 關研究的工具之一，透過本問卷，研究者不僅 可以擴展相關知能，還可以洞悉與評估休閒之 現況與需求間的差距。此外，在教育現場的實 際運用上，若能再配合其他質化資料的佐證，

例如觀察與訪談等等，相信更能完整深入明瞭 學生之「休閒生活」全貌。 （二）對於提昇學生「休閒滿意度」的建議 本研究發現休閒的動機是影響「休閒滿意 度」的最重要因素。而動機的來源有二：一為 外 在 的 誘 因 ， 一 為 內 在 的 驅 力 （ 張 春 興 ， 1991）。因此，為了讓學生能夠在休閒上獲得 正向與高度的休閒滿意，教育當局、學校老師 或學生家長們應思考如何提供誘因或想各種激 發心理驅力的方法，來吸引、鼓勵、提升與維 持學生參與休閒活動的動機，因為本研究顯 示：學生有了強烈的參與動機，其休閒的滿意 度才有可能變高。 另「休閒選擇自由」是影響「休閒滿意 度」的第二重要因素，此明確告訴我們學生擁 有自己的休閒選擇權是何等的重要，故教師在 設計休閒教育相關課程或活動時，建議多尊重 學生的實際需求與選擇權，即課程或活動的主 導權不全然都是老師，如此學生的「休閒滿意 度」才有可能真正獲得有效的提升。 （三）對於後續研究的建議 1.對學生「休閒生活」主題的繼續探討 本研究是首度以資優生和普通生為對象來 建構其「休閒生活關聯模式」，潛在變項只探 討「休閒時間」、「休閒內容」、「休閒選擇自 由」、「休閒理由」和「休閒滿意度」，從模式 的解釋量來看，應該還需增列許多潛在變項才 能大幅提高部份預測變項的解釋量，故建議對 此主題有興趣者可以本研究為基礎再繼續深入 探究之。 2.擴大研究的範圍 本研究僅以國中小的資優生與普通生為對 象，建議未來的研究可將研究的對象擴及到其 他教育階段的學生或其他類別的資優生，並與 本研究作差異比較，如此可了解不同階段學生 或不同類別資優生其「休閒生活關聯模式」是 否依然不同。 3.深入探究影響學生「休閒生活」的心理 動力因素 本研究主要以量化方式探討學生的「休閒 生活」，雖然能對學生的「休閒生活」有整體 的了解，也清楚「休閒生活」各層面之間的相 互影響關係，但受限於量性研究不免會遺漏一 些珍貴的質性資料，故建議未來可採取深入訪 談法來探究影響學生「休閒生活」的因素與心 路歷程，如此應可洞察更多背後的意涵及心理 動力的相關因素。

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