第四章 研究結果與分析
第四節 探討暖化態度與行為意向之關係
本節探討對全球暖化的態度與減緩暖化行為意向之間的關係。由過去調查研究 顯示，學生在對全球暖化的態度與行為意向的表現上有顯著的正相關性(林美如，
2009；林韋如，2009；郭家玲，2010)，而在暖化知識與態度、暖化知識與行為間存 在低度正相關(林美如，2009；林韋如，2009；郭家玲，2010)。故對此三者於 5E 全 球暖化課程教學後對其進步分數關係性進探討，經 Pearson 相關分析後，得知全球 暖化知識與對全球暖化態度其相關係數為.387(表 4-4-1)，全球暖化知識與減緩暖化 行為意向間相關係數為.260(表 4-4-1)，得知暖化相關知識與態度、行為意向彼此間 關係性較小，故以態度與行為意向關係進行以下探討：
一、態度改變程度不同的學生在行為意向表現的差異：
由第一節的平均數考驗中，在全球暖化相關知識、對全球暖化態度與減緩暖化 的行為三部分總分其平均數考驗皆達顯著，為了更了解其結果是否受課程前測影響，
故進行更深入的變項分析。本節分析中研究者將全球暖化態度的後測分數與前測分 數相減，並依進步分數分為百分等級 27 以下、百分等級 27~73 及百分等級 73 以上 三組，探討全球暖化態度進步的分數與減緩暖化行為進步的分數其關係性。
經由 SPSS18.0 統計結果分析，對暖化態度的進步分數與減緩暖化行為的進步分 數通過常態檢定，兩者為相依樣本，來自同一母群，故變異數均質。並由態度與行 為進步分數散布圖(圖 4-2-1)中可看出對暖化的態與減緩暖化的行為之間，隨態度進 度分數愈高，其行為進步分數愈高之趨勢，其解釋率為 0.228，因此存在線性相關，
而兩因素在信賴區間α 為 0.01 的考驗下，其相關係數為 0.468(表 4-2-1)，為顯著中 度正相關。同時由態度分組與行為進步分數間效應項的檢定表(表 4-2-2)得知因兩者 間交互作用的情形，表示斜率相等，顯著性>0.05，未達顯著，則將以行為前測的分 數為共變項，進行 ANCOVA 分析。
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由分析結果表 4-4-3 得知，在信賴區間 α 為 0.05 下，進行以行為前測的總分作 為共變數的 ANCOVA 分析，發現調整後的行為後測總分中，隨態度進步分數的分 組，行為進步分數亦有對增加的趨勢，且其 p 值小於 0.05 皆達顯著，故拒絕虛無假 說，接受假說。而為了瞭解兩組之間達到顯著差異，故進行事後考驗。由事後考驗 得知，態度進步分數高於 9 分者顯著高於態度進步分數未達 1 分者，且態度進步分 數未達 1 分者顯著高於態度進步分數在 1~9 分的同學。另外，在其後測行為分數範 圍上，態度進步分數未達 1 分的學生調整後代表母群的後測行為量表平均數有 95%
的機率落在 117.634~123.039 分之間；而態度進步分數介於 1 分到 9 分者的學生其 調整後代表母群的後測行為平均數有 95%的機率落在 117.943~122.357 分之間；而 態度進步分數高於 9 分的學生調整後代表母群的後測行為量表平均數有 95%的機率 表 4-4-1 態度與行為進步分數相關檢定
Pearson 相關 知識進步 態度進步 行為進步
知識進步 1 .387** .260**
態度進步 .387** 1 .468**
行為進步 .260** .468** 1
**. 在顯著水準為 0.01 時 (雙尾)，相關顯著。
圖 4-4-1 態度與行為進步分數散布圖
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落在 119.564~124.832 分之間。
表 4-4-2 態度分組與行為進步分數間效應項的檢定
變異來源
SS df MS F P
態度分組 32089.913 3 10696.638 179.894 .000 前行為 1189.945 1 1189.945 20.012 .000 態度分組 * 前行為 16.329 2 8.165 .137 .872
誤差 6778.536 114 59.461 總數 1760776.000 120
綜合上述分析，扣除共變項問卷前測所產生的影響，本研究中五年級學生在接 受 5E 全球暖化教學模組後，其對全球暖化的態度，抱持著正向的態度，且其態度 分數與行為意向表現出相關。同時，行為意向亦表現出對地球減緩暖化有正向的實 際行為，兩者間的分析結果皆達顯著，說明本研究者設計的教學模組除能釐清學生 對全球暖化的概念，並對其附學習的態度與行為意向產生影響，以期許學生在學習 後的生活中推已及人，將正向態度影響至周遭的人們的態度與行為。
二、態度與行為進步分數預測情形：
由第二節之研究結果，了解態度與行為進步分數之間具有相關性，且為正相關 表 4-4-3 態度與行為進步分數共變數分析摘要表
變異來源
SS df MS F P E.S
共變數 1287.283 1 1287.283 21.976 .000 0.43 組間 39722.546 3 13240.849 226.044 .000 2.42 組內 6794.865 116 58.576
總數 1760776.0 120
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的結果。若加入知識變項討論，可假設以知識與態度的進步分數來預測行為進步的 分數，故本節就知識、態度與行為進步分數做迴歸分析深入探討。
由統計結果圖 4-4-2 常態 p-p 圖得知，其分布呈現約 45 度直線，故樣本近似常 態分布。同時，由圖 4-4-3 可發現其迴歸標準化後散布圖呈現水平分布，表示樣本 間為均質情形，再由表 4-4-4 迴歸模式摘要表中，得其 DW(Darbin-Watson)值介於 1~4 之間，表示沒有違反自我相關檢定，故可進行迴歸分析。
表 4-4-4 迴歸模式摘要表b
模式 R R 平方 調過後的 R 平方 估計的標準誤 Durbin-Watson 檢定 1 .468a .219 .212 13.91052 1.765
a. 預測變數:(常數), 態度進步 b. 依變數: 行為進步
經過相關係數分析(表 4-4-1)，發現隨著學生對全球暖化的態度進步分數增加時，
其減緩暖化的行為意向成績有上升的情形，兩者相關係數 r 為 0.468，為中度正相關，
而對全球暖化的態度進步分數影響其減緩暖化行為進步分數的百分率為 22.8%。經 過 迴 歸 分 析 ， 得 到 態 度 進 步 分 數 (X) 與 行 為 進 步 分 數 (Y) 的 迴 歸 方 程 式 為 Ŷ=1.052X+16.099。由考驗得知，在顯著水準 α=0.05 的考驗下，迴歸係數(b=1.052)、
圖 4-4-4 迴歸散布圖 圖 4-4-2
迴歸標準化殘差的常態 p-p 圖 圖 4-4-3 迴歸散布圖
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常數(a=16.099)(表 4-4-5)，其 p 值皆小於 0.05，皆達顯著，故方程式成立。若利用 此方程式預測對全球暖化的態度進步分數為 6 分時的減緩暖化行為進步分數約為 22.411 分。
表 4-4-5 迴歸係數表a
模式 未標準化係數 標準化係數
t p
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配
(常數) 16.099 1.670 9.638 .000 態度進步 1.052 .183 .468 5.753 .000
a. 依變數: 行為進步
綜合上述之分析，本研究中的學生接受 5E 全球暖化教學模組前後，其對全球暖 化態度的進步分數與減緩暖化的行為意向進步分數，兩者間有中度正相關性，且可 透過迴歸方程式Ŷ=1.052X+16.099 的分析預測其行為表現的進步分數。
三、態度與行為各構念間之相關情形：
由前述表 4-4-1 得知態度進步得分與行為意向進步得分呈現中度正相關，故深 究其各構念之間相關性，經皮爾森績差相關後得知，多數態度與行為意向構念之間 達顯著正相關，僅有少數構念間有相關存在但未達顯著相關(表 4-4-6)，如：「自然 的平衡」與「說服」兩者、「可能的生態危機」與「生態管理」兩者以及「可能的生 態危機」與「說服」此三部分。而達顯著相關者，其中以「反人類中心」與「消費 行為」兩者相關值最高(r=0.493)，表示學生在「反人類中心」的全球暖化態度表現 越佳，則其在「消費行為」的減緩暖化行為之表現也就越好。
整體而言，本研究中五年級學童接受課程後的全球暖化態度與其減緩暖化行為 意向之間是會互相影響的，亦即學生的全球暖化態度愈佳，則其減緩暖化行為意向 的表現就愈積極正向。
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表 4-4- 6 全球暖化態度與減緩暖化行為各構念間進步分數之相關性 構念
(Pearson 相關)
減緩暖化行為
生態管理 消費行為 說服
全球暖 化態度
限制成長 .300** .415** .278**
反人類中心 .383** .493** .407**
自然界的平衡 .185* .291** .142 免除自然限制 .281** .275** .232* 可能的生態危機 .112 .229* .043
**. 在顯著水準為 0.01 時 (雙尾)，相關顯著。
*. 在顯著水準為 0.05 時 (雙尾)，相關顯著。
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