本節以 Pearson 積差相關分析探討態度、主觀規範、知覺行為控 制等信念架構中的解構因素之間的相關性，並以計畫行為理論的各變 項(態度、主觀規範、知覺行為控制)為預測變項，以行為意圖為效標 變項，進行多元迴歸分析，以瞭解各預測變項與行為之間的關係。
一、理論架構各變項與其構成信念乘積之相關分析
（一）工具性信念及情感性信念與態度間的相關
為瞭解態度結構中的解構因素(工具性信念與情感性信念)對 於自行車運動參與者態度的相關性，根據計畫行為理論的觀點，
態度可由個人採取自行車行為可能產生的行為信念與對該結果評 價的交乘積和來表示，因此本研究以皮爾森積差相關進行工具性 信念及情感性信念交乘積和與態度來分析，結果如表 4-29 所示：
工具性信念與態度的相關為（r= .485，p＜.05）成中度正相關，
達顯著水準，此研究結果與過去研究(張千培、鄭志富，2009；
Yap & Sabaruddin, 2008)結果相符。表示工具性信念的得分越高，
參與者對於自行車運動的印象越好；情感性信念與態度的相關為
（r= .506，p＜.05）成中度正相關，達顯著水準，此研究結果與 過去研究(張志銘、賴永僚，2007；Karvinen et al., 2007)結果相符。
表示情感性信念得分越高，參與者對於騎乘自行車可讓人紓解壓 力、心情愉快和有成就感的感受越高。因此在態度結構信念的解 構因素中，以情感性信念對於參與自行車運動的「態度」相關性 最高，其次為工具性信念，兩者都呈現正相關，故本研究假設一 成立。另根據表 4-30 中得知，從標準化迴歸係數來看，迴歸模式 中「工具性信念」與「情感性信念」二個前置變項的β值分別
為 .20、 .33，其值均為正數，迴歸係數顯著性考驗 t 值分別為 2.70（p＜.05）、4.36（p＜.05）。因此可知，「工具性信念」與「情 感性信念」對態度有正向的影響，解釋力為 26%，以「工具性信 念」的影響最大，其次是「情感性信念」。
（二）主群體及次群體與主觀規範間的相關
為瞭解主觀規範結構中的解構因素(主群體與次群體)對於自 行車運動參與者主觀規範的相關性，根據計畫行為理論的觀點，
主觀規範可由個人對重要他人與團體的規範信念與依從他人或團 體動機的交乘積和來表示，因此本研究以皮爾森積差相關進行主 群體及次群體交乘積和與主觀規範來分析，結果如表 4-29 所示：
主群體與主觀規範的相關為（r= .380，p＜.05）成低度正相關，
達顯著水準，此研究結果與過去研究(林秋慧，2008；張志銘、賴 永僚，2007；Downs et al., 2006)結果相符。表示在主群體的得分 越高，重要他人對於影響參與者騎乘自行車運動的可能性越高。
次群體與主觀規範的相關為（r= .374，p＜.05）成低度正相關，
達顯著水準，此研究結果與過去研究(張鐸瀚、蔡翰忠，2009；
Wayne & Todd, 2009)結果相符。表示在次群體的得分越高，重要 團體對於影響參與者騎乘自行車運動的可能性越高。因此在主觀 規範結構信念的解構因素中，以主群體對於參與自行車運動的「主 觀規範」相關性最高，其次為次群體，兩者都呈現正相關，故本 研究假設二成立。另根據表 4-31 中得知，從標準化迴歸係數來看，
迴歸模式中「主群體」、「次群體」二個前置變項的β值分別 為 .22、 .18，其值均為正數，迴歸係數顯著性考驗 t 值分別為 2.72（p=＜.05）、2.31（p=＜.05）。因此可知，「主群體」、「次群 體」對主觀規範有正向的影響，解釋力為 15%，以「主群體」的
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影響最大，其次是「次群體」。
（三）自我效能及便利狀態與知覺行為控制間的相關
為瞭解知覺行為控制結構中的解構因素(自我效能與便利狀 態)對於自行車運動參與者知覺行為控制的相關性，根據計畫行為 理論的觀點，知覺行為控制是指個人認為從事自行車運動所需要 的能力、資源與機會的控制信念與覺得自己是否能掌握知覺強度 的交乘積和來表示，因此本研究以皮爾森積差相關進行自我效能 及便利狀態交乘積和與知覺行為控制來分析，結果如表 4-29 所示
：自我效能與知覺行為控制的相關為（r= .327，p＜.05）成低度 正相關，達顯著水準，此研究結果與過去研究(張鐸瀚、蔡翰忠，
2009；Karvinen et al., 2007) 結果相符。表示自我效能的得分越高，
個人對參與自行車運動的能力與表現程度越好。便利狀態與知覺 行為控制的相關為（r= .306，p＜.05）成低度正相關，達顯著水 準，此研究結果與過去研究(呂宛蓁、鄭志富，2008；李柏慧、劉 淑燕，2005；張千培、鄭志富，2009； Guinn et al., 2007) 結果 相符。表示便利狀態得分越高，個人對於參與自行車休閒運動時 會增強或抑制行為的因素影響阻礙較小。因此在知覺行為控制結 構信念的解構因素中，以自我效能對於參與自行車運動的「知覺 行為控制」相關性最高，其次為便利狀態，兩者都呈現正相關，
故本研究假設三成立。另根據表 4-32 中得知，從標準化迴歸係數 來看，迴歸模式中「自我效能」、「便利狀態」二個前置變項的β 值分別為.021、.009，其值均為正數，迴歸係數顯著性考驗 t 值分 別為 3.02（p＜.05）、1.72（p＞.05）。因此可知，「自我效能」對 知覺行為控制有正向的影響，解釋力為 10%，以「自我效能」的 影響最大，其次是「便利狀態」。
根據上述研究結果顯示，各構面的解構因素對其構面都呈現 正相關，如「工具性信念」、「情感性信念」對態度顯著正相關；「主 群體」、「次群體」對主觀規範有顯著正相關，「自我效能」、「便利 狀態」對於知覺行為控制有顯著正相關。從研究結果可以得知當 一個人認為自行車運動對本身有健康因素的促進，且在心情層面 上有所提昇幫助，則參與者對此行為態度會更為正向喜愛；當一 個人身邊的親朋好友、車隊或推廣活動的支持與反對，加上自己 願意依從他人或團體的意見，重要他人與團體對於參與者本身就 具有一定的影響程度；當參與者認為某些考量因素或資源條件會 影響其參與自行車運動，如自己能夠順利掌控這些因素，本身會 覺得參與自行車運動會更得心易手，所以當解構因素的正向分數 愈高，在態度、主觀規範、知覺行為控制等構面上的正向分數也 愈高。
表 4-29 態度、主觀規範及知覺行為控制解構相關因素分析表 變項名稱 工具性 情感性 主群體 次群體 自我效能 便利狀態 態度 .48* .50*
主觀規範 .38* .37*
知覺行為控制 .32* .30*
*p< .05
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表 4-30 工具性信念與情感性信念對態度的迴歸分析表 預測變項 B 標 準
誤 Beta（β） t 值 其他說明 常數 16.23 .54 29.65* R=.51
R 帄方=.26
調整後的 R 帄方=.26 F 檢定=75.08**
工具性信念 .03 .01 .20 2.70*
情感性信念 .06 .01 .33 4.36*
（N＝411） *p＜ .05
表 4-31 主群體與次群體對主觀規範的迴歸分析表 預測變項 B 標 準
誤 Beta（β） t 值 其他說明
常數 6.07 .29 20.42* R=.39
R 帄方=.15
調整後的 R 帄方=.15 F 檢定=37.60*
主群體 .02 .00 .22 2.72*
次群體 .03 .01 .18 2.31*
（N＝411） *p＜ .05
表 4-32 自我效能與便利條件對知覺行為控制的迴歸分析表 預測變項 B 標 準
誤 Beta（β） t 值 其他說明
常數 7.52 .23 31.88* R=.33
R 帄方=.11
調整後的 R 帄方=.10 F 檢定=26.11*
自我效能 .02 .00 .22 3.02*
便利狀態 .00 .00 .12 1.72
（N＝411） *p＜ .05
二、態度、主觀規範與知覺行為控制對行為意圖預測情形
本研究利用多元迴歸分析，來探討參與者的態度、主觀規範與 知覺行為控制對參與自行車運動行為意圖的預測情形。如表 4-33 所 示，將態度、主觀規範、知覺行為控制放入多元迴歸分析中瞭解對 參與自行車運動行為意圖的預測能力。結果顯示，三項自變項與行
為意圖的多元相關係數為 .42，F=30.16（p< .05），其解釋變異量 R2
＝.18，其有效解釋變異量增加至 18%的變異量。其中態度的β值下 降為.16（t＝3.32，p< .05）、主觀規範的β值下降為 - .03（t＝- .61，
p＞ .05）
、知覺行為控制的β值＝ .36（t＝7.66，p< .05）。迴歸模式 之 DW 值為 1.89 接近 2，表此模式的殘差項無一階自我相關存在。在三個自變項中僅有主觀規範未達顯著水準，態度與知覺行為控制 對行為意圖的預測能力皆達顯著水準，其中又以知覺行為控制比態 度在運動意圖上有較高的影響力，故本研究四的假設部分成立，自 行車參與者的「態度」與「知覺行為控制」對行為意圖有正向影響，
而「主觀規範」對行為意圖較不明顯。
表 4-33 態度、主觀規範及知覺行為控制對行為意圖的迴歸分析表 預測變項 B 標準誤 Beta（β） t 值 其他說明
常數 4.62 .95 4.84*
R=.42 R 帄方=.18
調整後的 R 帄方=.17 F 檢定=30.16*
態度 .12 .03 .16 3.32*
主觀規範 -.04 .07 -.03 -.61 知覺行為控制 .62 .08 .36 7.66*
（N＝411） *p＜.05 DW 值 1.896 非標準化迴歸方程式如下：
「行為意圖＝4.62＋.12×態度＋.62×知覺行為控制」
標準化迴歸方程式如下：
「行為意圖＝.16×態度＋.36×知覺行為控制」
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三、綜合討論
在自行車運動參與者的態度、主觀規範及知覺行為控制對行為 意圖的迴歸分析中，顯示出態度及知覺行為控制對行為意圖都有正 向的影響，且具有 18%的解釋力。在行為意圖的影響因素上，以「知 覺行為控制」（β=.36）對意圖影響最大、其次是「態度」（β=.16），
而「主觀規範」（β=-.03）對行為意圖影響較弱且不顯著。此研究 結果與大多研究結果相符(林新龍，2006；季力康、許哲彰，2005；
張千培、鄭志富，2009；詹淑清、俞佩君，2008；Blue et al., 2001；
Downs et al., 2006；Guinn et al., 2007；Gretebeck et al., 2007；
Hausenblas & Downs, 2004；Marttew et al., 2009；Chen, 2009)。黎益 承(2009)對於騎乘自行車的活動意圖研究發現研究對象從事自行車 運動意圖以知覺行為控制的影響力最強，態度次之，主觀規範最弱，
與本研究結果大致相同。比較研究結果可以瞭解到態度與知覺行為 控制是影響參與自行車運動行為意圖的重要因素。其中，以知覺行 為控制的影響層面較顯著，態度次之。而在主觀規範研究結果上有 所不同，可能原因在於黎益承（2009）的研究主要針對同一職場的 醫護人員進行研究，其並不一定有實際參與自行車運動的行為，所 以較容易受到重要他人或團體的規範，影響其參與自行車運動的意 圖，但本研究對象為實際參與自行車運動的參與者，所以自我本身 對於參與自行車運動有一定的看法和影響因素，較不會受到個人或 社會規範的訊息影響，因此在主觀規範上不會影響其行為意圖。
與本研究結果大致相同。比較研究結果可以瞭解到態度與知覺行為 控制是影響參與自行車運動行為意圖的重要因素。其中，以知覺行 為控制的影響層面較顯著，態度次之。而在主觀規範研究結果上有 所不同，可能原因在於黎益承（2009）的研究主要針對同一職場的 醫護人員進行研究，其並不一定有實際參與自行車運動的行為，所 以較容易受到重要他人或團體的規範，影響其參與自行車運動的意 圖，但本研究對象為實際參與自行車運動的參與者，所以自我本身 對於參與自行車運動有一定的看法和影響因素，較不會受到個人或 社會規範的訊息影響，因此在主觀規範上不會影響其行為意圖。