本研究對於中介效果的檢定採用Baron and Kenny(1986)所提供的檢定方 法，當進行中介效果的驗證，必頇滿足以下條件：
條件1：自變項對中介變項具有顯著的預測效果。
條件2：自變項對依變項具有顯著的預測效果。
條件3：中介變項對依變項具有顯著的預測效果。
條件4：當以上三個條件皆符合後，同時將自變項與中介變項加入迴歸模型中，
來預測依變項。此時，中介變項應具有顯著的預測效果，但自變項的預 測效果會顯著下降或變得完全不顯著，表示此變數具有部份中介效果或 完全中介效果。
一、環境知覺與休閒動機之迴歸分析
環境知覺與休閒動機之迴歸分析結果如表4-5-1所示，將自變項納入迴歸分 析模型內，分析在控制人口變項的情況下，自行車道使用者環境知覺程度四個構 面對休閒動機的影響。研究結果顯示「休閒動機」中的社交性對於「環境知覺」
的認知、情感有顯著正向預測力；智力性對於「環境知覺」的認知、情感及釋義 有顯著正向預測力；刺激-逃避性對於「環境知覺」的情感及釋義有顯著正向預 測力；勝任-熟練性對於「環境知覺」的情感及釋義有顯著正向預測力。整體迴 歸模型的可解釋變異量依序為（△R2）28％、29％、25％及18％，顯式其對依變 數有顯著之解釋能力（F）依序為24.82，p＜.01、26.05，p＜.01、21.05，p＜.01、
13.83，p＜.01。結果得知，自變項「環境知覺」對中介變項「休閒動機」呈現顯 著正相關，也尌是說自變項會影響中介變項，因此條件一：自變項對中介變項具 有顯著的預測效果成立。
表 4-5-1 環境知覺與休閒動機之迴歸分析
研究變項 社交性 智力性 刺激-逃避性 勝任-熟練性
β β β β
環境知覺
認知 .14* .23** .04 .08
情感 .39** .26** .35** .20*
釋義 .10 .20* .20* .23*
評價 .04 .05 -.03 .02
△R2 (.28**) (.29**) (.25**) (.18**)
△R2 .28** .29** .25** .18**
誤差 3.62 2.31 2.29 1.91
df1 4 4 4 4
df2 256 256 256 256
F 值 24.82** 26.05** 21.05** 13.83**
*p＜.05、**p＜.01
二、環境知覺對休閒行為之迴歸分析
環境知覺與休閒行為之迴歸分析結果如表 4-5-2 所示，將自變項納入迴歸分 析模型內，分析在控制人口變項的情況下，自行車道使用者環境知覺程度四個構 面對休閒行為的影響。研究結果顯示「休閒行為」中的個人因素對於「環境知覺」
中的認知有顯著之解釋能力；「休閒行為」中的環境因素對於「環境知覺」中的 認知、情感及釋義有顯著之解釋能力。對於整體迴歸模型的可解釋變異量（△R2） 依序為.09％與.16％，顯式其對依變數有顯著之解釋能力（F）依序為 6.68，p
＜.01、12.59。結果得知，自變項「環境知覺」對依變項「休閒行為」呈現顯著 正相關，也尌是說自變項會影響依變項，因此條件二：自變項對依變項具有顯著 的預測效果成立。
表 4-5-2 環境知覺對休閒行為之迴歸分析
研究變項 個人因素 環境因素
β β
環境知覺
認知 .18* .14*
情感 .10 .19*
釋義 .13 .20*
評價 -.04 -.03
△R2 (.09**) (.16**)
△R2 .09** .16**
誤差 3.05 1.83
df1 4 4
df2 256 256
F 值 6.68** 12.59
*p＜.05、**p＜.01
三、休閒動機對休閒行為之迴歸分析
休閒動機與休閒行為之迴歸分析結果如表 4-5-3 所示，將自變項納入迴歸分 析模型內，分析在控制人口變項的情況下，自行車道使用者休閒行為程度二個構 面對休閒動機的影響。研究結果顯示「休閒行為」中的個人因素對於「休閒動機」
中的智力性、刺激-逃避性及勝任-熟練性有顯著之解釋能力；「休閒行為」中的 環境因素對於「休閒動機」中的刺激-逃避性有顯著之解釋能力。整體迴歸模型 的可解釋變異量（R2）依序為 20％及 26％，顯式其對依變數有顯著之解釋能力
（F）依序為 16.40，p＜.01、22.43，p＜.01。結果得知，中介變項「休閒動機」
對依變項「休閒行為」呈現顯著正相關，也尌是說中介項會影響依變項，因此條 件三：中介變項對依變項具有顯著的預測效果成立。
表 4-5-3 休閒動機對休閒行為之迴歸分析
研究變項 個人因素 環境因素
β β
休閒動機
社交性 -.09 .09 智力性 .27** .16 刺激-逃避性 .17* .24*
勝任-熟練性 .15* .10
△R2 (.20**) (.26**)
△R2 .20** .26**
誤差 2.86 1.72
df1 4 4
df2 256 256
F 值 16.40** 22.43**
*p＜.05、**p＜.01
四、環境知覺與休閒動機對休閒行為之迴歸分析
當上述條件均成立時，則可宣稱具有中介效果。若自變項對依變項效果為 0，則為完全中介；若自變項對依變項的效果下降，但仍具顯著性，則為部份中 介。以下將依此方法，進行「休閒動機」中介效果分析。
如表 4-5-4 可知，以個人因素而言，在 M1 中環境知覺具有顯著預測效果（△R2
＝.09 p＜.05），M2 中休閒動機具有顯著預測效果（△R2＝.20 p＜.01）。但同時 考量兩者時，M3 中的休閒動機具顯著效果（△R2＝.12 p＜.01）。此結果顯示休 閒動機對環境知覺具中介效果。
以環境因素而言，在 M1 中環境知覺具有顯著預測效果（△R2＝.16 p＜.01）， M2 中休閒動機具有顯著預測效果（△R2＝.26 p＜.01）。但同時考量兩者時，M3 中的休閒動機具顯著效果（△R2＝.12 p＜.01）。此結果顯示休閒動機對環境知覺 具中介效果。綜合上述結果，休閒動機對個人因素具中介效果；對於環境因素具 有中介效果。如同 Kolter(2003)所指，動機是促使參與者產生行動的一種需求，
且休閒動機更是人們參與休閒行為在心理層面及社會層面的重要因素（謝清秀，
2004）。本研究以新竹市十七公里自行車道使用者參與自行車活動行為得知，參 與者會因環境知覺感受的轉變進而影響參與者對於自行車活動的動機強弱，自行 車活動參與者對於環境知覺感受的好壞也會影響到休閒參與（張靜芬，2007、賴 允荃，2009）。因此，本研究之 H3：休閒動機對環境知覺與休閒行為的關係具有 中介作用成立。
表 4-5-4 環境知覺與休閒動機對休閒行為之迴歸分析
研究變項 個人因素β 環境因素β
M1 M2 M3 M1 M2 M3 環境知覺
認知 .18* .12 .14* .09
情感 .10 -.01 .19* .04
釋義 .13 .03 .20* .10
評價 -.04 -.05 -.03 -.03
△R2 (.09*) (.01) (.16**) (.02) 休閒動機
社交性 -.09 -.10 .09 .07
智力性 .27** .23* .16 .10
刺激-逃避性 .17* .18* .24** .23*
勝任-熟練性 .15* .15* .11 .09
△R2 (.20**) (.12**) (.26**) (.12**)
△R2 .09* 0.20** .21 .16** .26** .28**
誤差 3.05 2.86 2.85 1.83 1.72 1.71
df1 4 4 8 4 4 8
df2 256 256 252 256 256 252 F 值 6.67** 16.40 8.76** 12.59** 22.43** 12.33**
*p＜.05、**p＜.01
第伍章 結論與建議
本研究以2010年11月至2011年2月於新竹市17公里海岸線自行車道使用者為 研究對象，旨在探討：（一）探討自行車道使用者不同背景變項、參與情形對環 境知覺、休閒行為與休閒動機之差異情形。（二）探討自行車道使用者環境知覺、
休閒行為與休閒動機三者相關的狀況。（三）瞭解自行車道使用者休閒動機對於 環境知覺與休閒行為兩者之間的關係是否會產生中介作用。以自編之「自行車道 使用者環境知覺與休閒行為之研究-以休閒動機為中介變項之調查問卷」為工 具，針對新竹市17公里海岸線自行車道使用者為研究對象進行問卷調查。回收問 卷後，經篩選、資料處理、結果分析討論後，彙整以下結果與建議。