河岸親水空間景觀偏好推估模式之建立

生不同程度的景觀知覺偏好。

第四節 河岸親水空間景觀偏好推估模式之建立

Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數。 .651

Bartlett 球形檢定 近似卡方分配 255.500

自由度 105

顯著性 .000

資料來源：本研究整理

2.共同性

因素萃取過程中，共同性值越高，即表示該因子項目與其他測量項目的共同 性質越多。因此認知因子項目上，以安全感共同性最高 0.776，依序中間的因子 為複雜性 0.578，共同性最差的為趣味感 0.346。

3.因素萃取陡坡圖

這是以幫助決定因素的個數，如果陡坡線開始平緩時，就可以表示已無特殊 因素值得萃取，而陡坡線上升越急速，表示是有特殊因素，因此經由 SPSS 12 檢定，觀察出河岸親水空間有 4 個認知因素構面。

4.解釋變異量

在解釋變異量上，就是多項因子縮減成個數因素時之解釋量，以特徵值設定

=1 為萃取因素的標準，而在初始特徵值表格上大於 1 的有 4 項因素，這 4 個共 同因素分別的解釋變異量為各為因素一 19.923、因素二 16.734、因素三 11.463、

因素四 9.118，合計佔 57.238。

5.轉軸後的成分矩陣

經由轉軸後的因素負荷量，把各因素與因素之間的相關構築起來，以類似的 題目構成某一特定的因素。而因素之名稱可以藉由因素之內容來加以命名。進行 因素分析之認知因子共有 15 個變項，因素分析如（表 4-4-2）所示，透過因素 分析產生 4 個知覺因素構面如下：

(1)因素一命名為「景觀豐富性」：包含了複雜性、混亂的、開闊的、平靜感、

趣味感，共有 5 項知覺因子，解釋量為 19.923%。此因素說明了該河岸親水空間 的景觀知覺之豐富多元。

(2)因素二命名為「景觀管理」：包含了安全感、整潔性、一致性，共有 3 項知覺因子，解釋量為 16.734%。此因素說明了該河岸親水空間的景觀知覺，在 維護與管理方面上之因素。

(3)因素三命名為「景觀自然性」：包含了愉悅感、舒適性、自然性、優美感，

共有 4 項知覺因子，解釋量為 11.463%。此因素說明了該河岸親水空間的景觀知 覺，在自然結構之和諧方面上之因素。

(4)因素四命名為「景觀美感」：包含了獨特的、孰悉度、生動性，共有 3 項知覺因子，解釋量為 9.118%。此因素說明了該河岸親水空間的景觀知覺，在 視覺美感與喜好方面上之因素。

表4-4-2 河岸親水空間認知因子之因素分析表

因素名稱 項目 因素一 因素二 因素三 因素四

複 雜 性 -.716 混 亂 的 .701 開 闊 性 .615 平 靜 感 .576 因素一：

景觀豐富性

趣 味 感 -.539

安 全 感 .860

整 潔 性 .816

因素二：

景觀管理

一 致 性 .800

愉 悅 感 .812

舒 適 性 .734

自 然 性 .594

因素三：

景觀自然性

美 感 .572

獨 特 性 .760

熟 悉 度 .727

因素四：

景觀美感

生 動 性 .719

轉軸後的特徵值 2.304 2.205 2.195 1.882

佔總變異百分比 19.923 16.734 11.463 9.118

累積總解釋變異量 57.238

KMO 值 0.651

Bartlett 球形檢定 255.500 (顯著性=0.000)

（二）河岸親水空間民眾心理物理因子之因素分析 1.因素分析 KMO 與 Bartlett 之檢定

就河岸親水空間民眾的認知度景觀知覺，KMO 值的適切性量數為 0.631，以 此可判定該構面間有是良好的相關關係，並適合進行因素分析，而 Bartlett 球 形檢定近似卡方分配值為 451.109（自由度為 153）顯著性為 0.00，小於 0.05 因此達顯著(P<.05)，代表母群體的相關矩陣間有共同因素存在，適合進行因素 分析。其因子分析結果如（表 4-4-3）。

表4-4-3 河岸親水空間心理物理因素KMO與Bartlett檢定

Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數。 .631

Bartlett 球形檢定 近似卡方分配 451.109

自由度 153

顯著性 .000

資料來源：本研究整理

2.共同性

因素萃取過程中，共同性值越高，即表示該因子項目與其他測量項目的共同 性質越多。因此心裡物理因子項目上，以商業建築的多元色彩共同性最高 0.810，依序中間的因子為景觀家俱形式 0.671，共同性最差的為步道鋪面色彩 豐富多樣 0.452。

3.因素萃取陡坡圖

這是以幫助決定因素的個數，如果陡坡線開始平緩時，就可以表示已無特殊 因素值得萃取，而陡坡線上升越急速，表示是有特殊因素，因此經由 SPSS 12 檢定，觀察出河岸親水空間有 5 個認知因素構面。

4.解釋變異量

在解釋變異量上，就是多項因子縮減成個數因素時之解釋量，以特徵值設定

=1 為萃取因素的標準，而在初始特徵值表格上大於 1 的有 5 項因素，這 5 個共 同因素分別的解釋變異量為各為因素一 20.866、因素二 16.132、因素三 10.220、

因素四 9.247、因素五 7.210，合計佔 63.675。

5.轉軸後的成分矩陣

經由轉軸後的因素負荷量，把各因素與因素之間的相關構築起來，以類似的 題目構成某一特定的因素。而因素之名稱可以藉由因素之內容來加以命名。進行 因素分析之心理物理因子共有 18 個變項，因素分析如（表 4-4-4）所示，透過 因素分析產生 5 個知覺因素構面如下：

(1)因素一命名為「景觀之消費便利」：包含了商業空間的多元色彩、周邊熱 絡的商業行為、安全的避難場所、提供便利穿越河岸的橋樑，共有 4 項知覺因子，

解釋量為 15.523%。此因素說明了該河岸親水空間，透過穿越性的橋樑與河岸兩 邊的溝通與商業行為的多元，在景觀知覺上形成商業熱絡之便利性。

(2)因素二命名為「景觀之植栽生態」：包含了多植栽類型的群落樣式、週遭 良好的氣候環境、色彩和諧的多樣化植栽、河岸天然的生態環境，共有 4 項知覺 因子，解釋量為 15.225%。此因素說明了該河岸親水空間的景觀知覺，在植栽的 群落多樣化、生態環境等等的自然環境因素。

(3)因素三命名為「景觀水景」：包含了生態的河岸護坡、河道寬度的寬敞、

適當的河水深淺、乾淨且透明的河水品質，共有 4 項知覺因子，解釋量為 12.668%。此因素說明了該河岸親水空間的景觀知覺為，河岸之河幅大小、護岸 的生態性、水體等等的規劃與品質方面上之因素。

(4)因素四命名為「景觀設施」：包含了設施良好的維護與管理、色彩和諧的 景觀傢俱、舒適的景觀傢俱形式、空間公共藝術品，共有 4 項知覺因子，解釋量 為 12.416%。此因素說明了該河岸親水空間的景觀知覺，在景觀設施上的形式與 維護方面上之因素。

(5)因素五命名為「景觀步道」：包含了河岸空間寬敞且步道平整、步道鋪面 色彩豐富多樣，共有 2 項知覺因子，解釋量為 7.843%。此因素說明了該河岸親 水空間的景觀知覺，是對於景觀步道寬敞度與材質豐富方面上之因素。

表4-4-4 河岸親水空間心理物理因子之因素分析表

因素名稱 項目 因素一 因素二 因素三 因素四 因素五

商業空間的多元色彩 .888

周邊熱絡的商業空間 .812

安全的避難場所 .798

因素一：

景 觀 之 消 費 便利

提供便利穿越河岸的橋樑 .595

多植栽類型的群落樣式 .849

週遭良好的氣候環境 .820

色彩和諧的多樣化植栽 .696

因素二：

景 觀 之 植 栽 生態

河岸天然的生態環境 .634

生態的河岸護坡 .825

河道寬度的寬敞 .719

適當的河水深淺 .631

因素三：

景觀水景

乾淨且透明的河水品質 .614

設施良好的維護與管理 .791

色彩和諧的景觀傢俱 .715

舒適的景觀傢俱形式 .700

因素四：

景觀設施

空間公共藝術品 .580

河岸空間寬敞且步道平整 .801

因素五：

景觀步道 步道鋪面色彩豐富多樣 .607

轉軸後的特徵值 2.794 2.741 2.280 2.235 1.412

佔總變異百分比 15.523 15.225 12.668 12.416 7.843

累積總解釋變異量 63.675

KMO 值 0.631

Bartlett 球形檢定 451.109 (顯著性=0.000)

二、河岸親水空間景觀偏好推估模式之建立

上述因素分析將的各因子縮減為因素構面後，利用此因素構面之結果，建立 河岸親水空間的景觀偏好推估模式，此分析主要的目的是要瞭解民眾的知覺偏 好，是受哪些景觀因素的影響，找出因素構面對知覺偏好的影響力。因此運用多 元迴歸分析來建立該推估模式，所謂的迴歸分析是利用一組已知而且可以控制的 獨立變數Xi來預測依變數Yi的值，根據此分析之研究結果，可用作預測或推估各 獨立變數對依變數之重要性或解釋能力，因此標準化迴歸係數愈大者，表示知覺

資料來源：本研究整理

影響力愈大。將相關因素的景觀知覺構面設為自變項，而景觀偏好之總和平均數 設為依變項，來進行多元迴歸之推估。

（一）河岸親水空間認知因素之景觀偏好推估模式

由因素分析之結果，河岸親水空間景觀知覺因素構面分為「景觀豐富性」、「景 觀管理」、「景觀自然性」、「景觀美感」等四項，在此把各因素構面歸納說明：X1 為景觀豐富性、X2 為景觀管理、X3 為景觀自然多樣性、X4 景觀美感。

故本研究將認知因素等四項設為自變項，把景觀偏好設為依變項，多元迴歸 分析之結果如（表 4-4-5）所示。進行多元迴歸分析之結果，四個預測變項的多 元相關係數為 R=0.734，決定係數 R²=0.538，表示該推估模式的可以解釋景觀偏 好 53.8%的變異量。而四個自變項的標準化廻歸係數值(Beta 值)分別為：景觀 豐富性 Beta=.-144(p=.092>.05)、景觀管理 Beta=.243(p=.005<.05)、景觀自然 性 Beta=.490(p=.000<.05)、景觀美感 Beta=.467(p=.000<.05)。

由上述模式中可得知，除了「景觀豐富性」變項外，其餘三項「景觀管理」、

「景觀自然性」、「景觀美感」對景觀的偏好均有顯著之影響，在標準化回歸係數 Beta 值的大小得知，此三項景觀知覺因素評值對景觀偏好均有正向之關係，其 中「景觀自然性」對河岸親水空間景觀偏好的評值影響程度最大，其次影響為「景 觀美感」，而以「景觀管理」的影響程度最低。多元迴歸推估公式為Ｙ=Ａ+Ｂ1 Ｘ1+Ｂ2Ｘ2+….+ＢnＸn，因此河岸親水空間民眾認知景觀偏好推估模式為：

Y=2.542＋.490×X3＋.467×X4＋.243×X2，（Y 景觀偏好、A 常數、X1 景觀豐富性、

X2 景觀管理、X3 景觀自然多樣性、X4 景觀美感）該推估模式的解釋能力為 53.8%( R²=.538)。

因此可以得知，景觀空間中自然的多樣性與獨特生動之美感是影響知覺偏好 的要因，在河岸親水空間中民眾對於舒適愉悅的環境知覺感到滿意，空間內含有 自然的水體、石子、植栽等等元素，讓整體空間產生了自然舒適的知覺，但在景 觀的獨特美感上生動性較不足，所以可增加空間內缺乏的藝術性的物品與空間傢