本節主要在探討不同背景變項之自行車休閒參與者在偏差行為上的差異，採 獨立樣本 t 檢定及單因子變異數分析之差異情形，當不同背景變項與各構面達顯 著差異時，則採Scheffe’s 事後比較法進一步分析。然吳明隆 (2007) 認為各組在 差異比較時，樣本數應達 30 人以上較為理想，因此，背景變項的組別中，樣本 數若未達 30 人則予以併組進行分析討論。以下就各個不同背景變項逐一介紹。
一、不同性別的自行車休閒參與者在偏差行為上的差異情況
本部份以 t 檢定來探討不同性別的自行車休閒參與者在偏差行為上得差異情 形，研究統計分析結果如表 4-11 所示：
表 4-11 不同性別的參與者偏差行為之 t 檢定摘要表 (n=417)
層面 性別 人數 單題
平均數
單題
標準差 t 值 不良騎乘習慣 男 246 1.58 .60
-1.62
女 171 1.48 .64
正向基本需知 男 246 2.76 1.09 -3.98 女 171 3.15 .91
一般交通違規 男 246 2.22 .72
-1.70
女 171 2.10 .69整體 男 246 2.19 .57 -1.09 女 171 2.24 .49
由表 4-11 得知，在不良騎乘習慣 (t = 1.62 , p > .05)、正向基本需知 (t = -3.98 , p > .05)、一般交通違規 (t = 1.70 , p > .05)與偏差行為整體 (t = -1.09 , p > .05)，
不同性別的自行車休閒參與者，在偏差行為中各個層面及整體上得分均未達顯著 差異。
二、不同年齡的自行車休閒參與者在偏差行為上的差異情況
本部份以單因子變異數分析來探討不同年齡的自行車休閒參與者在偏差行 為上的差異情形，研究統計分析結果如表 4-12 所示。
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「41 至 50 歲」、「50 歲以上」參與者。
(二)「正向基本需知」層面：
不同年齡的自行車休閒參與者，「16 至 20 歲」參與者平均得分顯著高於
「31 至 40 歲」、「41 至 50 歲」、「50 歲以上」參與者。
(三)「一般交通違規」層面：
不同年齡的自行車休閒參與者，「16 至 20 歲」、「21 至 30 歲」、「31 至 40 歲」參與者平均得分顯著均高於「50 歲以上」參與者。
(四) 整體：
不同年齡的自行車休閒參與者在偏差行為上，「16 至 20 歲」參與者平均 得分顯著高於「31 至 40 歲」、「41 至 50 歲」、「50 歲以上」參與者；「21 至 30 歲」參與者平均得分顯著高於「41 至 50 歲」、「50 歲以上」參與者；「31 至 40 歲」參與者平均得分顯著高於「50 歲以上」參與者。
三、每週不同騎乘次數的自行車休閒參與者在偏差行為上的差異情況
本部份以單因子變異數分析來探討每週不同騎乘次數的自行車休閒參與者 在偏差行為上的差異情形，因為「8 次 (含) 以上」的人數未滿 30 人，因此併入
「3 至 7 次」組，分為「2 次 (含) 以下」和「3 次以上」兩組，研究統計分析結 果如表 4-13 所示。
表 4-13 不同騎乘次數的參與者偏差行為之變異數分析摘要表 (n=417) 層面 每週騎乘次數 人數 單題
平均數
單題
標準差 F 值 不良騎乘習慣 (1)2 次 (含) 以下 245 1.52 .59 .31
(2)3 次以上 172 1.56 .66
正向基本需知 (1)2 次 (含) 以下 245 2.90 .95 .19 (2)3 次以上 172 2.95 1.14
一般交通違規 (1)2 次 (含) 以下 245 2.17 .68 .00 (2)3 次以上 172 2.17 .75
整體性 (1)2 次 (含) 以下 245 2.20 .49 .24 (2)3 次以上 172 2.23 .61
由表 4-13 得知，在不良騎乘習慣 (F = .31 , p > .05)、正向基本需知 (F = .19 , p > .05)、一般交通違規 (F = .00 , p > .05)和偏差行為整體性 (F = .24 , p > .05)，
都顯示每週不同騎乘次數對偏差行為各構面及整體上均未達顯著差異。
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四、不同婚姻狀況的自行車休閒參與者在偏差行為上的差異情況
本部份以 t 檢定來探討不同婚姻狀況的自行車休閒參與者在偏差行為上的差 異情形，本研究統計分析結果如表 4-14 所示。
表 4-14 不同婚姻狀況的參與者偏差行為之 t 考驗摘要表 (n=417) 層面 婚姻狀況 人數 單題
平均數
單題
標準差 t 值 差異結果 不良騎乘習慣 已婚 249 1.45 .57 -3.44* 未婚>已婚
未婚 168 1.66 .66
正向基本需知 已婚 249 2.75 .99 -4.11* 未婚>已婚 未婚 168 3.17 1.04
一般交通違規 已婚 249 2.09 .68 -2.99* 未婚>已婚 未婚 168 2.30 .74
整體 已婚 249 2.09 .51 -5.33* 未婚>已婚 未婚 168 2.38 .55
*p<.05
由表 4-14 得知，在不良騎乘習慣 (t = -3.44 , p < .05)、正向基本需知 (t = -4.11 , p < .05)、一般交通違規 (t = -2.99 , p < .05) 與偏差行為整體 (t = -5.33 , p
< .05)，各構面及偏差行為整體在自行車休閒參與者不同婚姻狀況得分上均達顯 著差異。由平均得分比較得知，各構面及整體上「未婚」的平均得分顯著高於
「已婚」，表示「未婚」的偏差行為高於「已婚」。
五、不同教育程度的自行車休閒參與者在偏差行為上的差異情況
本部份以單因子變異數分析來探討不同教育程度的自行車休閒參與者在偏 差行為上的差異情形，因為「國小」、「國中」的人數未滿 30 人，因此併入「高 中 (職)」組，分為「高中 (職) 以下」、「大學 (專)」、「碩士 (含) 以上」三組，
研究統計分析結果如表 4-15 所示。
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表 4-15 不同教育程度的參與者偏差行為之變異數分析摘要表 (n=417) 層面 不同教育程度 人數 單題
平均數
單題
標準差 F 值 不良騎乘習慣 (1)高中 (職) 以下 101 1.47 .58 .95
(2)大學 (專) 209 1.57 .63 (3)碩士 (含) 以上 107 1.55 .62
正向基本需知 (1)高中 (職) 以下 101 3.12 1.17 2.43 (2)大學 (專) 209 2.88 .97
(3)碩士 (含) 以上 107 2.83 1.01
一般交通違規 (1)高中 (職) 以下 101 2.16 .83 .42 (2)大學 (專) 209 2.15 .65
(3)碩士 (含) 以上 107 2.22 .71
整體性
(1)高中 (職) 以下 101 2.25 .62 .31 (2)大學 (專) 209 2.19 .51
(3)碩士 (含) 以上 107 2.20 .51
由表 4-15 得知，在不良騎乘習慣 (F = .95 , p > .05)、正向基本需知 (F = 2.43 , p > .05)、一般交通違規 (F =.42 , p > .05) 與偏差行為整體 (F =.31 , p > .05)，不 同教育程度的自行車休閒參與者，在偏差行為中各個層面與整體上得分均未達顯 著差異。
六、不同收入的自行車休閒參與者在偏差行為上的差異情況
本部份以單因子變異數分析來探討不同收入的自行車休閒參與者在偏差行 為上的差異情形，因為「80,001 元以上」的人數未滿 30 人，因此併入「60,001 元至 80,000 元」組，分為「20,000 元以下」、「20,001 元至 40,000 元」、「40,001 元至 60,000 元」、「60,001 元至 80,000 元以上」四組，研究統計分析結果如表 4-16 所示。
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表 4-16 不同收入的參與者偏差行為之變異數分析摘要表 (n=417)
層面 不同收入 人數 單題
平均數
單題
標準差 F 值 事後 比較 不良騎乘
習慣
(1)20,000 元以下 86 1.62 .65 .85 --
(2)20,001 元至 40,000 元 97 1.48 .62 (3)40,001 元至 60,000 元 147 1.53 .61 (4)60,001 元至 80,000 元以上 87 1.53 .59
正向基本 需知
(1)20,000 元以下 86 3.40 1.13 10.01* 1>2
1>3 1>4
(2)20,001 元至 40,000 元 97 2.78 1.03 (3)40,001 元至 60,000 元 147 2.92 .89 (4)60,001 元至 80,000 元以上 87 2.61 .99
一般交通 違規
(1)20,000 元以下 86 2.24 .83 .41 --
(2)20,001 元至 40,000 元 97 2.12 .69 (3)40,001 元至 60,000 元 147 2.16 .66 (4)60,001 元至 80,000 元以上 87 2.17 .69
整體性
(1)20,000 元以下 86 2.42 .59 6.49* 1>2
1>3 1>4
(2)20,001 元至 40,000 元 97 2.13 .53 (3)40,001 元至 60,000 元 147 2.20 .48 (4)60,001 元至 80,000 元以上 87 2.10 .55
*p<.05
由表 4-16 得知，不良騎乘習慣 (F = .85 , p > .05)、一般交通違規 (F = .41 , p
> .05)的得分未達顯著差異；而正向基本需知 (F = 10.01 , p < .05) 與整體性 (F
=6.49 , p < .05) 不同收入在這些構面及整體上有顯著的差異存在。F 值達到顯著 水準，隨即採Scheffe’s 事後比較法進一步分析，所得結果如下：
(一)「正向基本需知」層面：
不同收入的自行車休閒參與者，「20,000 元以下」參與者平均得分顯著高於
「20,001 元至 40,000 元」、「40,001 元至 60,000 元」、「60,001 元至 80,000 元以 上」參與者。
(二)整體：
不同收入的自行車休閒參與者，「20,000 元以下」參與者平均得分顯著高於
「20,001 元至 40,000 元」、「40,001 元至 60,000 元」、「60,001 元至 80,000 元以
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上」參與者。
七、綜合討論
本研究透過獨立樣本 t 檢定與單因子變異數分析，瞭解不同變項的受試者在 自我控制與各構面的差異情形，整理結果如表 4-17 所示：
表4-17背景變項與偏差行為之差異摘要表 (n=417)
構 面
背 景
變 項 性別 年齡 騎乘 次數
婚姻 狀況
教育
程度 月收入
不良騎乘習慣 * *
正向基本需知 * * *
一般交通違規 * *
整體 * * *
*p<.05
由表 4-17 中可知：
(一) 不同性別的自行車休閒參與者對於偏差行為無顯著差異
本研究結果顯示，男性的自行車休閒參與者在偏差行為各構面上，跟女性 參與者並無顯著差異，與田秀蘭 (2005) 研究發現男生在各項違犯行為及其他 負向的相關因素上均高於女生；林淑芬、林衢良、李志峰 (2007) 研究發現在 偏差行為部份，男性在一般行為及違規犯過行為顯著高於女性；王建興、古雯 婷、方怡潔 (2013) 研究發現在運動偏差行為認知的比較差異上，男生在受傷 參賽、違規欺騙、外力影響的情形皆高於女生和吳啟安、譚子文 (2013) 研究 發現不同性別的青少年在偏差行為上有顯著差異，且男性從事偏差行為頻率高 於女性；Dodge,Greenberg ,& Malone (2008) 及 Sprott (2004) 研究發現男生比 女生較容易出現偏差行為；陳慧如 (2004) 研究發現性別與偏差行為呈現負相 關，即女性發生偏差行為的頻率高於男性有所不符，可能上述學者研究對象非 屬於休閒運動及單一休閒運動參與者，研究者推論男、女性的自行車休閒參與 者對偏差行為都抱持正向的，因此性別在偏差行為的背景變項上無顯著差異，
假設：2-1 不同性別的自行車休閒參與者在偏差行為上有顯著差異不成立。
(二) 不同年齡的自行車休閒參與者對於偏差行為有顯著差異
本研究結果顯示，不同年齡的自行車休閒參與者在偏差行為上有顯著差異，
陳慧如 (2004) 研究發現青少年的年級越高，則其從事偏差行為的頻率越多和 譚子文、范書菁 (2010) 研究發現年齡較大、男生比女生更容易發生外向性偏 差行為的結果相符。因此，不同年齡層的參與者在偏差行為上是有所不同的。
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假設 2-2 不同年齡的自行車休閒參與者在偏差行為上有顯著差異成立。
(三) 每週不同騎乘次數的自行車休閒參與者對於偏差行為無顯著差異
本研究結果顯示，每週不同騎乘次數的參與者在偏差行為上無顯著差異結 果，與吳敬恩 (2013) 研究發現運動參與越頻繁者，偏差行為則會較多不符。
因目前國內外學者尚未針對自行車休閒單一運動進行偏差行為之研究，因此，
研究者推測，參與者無論騎乘頻率多寡，其本身的偏差行為已成自然習慣，將 不會因為每週騎乘次數多寡而產生影響。假設 2-5 每週不同騎乘次數的自行車 休閒參與者在偏差行為上有顯著差異不成立。
(四) 不同婚姻狀況的自行車休閒參與者對於偏差行為有顯著差異
本研究結果顯示，不同婚姻狀況的參與者在偏差行為各構面均有顯著差異，
由平均數比較得知，「未婚」的平均得分顯著高於「已婚」，表示在各構面上「未 婚」的參與者之偏差行為均高於「已婚」參與者，研究者推論未婚的自行車參 與者可能因為仍屬於單身，因此尚無婚姻的約束，因此偏差行為可能較高。假 設 2-3：不同婚姻狀況的自行車休閒參與者在偏差行為上有顯著差異成立。
(五) 不同教育程度的自行車休閒參與者對於偏差行為無顯著差異
本研究結果顯示，不同教育程度的自行車休閒參與者對於偏差行為各構面 無明顯差異，與陳康怡 (2012) 研究發現不符，其研究指出教育程度較低的隱 蔽青年較多進行偏差行為，而教育程度較高者較多進行網上違法行為。可能主 要針對隱蔽青年為研究對象，與本研究主要為自行車休閒參與者為對象完全不
本研究結果顯示，不同教育程度的自行車休閒參與者對於偏差行為各構面 無明顯差異，與陳康怡 (2012) 研究發現不符，其研究指出教育程度較低的隱 蔽青年較多進行偏差行為，而教育程度較高者較多進行網上違法行為。可能主 要針對隱蔽青年為研究對象，與本研究主要為自行車休閒參與者為對象完全不