大學生休閒覺知自由、休閒阻礙和休閒參與之關係

(1)

大學生休閒覺知自由、休閒阻礙和休閒參與之關係

陳律盛

^*

元智大學

摘要

本研究旨在探討大學生休閒覺知自由、休閒阻礙和休閒參與關係之模式。並以桃園地區大學院校大學部之學生為研究對象，採便利抽樣方式設計，共計回收有效樣本496 份，統計方式以 SPSS15.0 版進行探索性因素分析、描述性統計、Pearson 積差相關分析，Amos 7.0 版統計軟體進行結構方程模式統計分析。本研究結果為：（一）大學生休閒覺知自由對休閒參與達到正面的影響效果。（二）休閒阻礙對休閒參與達到正面的影響效果；（三）休閒覺知自由與休閒阻礙兩者達顯著正向關係。

關鍵詞：休閒活動、休閒滿意度、休閒阻礙、休閒參與

* 通訊作者：陳律盛；元智大學體育室；E-mail: lu6226@saturn.yzu.edu.tw

(2)

壹、緒論

一、研究背景

大學階段是接受休閒運動教育的最佳時期，也是培養運動能力的最好時機，家長、學校、社區及政府相關部門都應負起輔導及計劃安排青少年休閒運動的責任，

休閒教育協助青少年認知到休閒活動所代表的意義和價值，並學習休閒活動所需的技能，養成善用休閒資源的習慣，不僅僅是青少年需要休閒教育所帶來的效用，老年人在邁向自我實現階段也能透過休閒教育來讓自己過的更快樂、更有意義，至於身心障礙者透過休閒教育則更能夠瞭解自己該做從事什麼以及如何從事休閒活動

（鄭桂玫、徐欽祥，2010）。休閒教育在國外早就是受政府重視的一個議題，並且也資助相關議題的研究與推廣。我國目前亦大力推動休閒教育，然而，比較可惜的是相關研究多強調休閒教育與課程的融合（李翠玲，2008；張少熙，2008；謝秀華，

2008）、推動的相關策略等層面，未來相關研究上，若能針對休閒教育有關的認知、

態度、體驗等相關層面作進一步探討，則能使社會大眾對休閒有多元的體會，進而了解休閒教育的重要，且提升休閒參與率。

由於現代人對於教育、社會福利、生活素質等層面的要求日益提高，而工商業社會生活節奏緊湊，人們心理、生理調適的需求隨之增強，因休閒活動本身具備了提升這些層面的功能，因此促使休閒活動成為社會大眾日常生活中不可或缺的一部份（張佩娟，2003）。行政院主計處（1998）針對 12 至 24 歲青少年狀況調查報告顯示：青少年對政府福利政策的看法，認為政府應優先提供之福利措施，以增設休閒活動場所及休閒設施為主。在社會資源中，休閒經驗是被認為與青少年發展有關，如從家庭、學校、社會環境中，並提供的人、事、物、情境等資源，在青少年的正常發展過程中，是占有不可或缺的地位（陳肇芳，2007）。隨時代的不斷變遷，

我們更應該懂得去安排自身的休閒運動，並藉由從事休閒運動來促進身心健康及減少疾病發生。從統計的十大死亡原因中看出，其半數係由缺乏適當的運動所引起的，例如：第一名仍然是癌症的惡性腫瘤，占28%，第二名是心臟疾病占 10%，第三名是腦血管疾病，肺炎、糖尿病依序是4、5 名（行政院衛生署，2010）。Campbell

（1969）在其所作研究中發現：大部分人休閒時間的運用是受其習慣來決定的。而許多研究結果發現，一般民眾的休閒內容偏向看電視、閱讀書報等靜態的休閒為主，對所謂動態性、運動性休閒活動的參與則有明顯的不足。在一般大學中都設有

(3)

田徑場、籃球場、排球場、壘球場、足球場、桌球館、羽球館，甚至游泳池等多種運動場館，提供大學生上課與課後休閒運動用途，在如此便利的設施提供下，應是養成休閒運動的良好機會。然而，在今日社會中，由於教育普及，接受大學教育的比率逐年提高，這些莘莘學子畢業後都將投入就業市場而成為市場中生產力的重要支柱，而大學校院便成為培養正確休閒運動觀念之重要與最佳的場所。

週休二日的實施已有一段時日，隨著工業科技進步，整個社會大環境丕變，顯示工作時數減少，自由時間增加。表面上我國似乎已經身處休閒時代，但國人仍常常忽略了休閒能促進社會生產力與減少犯罪的積極性功能（陳南琦，2000）。近來新聞報導中屢見大學生因無正確之休閒運動的觀念，而藉由藥物來紓解壓力的事件屢見不鮮；事實上校園休閒運動早就被廣泛認為是大專教育過程中不可或缺的重要部分；除正課外，休閒運動對大專學生的諸多貢獻，是正面、可衡量而持久的，由此可知休閒運動的益處不勝枚舉，如自我實現、紓解壓力、健康、身心合一、交友、

家庭團聚、接觸自然、社交、文化、教育學習等（張瑞豪、蔡長清、宋靜宜、宋一夫，2000）。

休閒運動相關研究，賴家馨（2002）休閒阻礙量表之編製－以臺北市大學生為例，結果發現休閒阻礙（內在阻礙、外在阻礙）的確會影響大學生休閒運動的參與；

Swinton、Freeman、Zabriskie 與 Fields（2008）發現休閒阻礙為家庭從事休閒滿意程度與休閒形式之重要預測因子，休閒阻礙與從事休閒所獲得之滿意程度呈現負相關，當休閒阻礙增加時，從事休閒所獲得之滿意程度則會降低。張瑞豪等（2000）

針對大專學生之休閒參與、休閒態度及休閒滿意度關係之研究，其結果顯示休閒參與、休閒態度對休閒滿意度呈正相關；程紹同（2000）大學生運動休閒參與模式之國際比較研究，范玉玲、蔡嘉玲、林川州（2001）彰化地區大學生休閒參與及阻礙因素之研究，結果發現大學生休閒參與的阻礙因素為活動本身缺乏吸引力、有無同伴參與、沒興趣等因素；蔡長清、王明元、游仁良（2000）大學生之休閒參與、休閒態度及休閒滿意度關係之研究，發現大學生休閒參與偏向靜態活動，休閒參與、

休閒態度與休閒滿意度有正相關存在；汪在莒、林金杉（2003）逢甲大學學生休閒無聊感、休閒阻礙、休閒參與行為，發現休閒阻礙與休閒無聊感間有正相關存在。

由此可了解對於大學生休閒運動方面的研究中；過去研究多是個別探討休閒覺知自由、休閒阻礙與休閒運動參與，或是兩兩間之相關，無法了解影響大學生休閒運動參與的原因為何。本研究參考王玉璽（2006）之研究，從休閒運動覺知自由這個休閒體驗中心切入，以休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與間的關係為研究

(4)

模式，探討休閒運動覺知自由與休閒阻礙、休閒運動参與三者間的關係，了解影響大學生休閒運動參與的因素，以及大學生的休閒運動的觀念。並推論大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與間存在著一定的因果關係，而休閒運動覺知自由與休閒阻礙間存有一定的相關性，此三者的理論模式亦是本研究所要探討與驗證的。本研究係參考王玉璽（2006）之研究，從休閒覺知自由這個休閒體驗中心切入，以休閒覺知自由、休閒阻礙和休閒参與間之關係為研究架構，探討休閒覺知自由與休閒阻礙、休閒参與三者間的結構關係，並藉此架構了解影響大學生休閒參與的因素及其參與的活動，以及大學生的休閒觀念，而休閒覺知自由、休閒阻礙、休閒參與皆是學者認為休閒之重要因素，本研究將探討三者間之關係。推論大學生休閒覺知自由、休閒阻礙和休閒參與間存在著一定的因果關係，而休閒覺知自由與休閒阻礙間存有一定的相關性，此三者的理論模式亦是本研究所要探討與驗證的。

二、研究目的

（一）瞭解大學生休閒覺知自由、休閒阻礙對休閒参與之影響。

（二）瞭解休閒覺知自由與休閒阻礙之影響關係。

三、研究假設

（一）H1：休閒覺知自由顯著且正向影響休閒參與。

（二）H2：休閒阻礙顯著且正向影響休閒參與。

（三）H3：休閒覺知自由與休閒組礙間有相關。

四、名詞解釋

（一）休閒覺知自由

Ellis 與 Witt（1989）對休閒運動覺知自由的界定，是以休閒體驗為觀點，將休閒運動的覺知自由界定為：個人參與休閒活動時所體驗的勝任感、控制感、涉入休閒運動的程度及為了滿足內在動機需求而自發性的參與休閒活動。

（二）休閒阻礙

Crawford 與 Godbey（1987）對休閒阻礙的界定，指個人於休閒運動中會受到限制或抑制其休閒運動參與，而影響個人對於休閒運動的興趣及涉入程度的因素，

這些相關因素即為阻礙，若任何會影響休閒運動參與情形，不論是休閒運動參與的

(5)

頻率、喜好種類、愉悅程度、種類或不參與等等，皆可視為休閒阻礙。

（三）休閒參與

Ragheb（1980）對休閒參與界定為，個體參與休閒活動的頻率或是以個體所參與的休閒活動而言。

貳、方法

一、研究模式

本研究係探討大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙與休閒運動參與三者間之關係，並了解休閒運動覺知自由、休閒阻礙兩者對休閒運動參與的影響程度，透過結構方程模式（structuralequation modeling, SEM）的統計技術了解其因果意涵，建構其結構模式，及影響模式的概念圖（如圖一）所示。

圖一大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與之關係模式

二、研究對象

本研究係以桃園地區元智大學九十九學年度第一學期大學部一、二、三及四年級學生為研究對母群體，並透過學校之專、兼任體育教師協助，進行問卷施測。採便利取樣方式設計，總計發出600 份問卷，回收有效問卷 496 份，回收率為 82.67%，

問卷回收後經人工整理編碼，然後進行資料預試分析。

(6)

三、研究工具

本研究工具包括：大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與問卷量表及基本資料，包含性別、年級、使用交通工具、每個月零用金等。本研究以 Cronbach’s α 來檢定問卷中各因素之衡量變數的內部一致性程度，若係數大於 0.7 則表示高內部一致性。在因素分析方面，利用「主成份因素分析法」（Principal Components）來萃取測量題項之共同因素，萃取特徵值大於 1 的主成份，再以最大變異數（Varimax）轉軸旋轉法計算各變項之因素負荷量。最後，保留因素負荷量大於0.4 之測量題項。

（一）休閒運動覺知自由量表

休閒知覺自由部分的問卷量表係參考 Ellis 與 Witt（1989、1994）的 LDB 量表中休閒運動覺知自由部分的休閒控制感（x1）共七題與休閒勝任感（x2）共五題等兩個層面，共 12 個題項，以 Likert 尺度加以衡量，計分方式為 1 分「非常不同意」、2 分「不同意」、3 分「普通」、4 分「同意」、5 分「非常同意」。最後計算各向度休閒運動覺知自由及總量表得分情形，得分越愈高表示休閒運動覺知自由愈高，整份量表解釋變異量為 65.96%。休閒覺知自由「休閒控制感」與「休閒勝任感」兩個層面，內部一致性係數分別為0.95、0.96，而整體內部一致性 Cronbach’s α 係數0.90。

（二）休閒阻礙量表

休閒阻礙部分的問卷量表係參考Raymore、Godbey、Crawford 與 Eye（1993）

所提出的休閒阻礙階層而設計出的問卷，分別是個人內在阻礙（x3）、人際性阻礙

（x4）以及結構性阻礙（x5）等三個層面，共有 15 題，採用 Likert 尺度加以衡量，

計分方式為1 分「非常不同意」、2 分「不同意」、3 分「普通」、4 分「同意」、5 分

「非常同意」。計分方式依序給予1 分至 5 分。整份量表解釋變異量為 64.36%。休閒阻礙「個人內在阻礙」、「人際性阻礙」以及「結構性阻礙」等三個層面內部一致性係數分別為0.80、0.86、0.86，而整體內部一致性 Cronbach’s α 係數 0.89，顯示整體量表具有良好信度。

（三）休閒運動參與量表

休閒運動參與問卷主要採用由國內外文獻中，統整出大學生常參與的休閒活動

(7)

共52 題項，並係參考 Ragheb 與 Beard（1982）的休閒運動參與的分類方式主觀分類分為大眾媒體層面（y1）共三題、文化活動層面共三題（y2）、運動層面共三題

（y3）、社交活動層面共三題（y4）、戶外活動層面共三題（y5）、個人嗜好層面共三題（y6）等六項層面，以 Likert 尺度加以衡量，計分方式為 1 分「從未曾參與」、

2 分「偶爾參與」、3 分「普通」、4 分「經常參與」、5 分「很常參與」。計分方式依序給予 1 分至 5 分，量表總解釋變異量為 62.39%。個層面內部一致性係數分別為 0.74、0.83、0.88、0.77、0.87、0.83，而整體內部一致性 Cronbach’s α 係數 0.95。

四、資料處理

本研究採用SPSS 15.0 統計軟體進行探索性因素分析、描述統計分析、Pearson 積差相關分析、Amos 7.0 統計軟體進行結構方程模式統計分析（structure equation model；SEM）來處理休閒運動覺知自由、休閒阻礙和休閒運動参與之結構模式。

參、結果

一、樣本分析

本研究受試者人口統計變項結果為：（一）性別：男生受試者231 位，占 46.6%，

女生受試者 265 位，占 53.4%；（二）年級：所有受試者年級分配為一年級受試者 206 位，占 41.5%、二年級 152 位，30.6%、三年級有 138 位，占 27.8%；（三）受試者所使用的交通工具：摩托車有203 位，占 40.9%，無交通工具的有 146 位，占 29.4%，腳踏車的有 89 位，占 17.9%，公車的有 52 位，占 10.5%，汽車的有 6 位，

占 1.2%；（四）每個月的零用金：4000 元以下的有 113 位，占 22.8%，4001~6000 元有161 位，占 32.5%，6001～8000 元有 125 位，占 25.2%，8001～10000 元有 72 人，占25.5%，10001～12000 元有 25 人，占 5.0%。

二、大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙、休閒運動參與之相關分析

本研究使用Pearson 積差相關考驗其相關程度，由（表一）得知，大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙、休閒運動參與整體的相關係數皆達顯著正相關（p

＜.05），其相關係數介於 0.09 至 0.83 之間。其中休閒運動覺知自由之休閒勝任感與休閒控制感相關係數最高0.83，而休閒運動覺知自由之休閒勝任感、休閒控制感

(8)

與人際阻礙構面相關係數最低0.09。

表一大學生休閒覺知自由、休閒阻礙和休閒參與之相關矩陣

向度 y1 y2 y3 y4 y5 y6 x1 x2 x3 x4 x5 大眾媒體 y1 1

文化活動 y2 .51* 1 運動 y3 .41* .64* 1 社交活動 y4 .44* .54* .62* 1 戶外活動 y5 .43* .64* .72* .68* 1 個人嗜好 y6 .42* .64* .65* .60* .72* 1

休閒控制感 x1 .29* .25* .35* .30* .32* .27* 1 休閒勝任感 x2 .29* .28* .38* .28* .33* .29* .83* 1 個人內在阻礙x3 .32* .18* .15* .23* .18* .20* .19* .16* 1

人際性阻礙 x4 .25* .21* .15* .18* .16* .21* .09* .09* .54* 1 結構性阻礙 x5 .25* .07 .13* .10* .13* .11* .36* .39* .54* .34* 1

*p＜.05

三、違犯估計檢視

李茂能（2006）、黃芳銘（2004）及 Hair、Anderson、Tatham 與 Black（1998）

指出，違犯估計是指，無論是結構模式或是測量模式，若統計系數超出可接受範圍，

模式就會出現不當的解。三種違犯估計現象檢視包括：（一）有負的誤差變異數存在，或是在任何建構中存在未達顯著的誤差變異。（二）標準化係數超過或太接近1

（以 0.95 為門檻標準）。（三）有太大的標準誤。本研究「大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與」模式各變項之偏態（skewness）絕對值介於-0.21～

1.07，峰度（kurtosis）絕對值介於 0.32～3.29，依據 Kline（1998）的建議，如果變項分配的態勢（skewness）絕對值大於 3，就被視為是極端偏態，峰度（kurtosis）

絕對值大於 10 則被視為是有問題的，而有問題的分配會影響到 ML（maximum likelihood）及 GLS（general least square）估計法。如果變項分配在這些標準之內，

則可以採取其中一種估計法來估計。因此，本研究可以發現各觀察變項的態勢值與峰度值皆在可接受範圍之內，本研究各觀察變項之描述統計、態勢與峰度分配，如

（表二）所示。此外參數估計值中，所有題項的標準化迴歸係數介於0.59～0.95 之

(9)

間沒有太接近於1 的現象，估計標準誤介於 0.02～0.08 之間，也沒有太大的標準誤，

測量誤差的變異數介於0.14～0.63 之間，全屬正向。模式並未違反估計，可以繼續進行整體模式估計。

表二本研究各觀察變項之描述統計、偏勢與峰度分配摘要表

向度平均數標準差偏態（skewness）峰度（kurtosis）

大眾媒體 3.18 0.65 0.05 0.32 文化活動 2.55 0.65 0.65 1.56 運動 2.35 0.60 1.07 3.29 社交活動 2.60 0.67 0.58 0.88 戶外活動 2.34 0.67 0.79 1.67 個人嗜好 2.48 0.70 0.59 0.85 休閒控制感 3.59 0.71 -0.24 0.45 休閒勝任感 3.60 0.72 -0.22 0.58 人內在阻礙 3.31 0.64 -0.21 1.41 人際性阻礙 2.94 0.80 0.08 0.43 結構性阻礙 3.67 0.63 -0.43 1.22

四、整體模式適配度檢定

本研究經由Amos 7.0 版統計軟體之統計估計，如（表三）所示。大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與之整體模式絕對適配指標中的 χ 2=133.946，df=40，p=.000，達到顯著水準，卡方檢定顯示並不適配，需與其他指標作綜合性判斷（黃芳銘，2004）。因此，以χ2 以外的指標進行分析，GFI 值為 0.96，

大於接受值0.90，顯示假設模式可以接受。RMSEA=0.07，數值介於 0.06 至 0.08，

顯示這是一個「不錯的適配」模式。SRMR=0.03，小於接受值 0.05，顯示本模式良好。從增量適配指標來看，NFI=0.95，遠大於接受值 0.90，TLI=0.95，大於接受值 0.90，也顯示模式相當可以接受。CFI=0.97，亦遠大於接受值 0.90，顯示模式相當可以接受。從簡效適配量指標來看，PNFI=0.69，大於接受值 0.5，CFI=0.70，14 大於接受值 0.5，顯示模式可以接受。整體而言，由其他各項綜合指標判斷，三類型的適配指標皆通過考驗，顯示模式皆符合良好配適度的標準。

(10)

表三整體結構模式配適度指標檢定表

統計檢定量配適之標準或臨界值檢定結果模式配適度判斷絕對配適檢定

χ

2 卡方值越小越好（P≧α 值） 133.946(df=40)

（p=.000）

不佳

可能係樣本大小所致 GFI 大於0.9 0.96 佳

RMR 最好低於0.05 以下 0.033 佳 RMSEA 0.05 以下優良、0.05～0.08

良好 0.069 良好增量配適檢定

NFI 大於0.9 0.95 佳 TLI 大於0.9 0.95 佳 CFI 大於0.9 0.97 佳精簡配適檢定

PNFI 大於0.5 0.69 接受 PCFI 大於0.5 0.70 接受

五、參數估計分析

由表四及圖二得知，大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與整體模式標準化參數估計，（一）休閒運動覺知自由對休閒運動參與之影響分析，結果顯示，標準化係數為 0.23（t=4.54，p＜.05）達顯著水準，表示本研究假設一得到支持；（二）休閒阻礙對休閒運動參與之影響分析，結果顯示，標準化係數為 0.11

（t=2.24，p＜.05）達顯著水準，表示本研究假設二得到支持；（三）休閒運動覺知自由對休閒阻礙間有相關影響，分析結果顯示，標準化係數為0.29（t=5.07，p＜.05）

達顯著水準，表示本研究假設三得到支持。由上述結果可知本研究三個假設成立。

表四整體模式標準化參數估計參數標準化係數

（因素負荷量）標準誤 t 值測量誤差

y1 0.85 0.05 12.46* 0.947 y2 0.87 0.05 18.95* 0.988 y3 0.90 0.04 20.75* 0.916

(11)

y4 0.87 0.05 18.60* 0.947 y5 0.93 0.05 22.63* 0.988 y6 0.90 0.04 21.18* 0.916 x1 0.92 0.03 20.69* 0.154 x2 0.90 0.03 21.10* 0.190 x3 0.86 0.03 17.71* 0.260 x4 0.61 0.04 13.37* 0.628 x5 0.64 0.03 13.07* 0.590 H1 0.23 0.03 6.70* 0.947

H2 0.11 0.03 3.47* 0.988

H3 0.29 0.03 12.63* 0.916

*p＜.05

註：*p＜.05

圖二大學生休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與整體模式標準化參數估計

肆、討論

一、綜合討論

休閒運動覺知自由對休閒運動參與的影響，研究結果顯示，休閒運動覺知自由

(12)

越高則影響大學生參與戶外運動也越大效果值為0.21（0.23 x 0.93），而影響參與大眾媒體類活動卻是最小的效果值為0.20（0.23 x 0.85）。王玉璽（2006）研究指出，

大學生休閒覺知自由對休閒參與為正相關；王震宇（1996）研究確認休閒體驗中之自由感對休閒活動參與有重要影響，且覺知的自由感越高，活動的參與不受到外在因素的限制；若覺知的自由感很低，活動的參與則完全依賴外在因素的影響，而施清發（1999）研究指出，休閒運動參與程度與休閒體驗中自由感的關係呈顯著的正相關，且彼此相互影響；黃意文（2003）研究顯示，休閒覺知自由對休閒參與為正相關；Lee 與 McCormick（2004）對 206 位脊髓傷殘人士的研究亦發現，他們對於休閒活動參與的頻率與休閒覺知自由亦為正相關；Munson（1993）針對俄亥俄州北部的251 位青少年研究發現，休閒運動覺知自由越高，其休閒運動參與、承諾與價值觀也越高，上述相關研究與本研究結果相符合。

而休閒阻礙層面是影響大學生參與戶外活動最大的，效果值為 0.10（0.11x 0.93）。所以，大學生若本身有較高的休閒運動覺知自由，則其參與戶外運動的頻率亦較高；反之，則是因為有較高的阻礙因素而會造成大學生參與戶外運動的頻率較低。而休閒阻礙中的「人際阻礙」構面，對大學生的影響是最低的0.61。由此可知大學生本身參與休閒運動時比較不會遇到「人際阻礙」，也許這與大學生本身年齡及在大學教育的學習與訓練有關，表示現階段大學的教育賦與學生能面對大環境必須具備良好的溝通能力以及正確的人際概念，才能具備有待人處世之觀念。

休閒運動覺知自由對休閒運動參與之影響，假設H1：0.23，顯示當大學生對休閒運動覺知自由越高時，其參與休閒運動的頻率也會越高。而休閒阻礙對休閒運動參與之影響，假設H2：0.11，當休閒阻礙越高時，則參與休閒運動的頻率不會因為休閒阻礙而降低。當參與休閒活動有阻礙存在，對個人產生阻礙時，而個人的休閒運動覺知自由會使個人克服阻礙進而繼續參與休閒活動，換言之，當個人一直遭受外在限制時，如：物質、社會及文化等因素，這些限制最後可能被個人內化為內在阻礙，個人也開始相信這些限制是自己所導致，非環境所造成的，而這些不同類型的阻礙因素，實際上常是同時作用且相互影響的。此結構模式說明了休閒運動覺知自由才是真正影響休閒運動參與最重要的因素，研究結果與林坤和、李建霖、黃淑玲（2009）南區大專校院運動代表隊學生在休閒參與、休閒阻礙之整體休閒參與休閒阻礙呈顯著正相關（r=.134）相同，此外，Kay（1991）發現，即使定義休閒阻礙也無法明確的限制休閒活動参與，Jackson（1990）認為個人若能非常的沉浸於休閒活動中，即表示他的阻礙是很少的，林晉宇（2002）認為休閒阻礙的確會阻礙休

(13)

閒活動參與機會，但並非完全終止個體休閒參與之慾望，個體仍可能透過其他方式或改變活動型態，繼續從事休閒活動等所得結果是相符的。

而休閒運動覺知自由、休閒阻礙與休閒運動參與三者同時存在時，則休閒運動覺知自由與休閒阻礙之間關係是顯著的假設H3：0.29；此與陳信安（1999）之研究，

休閒覺知自由與休閒阻礙相關為 -0.68、黃意文（2003）之研究，休閒覺知自由與休閒阻礙相關為-0.37，本研究結果與過去研究者結果顯示兩者間是負相關是不相符的。反而與王玉璽（2006）的研究，休閒覺知自由與休閒阻礙相關值為 0.07 相符，

由此可以發現影響大學生休閒運動參與時，休閒運動覺知自由與休閒阻礙間是有相關的，且休閒運動覺知自由與休閒阻礙兩者也都是會影響大學生的休閒運動參與。

因此，當休閒運動覺知自由、休閒阻礙對個人休閒運動參與的影響，為個人有越高的休閒運動覺知自由時，同時受到休閒阻礙的影響，其本身仍然可以克服休閒阻礙並選擇與自己所喜愛的休閒活動；所以休閒運動覺知自由是影響休閒運動參與時最重要因素，而休閒阻礙也會影響個人參與休閒運動，但是無法完全抑制或阻止個人從事休閒運動的參與。本研究發現大學生休閒運動覺知自由對休閒運動參與是正向且直接的影響效果值為0.23，而休閒阻礙對休閒運動參與是正向且直接的影響效果值為0.11，而休閒運動覺知自由與休閒阻礙則呈現顯著正向關係 0.29。

此外，本研究主要係以休閒運動覺知自由、休閒阻礙對休閒運動參與三者為模式，而休閒阻礙對休閒運動參與的影響頗高，Jackson 與 Rucks（1995）；Hubbard 與Mannell（2001）；Livengood 與 Stodolska（2004）等人的研究結果顯示，個人參與休閒活動時若遇到休閒阻礙或透過協商進而調整參與自己所喜愛的休閒活動。因此，本研究結果顯示休閒運動覺知自由為個人本身對休閒運動的感受，當個人有很高的感受時便會有參與休閒運動之動機。

二、結論

（一）大學生休閒覺知自由對休閒參與有正向的影響效果。

（二）休閒阻礙對休閒參與有正向的影響效果。

（三）休閒覺知自由與休閒阻礙間達顯著相關。

三、建議

（一）透過適當的休閒教育，促進青少年對休閒覺察、自我覺察能力的增加，使其有較佳的休閒活動之決策。研究結果發現，大學生以大眾媒體與社交活動得

(14)

分最高，但因為觀賞電視是偏向康樂性以紓解壓力為主，上網及線上遊戲並無助於自我成長、人際互動、健康維護之明顯正向感受。因此，趙善如（2008）

認為能使大學生從適當的休閒參與中獲得正向的自我認同、身心發展，應透過休閒教育增進他們的休閒覺察能力，認識多元類型的休閒活動，瞭解休閒對他們生活的意義與影響，以及增進他們的自我覺察能力，包括興趣、滿足感、需求，並且體驗多元型態的休閒活動之經驗，而有機會做出較恰當的休閒決策與休閒參與。

（二）培養及增設大學生多元化休閒途徑

大學生以自我內心的方式表現其感受，有關教育單位應先建立合諧與以人為本的校園環境，來活化心理教育及促進心理健康，使其擁有健康的身體或良好的體適能，以培養大學生朝多元化的休閒途徑發展，進一步拓展正當多元的管道，如廣設社團活動的發展……等，使其透過參與課外的休閒等活動，獲得身心壓力的良好釋放來抒發自我情緒，來提升大學生情緒智力程度及休閒參與頻率，降低休閒阻礙程度之目的。

此外，鄭桂玫、徐欽祥（2010）建議，可針對學校行政人員、教師以及家長，

宣揚休閒及休閒運動的重要性，扭轉上述人員與國人對學業至上的觀念，其次，體育室與通識中心應協助合作，安排與規劃學生生活休閒運動，提供休閒運動諮詢、

休閒運動輔導服務、休閒運動課程與休閒運動的相關活動，增加學生休閒運動知能與技能，並定期辦理休閒運動宣導與活動講座，減少學生運動阻礙因素的增加，再者，建議學校未來在休閒運動之課程與內容安排上，可以安排教師與學生一同參與，藉此增進學校教師與學生之良好互動及雙向溝通，增加學生在未來社會上運用與規劃休閒運動的技能。

參考文獻

王震宇（1996）。休閒體驗中之自由感對休閒活動參與情況之影響。國立臺灣大學森林學系研究所碩士論文，未出版，臺北市。

王玉璽（2006）。以結構方程模式分析臺中教育大學學生休閒覺知自由、休閒阻礙、

休閒參與之關係研究。國立臺中教育大學環境教育研究所碩士論文，未出版，

台中市。

(15)

汪在莒、林金杉（2003）。逢甲大學學生休閒無聊感、休閒阻礙、休閒參與行為相 關研究。逢甲人文社會學報，6，295-320。

行政院主計處（1998）。青少年福利政策調查報告。行政院主計處，台北。

行政院衛生署（2010）。民國九十八年國人主要死因統計，台北。

李翠玲（2008）。舞蹈融入啟智休閒教育課程之意義與應用。臺東特教，28，34-39。

李茂能（2006）。結構方程模式軟體 Amos 之簡介及其在測驗編製上之應用。台北 市：心理出版社股份有限公司。

林晉宇（2002）。偏遠地區青少年休閒無聊感及休閒參與之研究。朝陽科技大學休閒事業管理系研究所碩士論文，未出版，臺中縣。

林坤和、李建霖、黃淑玲（2009）。南區大專校院運動代表隊學生在休閒參與、休 閒阻礙與幸福感之相關研究。義守大學通識教育中心，人文與社會學報，2（4）， 195-218。

施清發（1999）。老人的休閒參與程度與休閒體驗中自由感、無聊感及休閒需求間之關係。國立高雄醫學大學行為科學研究所碩士論文，未出版，高雄。

范玉玲、蔡嘉玲、林川州（2001）。彰化地區大學生休閒參與及阻礙因素之研究。

國立屏東商業技術學院學報，3，301-328。

張少熙（2008）。建構大學社區休閒教育資源網絡之機制。教育研究月刊，169，

24-31。

張瑞豪、蔡長清、宋靜宜、宋一夫（2000）。大專學生之休閒參與、休閒態度及休閒滿意度關係之研究。國科會計畫，NSC 82-2413-H-151-001-S。

張佩娟（2003）。休閒運動參與動機與滿意度之相關研究～以雲林醫院員工為例。

國立雲林科技大學休閒運動研究所碩士論文，未出版，雲林。

陳信安（1999）。休閒參與的知覺自由與阻礙之研究—以臺北縣淡水鎮國小六年級學童為例。國立體育學院體育研究所碩士論文，未出版，桃園縣。

陳南琦（2000）。青少年休閒無聊感與休閒阻礙、休閒參與及休閒滿意度之相關研究。國立體育學院體育研究所碩士論文，未出版，桃園縣。

陳肇芳（2007）。大學校院學生休閒運動參與、涉入與滿意度關係之研究。國立嘉義大學體育與健康休閒研究所碩士論文，未出版，嘉義。

程紹同（2000 ）。大學生運動休閒參與模式之國際比較研究。國科會計畫，

NSC89-2413-H-003-085。

黃芳銘（2004）。社會科學統計方法學：結構方程模式。五南圖書出版股份有限公

(16)

司，臺北。

黃意文（2003）。臺中縣市國小教師休閒覺知自由、休閒阻礙與休閒參與之相關研究。國立臺中師範學院環境教育研究所碩士論文，未出版，臺中市。

鄭桂玫、徐欽祥（2010）。台灣休閒現況之探討。嘉大體育健康休閒期刊，9（1），

257-266。

趙善如（2008）。青少年休閒參與及休閒阻礙—以屏東縣為例。台灣社會福利學 刊，7（1），179-223。

蔡長清、王明元、游仁良（2000）。大學生之休閒參與、休閒態度及休閒滿意度關 係之研究。高雄應用科技大學學報，31，237-250。

賴家馨（2002）。休閒阻礙量表之編製—以臺北市大學生為例。國立體育學院體育研究所碩士論文，未出版，桃園縣。

謝秀華（2008）。如何推展國小休閒教育。北縣教育，63，69-71。

Campbell, D. E. (1969). Analysis of leisure time profiles of four age groups of adult males. Rearch Quarterly, 40, 266-273.

Crawford, D. W., & Godbey, G. (1987). Reconceptualizing barriers to family leisure.

Leisure Sciences, 9, 119-127.

Ellis, G. D., & Witt, P. A. (1989). The leisure diagnostic battery users manual. State College, PA: Venture Publishing, Inc.

Ellis, G. D., & Witt, P. A. (1994). Perceived freedom in leisure and satisfaction:

Exploring the factor structure of perceived freedom components of the Leisure Diagnostic Battery. Leisure Sciences, 16, 256-270.

Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance Structure analysis’ conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6(1), 1-55.

Hair, J. F., Anderson, R. E., Tatham, R. L., and Black, W. C. (1998). Multivariate data analysis (5thed).Upper Saddle River, NJ: Prentice Hall.

Hubbard, J., & Mannell, R. C. (2001). Testing competing model of the leisure constraint negotiation process in a corporate employee recreation setting. Leisure Sciences, 23, 145-163.

Jackson, E. L. (1990). Variation in the desire to begin a leisure activity: evidence of antecedent constraints? Journal of Leisure Research, 22(1), 55-70.

(17)

Jackson, E. L., & Rucks, V. C. (1995). Negotiation of leisure constraints by junior-high and high-school students: an exploratory study. Journal of Leisure Research, 27(1), 85-105.

Kline, R. B. (1998). Principles and practice of structural equation modeling. New York:

The Guiford Press.

Kay, J. R. (1991). Leisure despite constraint: The impact of leisure constraint. Leisure Sciences, 15, 1-11.

Lee, Y., & McCormick, B. (2004). Subjective well-being of people with spinal cord injury- does leisure contribute? Journal of Rehabilitation, 70(3), 5-12.

Livengood, J. S., & Stodolska, M. (2004). The effect of discrimination and constraints negotiation on leisure behavior of American Muslims in the post-September 11 America. Journal of Rehabilitation, 36(2), 183-208.

Mannell, R. G., & Kleiber, D. A. (1997). A social psychology of leisure. State College, PA: Venture.

Munson, W. W. (1993). Perceived freedom in leisure and career salience in adolescence.

Journal of Leisure Research, 25(3), 305-314.

Ragheb, M. G. (1980). Interrelationships among leisure participation, leisure satisfaction andleisure attitudes. Journal of Leisure Research, 12, 138-149.

Ragheb, M.G., & Beard, J.G.. (1982). Measuring leisure attitude. Journal of Leisure Research, 14, 155-167.

Raymore, L., Godbey, G. C., Crawford, D. W., & Eye, A. (1993). Nature and process of leisure constraints: An empirical test. Leisure Sciences, 15, 99-113.

Swinton, A. T., Freeman, P. A., Zabriskie, R. B., & Fields, P. J. (2008). Nonresident fathers' family leisure patterns during parenting time with their children. Fathering:

A Journal of Theory, Research, & Practice about Men as Fathers, 6(3), 205-225.

(18)

The Correlation among Perceived Freedom in Leisure Sports, Leisure

Constraint, and Leisure Sports Participation of University Students

Lu-Sheng Chen

^*

Physical Education Offce, Yuan Ze University

Abstract

This study aims to investigate the correlation among perceived freedom in leisure sports, Leisure constraints, and leisure sports participation of university students. Convenience sampling was conducted within the population of undergraduate college students in Taoyuan region. 496 returned samples were statistically analyzed using SPSS 15.0 for exploratory factor analysis, descriptive statistics, and Pearson Product-moment Correlation analysis and using Amos 7.0 for Structural Equation Modeling (SME) statistical analysis. The results were as follows: (a). Perceived

10 freedom in leisure sports positively influenced leisure sports participation of university students. (b). Leisure constraints have some positive impact on leisure sports participation of university students. (c).

Perceived freedom in leisure sports and leisure constraints showed significant positive correlation.

Key words: Leisure sports, Leisure satisfaction, Leisure participation, Leisure constraint.

* Corresponding author: Lu-Sheng Chen; Physical Education Office, Yuan Ze University;

E-mail: lu6226@saturn.yzu.edu.tw

大學生休閒覺知自由、休閒阻礙和 休閒參與之關係