區分 租賃 明豊（2003）、楊舒雯（2006）、侯良憲（2005）、Chavez （1993）及Hollenhot( 1995) 等學者研究發現，環境設施會造成腳踏車道遊憩知覺差異的研究結論是相同
分具有顯著相關，但「心理因素總分」與「衝突知覺總分」並未具有顯著影響。
表4-40 心理因素與衝突知覺Pearson積差相關分析表
區分 最常
前往之處
腳踏車 最佳地點
車道有 親切感
景觀 美麗
發展現狀及 規劃滿意
心理因素 總分
需注意行車安全
* *
路面不平影響安全
* * * *
沒有充足夜間照明
* *
遊客隨意穿越
*
容易發生擦撞
* * * * *
人車爭道干擾騎乘
*
坡度過大干擾騎乘
*
遊客吵雜干擾騎乘
*
車輛太寬車速太慢
* *
後方超車感不舒服
*
車輛鈴聲煞車驚嚇
*
逆向行駛干擾騎乘
*
野狗追車攻擊行為
* *
衝突知覺總分
*
p＜.05
從皮爾森積差相關進行心理因素問項分析，可以明白的看出其差異性，依照研 究結果分析比較
（一）由心理因素與衝突知覺問項之相關分析中得知，雖然部分問項有差異，但心 理因素總分與衝突知覺總分不具顯著差異。故本研究假設三：「臺北市河濱 腳踏車道參與者心理因素對遊憩衝突有顯著差異」不成立。
（二）此研究與張尹薰（2007）對於生態觀光衝突研究相同。
（三）在心理因素方面，本研究結果以「是休閒最常前往之處」的心理因素與衝突 知覺有相關，與場地依戀關係相仿，此與陳心怡（2004）、楊舒雯（2006）所 研究的結果認為場地依戀與環境知覺無相關得結論不相同。
三、實質環境與心理因素之相關
經.Pearson積差相關分析後發現，實質環境的9個問項與心理因素之5問項，組合 成的45組關係均為正相關(如表4-41)。結果顯示心理因素各問項得分愈高，參與者 對於臺北市河濱腳踏車道之環境、活動、設施及整體環境之得分也會愈高。更發現 參與者在環境上都是以「發展現狀及規劃滿意」相關分數最；在設施上都是以「閒 暇最常前往之處」相關分數為稅高，顯示參與者在環境與設施上，以心理因素而言 是具有顯著相關。
表4-41 實質環境與心理因素衝突知覺Pearson積差相關分析 心理因素
實質環境
閒暇最常 前往之處
腳踏車最 佳地點
車道有 親切感
沿途景 觀美麗
發展現狀及 規劃滿意
心理因素 總分
租賃方便 .229(*) .202(*) .249(*) .244(*) .279(*) .321(*) 搭乘大眾運輸工
具便利 .227(*) .140(*) .236(*) .198(*) .245(*) .281(*) 開車到達很便利 .133(*) .249(*) .214(*) .212(*) .263(*) .282(*) 環境清潔用心 .238(*) .307(*) .364(*) .366(*) .391(*) .442(*) 騎車安全沒有顧
慮 .300(*) .346(*) .379(*) .304(*) .416(*) .461(*) 治安狀況良好 .258(*) .370(*) .489(*) .557(*) .602(*) .604(*) 休息餐飲及數量
滿足需求 .381(*) .254(*) .340(*) .259(*) .305(*) .406(*) 廁所數量足夠 .468(*) .304(*) .352(*) .313(*) .290(*) .458(*) 標示清楚 .492(*) .422(*) .438(*) .337(*) .372(*) .548(*) 環境因素總分 .470(*) .441(*) .520(*) .471(*) .533(*) .646(*)
p＜.05
四、腳踏車道容忍度與衝突知覺之相關
表 4-42 腳踏車道容忍度與衝突知覺之相關係數表（接上頁）
向管理單位建 議，或向相關
媒體投書
默默接受 當作提升 個人修養
咆嘯、謾罵、指責 管理單位，述說內 心情緒不滿，甚至 想破壞現有設施
口頭抱怨 並抵制前
往
容忍度 總分 其 他 騎 乘 者 從
後 方 超 車 而 感 到不舒服
.102(*) -.153(*) 0.046 0.078 -0.026 其 他 車 輛 的 鈴
聲煞車聲驚嚇 0.072 -.130(*) 0.049 .087(*) 0.003 騎 乘 者 逆 向 行
駛干擾騎乘 .082(*) -.104(*) -0.007 0.045 -0.037 干擾係數總分 .089(*) -.148(*) 0.08 0.081 -0.006 p＜.05
從皮爾森積差相關進行心理因素問項分析，可以明白的看出其差異性，依照研 究結果分析比較
（一）由容忍度與衝突知覺問項之相關分析中得知，雖然部分問項有顯著相關，但 容忍度總分與衝突知覺總分不具顯著相關。依本研究數據結果，本研究假設 四：「不同的容忍度與遊憩衝突有顯著相關」不成立。
（二）此與楊萃萍（2003）研究直排輪活動參與者間遊憩衝突容忍度結果不相符。
第五節 遊憩衝突與調適行為之影響
本節為檢驗研究假設五：「遊憩衝突與調適行為有顯著差異」。以Pearson積 差相關分析探討腳踏車道參與者，在實質環境、心理因素及容忍度的影響下所引發 的衝突知覺與對遊憩衝突之間的相關性。
一、遊憩衝突與調適行為之相關
為瞭解在腳踏車道活動所產生衝突知覺與調適行為之相關性，本研究以皮爾森 積差相關進行分析。衝突知覺問項共有13項，除「需注意行車安全」1項與調適行為 無顯著相關外，其餘衝突知覺問項均與調適行為問項具有顯著相關。由表4-43可知 衝突知覺中以「需注意行車安全」之平均值3.55為最高，表示腳踏車道參與者在「需 注意行車安全」這一項最為嚴重，但卻與調適行為為有顯著差異。
表 4-43 腳踏車道衝突知覺與調適行為差異分析表
衝突知覺問項 個數 平均數 標準差 F 檢定
需注意行車安全 581 3.55 0.92 1.10
路面凹凸不平影響騎車安全 581 3.52 0.89 1.82 *
沒有充足的夜間照明設備 581 3.45 1.10 1.35 *
遊客隨意穿越干擾騎乘活動 581 3.48 1.00 2.10 *
容易發生擦撞 581 3.35 1.07 2.09 *
機車、行人、腳踏車爭道干擾騎乘活動 581 3.48 1.07 1.88 *
坡度及路線彎曲過大干擾騎乘 581 3.15 1.08 4.63 *
遊客吵雜喧囂干擾騎乘 581 2.85 1.14 6.31 *
其他車輛太寬或車速太慢阻礙騎乘 581 3.16 1.17 3.42 *
其他騎乘者從後方超車而感到不舒服 581 2.83 1.15 6.07 *
其他車輛的鈴聲煞車聲驚嚇 581 2.8 1.14 7.70 *
騎乘者逆向行駛干擾騎乘 581 3.09 1.15 3.44 *
野狗出沒發生追車、吠叫或攻擊行為 581 2.88 1.27 5.73*
* P＜.05
為了解本研究衝突知覺是否與調適行為有相關，故以衝突知覺各問項與調適行 為各問項進行 Pearson 積差相關分析，如表 4-44 所示。由表中可得知，除「需注意 行車安全」問項外，衝突知覺與調適行為皆呈現正相關。
表 4-44 腳踏車道衝突知覺與調適行為 Pearson 積差相關分析表
衝突知覺 調適行為
總分 調適行為 衝突知覺
總分 需注意行車安全 .045 到人較少的路段從事活動 .097*
路面凹凸不平影響騎車安全 .084* 選擇當日早點來或晚點來活
動 .119*
沒有充足的夜間照明設備 .173* 選擇非假日活動 .258*
機車、行人、腳踏車爭道干
擾騎乘活動 .186* 縮短活動的時間 .269*
遊客隨意穿越干擾騎乘活動 .191* 到河濱腳踏車道以外的腳踏
車道活動 .271*
容易發生擦撞 .205* 改變踏車道的休閒活動型態 .331*
其他車輛太寬或車速太慢阻
礙騎乘 .288* 減少道騎自行車的次數 .353*
騎乘者逆向行駛干擾騎乘 .302* 認為腳踏車已不再吸引我 .443*
坡度及路線彎曲過大干擾騎
乘 .363*
野狗出沒發生追車、吠叫或
攻擊行為 .418*
其他騎乘者從後方超車而感
到不舒服 .427*
遊客吵雜喧囂干擾騎乘 .438*
其他車輛的鈴聲煞車聲驚嚇 .455*
衝突知覺總分 .418* 調適行為總分 .418*
p＜.05
二、環境及心理對遊憩衝突之影響
為瞭解臺北市河濱腳踏車道環境、心理及容忍度衝突知覺的影響，研究將環境 及心理兩個變項對效標變項衝突知覺所建立的迴歸方程式，在迴歸分析裡主要有兩 種迴歸式，分別為「非標準化迴歸式」與「標準化迴歸式」，通常只有在自變數單
位不同以致於不能比較時，才需要將「非標準化迴歸式」轉化成「標準化迴歸式」
的樣貌。一般而言「非標準化迴歸式」為「Y=a+blxl+b2x2」此型式，以表4-45為例，
Y=衝突知覺、常數項(Constant)a=3.014、xl=實質環境、x2=心理因素，非標準化係 數(Unstandardized Coeffients)bl、b2則依序分別為0.59 、-0.08，整個非標準化迴歸 式如下。
非標準化迴歸式：衝突知覺＝3.014十.059實質環境－.008心理因素。
在「非標準化迴歸式」中，可直接輸入受試者對實質環境與心理因素各構面的 平均給分，進而得知參與者對於衝突知覺之評價。
而「標準化迴歸式」則無常數頊，其標準化迴歸式為「Y,=b,lx,l+b,2x,2」且Y,為Y 標準化後之變數、x,l為xl標準化後之變數、x,2為x2標準化後之變數，其他皆依此類 推，且其皆為無名數。以表4-45為例，則標準化迴歸式如下所示。
標準化模式：衝突知覺＝.046實質環境－.006心理因素。
在「標準化迴歸式」中，可以清楚看出各標準化變數之權重關係。但標準化迴 歸係數也有缺點，即模式中的各自變數有相互關係存在時，變動其他自變數，也會 改變標準化迴歸係數的值，且標準化迴歸係數會受到自變數水準不同（如每一變數 觀測值間距）的影響，尤其在自變數水準任意選取時，影響更大，因此可暸解標準 化迴歸係並不一定能充分反應自變數的重要性，只有在自變數間相關程度較低且單 位不同時才會顯現出其效力（劉應興，1997）。
從標準化係數來看，值在實質環境為正值而心理因素為負值，表示實質環境和 心理因素反應在衝突知覺上呈反向。從顯著性來看實質環境因素和心理因素對於衝 突知覺沒有顯著之影響。以衝突知覺和實質環境與心理因素進行迴歸分析後發現，
複相關係數違0.42，解釋變異量為17.6% ， F值為5.13，整體顯著性為.559， D-W 檢定值為1.659。其中「D-W檢定」即為「Durbin-Watson撿定」，用以檢核模式中是 否存在自我相關（autocorrelation），也就是觀察體的獨立性考驗，指各預測變項（自 變數）之樣本觀察值間是否具有某種程度的直線關係，其相關係數不為0。當D-W統 計檢定量的數值範圍介於0-2之間，表示誤差項間的相關為正相關； D-W統計檢定 量的數值範圍介於2-4之間，則表示誤差項間的相關為負相關；而當D-W統計檢定量 的數值範圍剛好等於2時，誤差項間的相關為零相關。且D-W統計量值愈接近2時，
相關係數就愈接近0，殘差項間無自我相關； D-W統計量值愈接近0時，相關係數就 愈接近1，殘差項間愈呈現正向自我相關。此統計量通常用於縱貫性的資料分析，如 時間數列分析；若使用於橫斷性的資料檔，此D-W統計量值的高低則影響不大（吳 明隆， 2007）。
表4-45 環境因素和心理因素對於衝突知覺迴歸分析表 非標準化係數
B 之 估 計 值
標 準 化
迴 歸 係 數 t值 其他說明
(常數) 3.014 14.293*
實質環境平均數 .059 .046 .843
心理因素平均數 -.008 -.006 -.117
複相關係數（R）：0.42 解釋變異數：17.6％
F值：5.13 P值： .559 D-W檢定值：1.659
p＜.05
三、環境、心理及遊憩衝突對調適行為之影響
為瞭解臺北市河濱腳踏車道所有構面對調適行為的影響，研究將環境、心理及 衝突知覺三個變項，對效標變項調適行為所建立的迴歸方程式中，常數項為1.372，
未標準化迴歸係數分別為.271、－.008及.346；標準化迴歸係數分別為.251、－.005 及.408，同表4-46。
未標準化迴歸係數方程式：調適行為＝1.372十.271實質環境－.005心理因素
＋.346衝突知覺。
標準化模式為：調適行為＝.251實質環境－.005心理因素＋.408衝突知覺。
以調適行為和實質環境、心理因素與衝突知覺進行迴歸分析後發現，複相關係
以調適行為和實質環境、心理因素與衝突知覺進行迴歸分析後發現，複相關係