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減碳行為與相關因素的關係

在文檔中 中 華 大 學 (頁 64-84)

第四章 結果與討論

第五節 減碳行為與相關因素的關係

一、前測變項之相關因素分析

(一) 前測變項因素分析結果

效度檢定可分為三種效度型態:包括內容效度(Content Validity)、效標效度 (Criterion Validity)、以及建構效度(Construct Validity),每種效度都是嘗試顯示測量 是否能量測出其對應之觀念,但可能在方法與意義上有所不同。其中內容效度主要

是 "觀念上的驗證",而其它二種效度則是以經驗數據為依據(陳順宇,2000)。

1. 內容效度:在測驗內容的代表性或是樣本取樣的適切性,界定一個觀念的範圍並 分析測量是否真能代表此範圍。本研究內容設計嘗試模擬以健康信念模式為理論 基礎,發展出減碳信念模式,內容包含減碳知識、自覺環境暖化威脅性、自覺環 境暖化嚴重性、自覺減碳行為利益性、自覺減碳行為障礙性、自我效能、減碳行 為可能性等相關理論,所以具有相當的內容效度。

2. 效標效度:所謂效標通常指一份衡量工具已被認定為此種測驗的標準測量,由於 本研究的衡量工具係根據文獻與專家學者之意見,自行設計而成,因此沒有可做 為效度標準的指標。

3. 建構效度:係指測驗能量測到理論上之建構或特質的程度,透過因素分析即能得 到建構效度,故本研究利用因素分析結果來檢定建構效度。

在進行因素分析以前,得先測試樣本在進行因素分析時樣本抽樣性是否適當,以 確認本研究是否適合進行因素分析,Kaiser and Rice(1974)指出,當KMO < 0.50 時,及不宜進行因素分析;0.50 ≦ KMO < 0.60為不理想;0.60 ≦ KMO <0.70 為普通;0.70 ≦ KMO < 0.80屬尚可;0.80 ≦ KMO < 0.90為極佳(引自陳正昌 等,2005);因此本研究使用KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)及Bartlett’s球形檢定進行 檢驗,接著使用主成份分析法(Principal Component Analysis)及最大變異轉軸法 (Varimax),以特徵值(elgenvalue)大於1,並以0.5作為轉軸後因素負荷量絕對值之 選擇標準,得到以下結論,最後結果顯著並確認本研究適合進行因素分析。

(1)自覺環境暖化威脅性:

由表26可之KMO值為0.690,屬「普通」,而Bartlett’s球形檢定結果亦達顯著,兩項 結果顯示,本研究所投入之類型適合進行因素分析。

表26

自覺環境暖化威脅性度量表KMOBartlett’s球形檢定

Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 0.690 Bartlett’s 球形檢定

近似卡方分配 81.612

df 15

顯著性 0.000

本研究採用因素分析中之主成份分析法抽取共同因素,並利用「直交轉軸法」

中的「最大變異法」,最後自覺環境暖化威脅性由六個題目刪減第五、第六兩題後成 四個題目,並簡化成一個因素,其累積總變異量為49.883%,屬可接受的範圍(吳明 隆,2007),並利用較高因素負荷量之變項加以命名,因素一是「如果地球持續暖化,

臺灣可能會常常發生嚴重的天災」、「如果地球持續暖化,會有新細菌的產生,危害 人類健康」、「如果我任意浪費資源,地球暖化的速度可能會加快」、「如果地球持續 暖化,臺灣會發生糧食短缺的問題」,因此將它命名為「自覺環境暖化威脅性」(如 表27)。

表27

自覺環境暖化威脅性因素分析表

萃取後之因素構面 因素一

題號/題目 自覺環境暖化威脅性

轉軸後之因素負荷量 2.如果地球持續暖化,臺灣可能會常常發生嚴重的天災 0.776

4.如果地球持續暖化,會有新細菌的產生,危害人類健康 0.760 1.如果我任意浪費資源,地球暖化的速度可能會加快 0.665 3.如果地球持續暖化,臺灣會發生糧食短缺的問題 0.610

解釋變異量(%) 49.883

累積解釋變異量(%) 49.883

(2)自覺環境暖化嚴重性:

由表28可之KMO值為0.706,屬「尚可」,而Bartlett’s球形檢定結果亦達顯著,兩項

結果顯示,本研究所投入之類型適合進行因素分析。

表28

自覺環境暖化嚴重性度量表KMOBartlett’s球形檢定

Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 0.706 Bartlett’s 球形檢定

近似卡方分配 79.848

df 15

顯著性 0.000

 

本研究採用因素分析中之主成份分析法抽取共同因素,並利用「直交轉軸法」

中的「最大變異法」,最後自覺環境暖化嚴重性並未刪題但亦簡化成一個因素,其累 積總變異量為43.456%,屬可接受的範圍(吳明隆,2007),並利用較高因素負荷量之 變項加以命名,因素一是「如果地球持續暖化,物種會面臨絕滅的情形會.. (如:北 極熊、甚至人類)」、「如果地球持續暖化,臺灣的糧食短缺問題會越來愈..」、「如果 地球持續暖化,臺灣沿海的珊瑚礁將遭到破壞的情形會..」、「如果我任意浪費資源,

地球暖化的情形將會..」、「如果地球持續暖化,產生新細菌危害人類健康的情形 會..」、「如果地球持續暖化,臺灣發生天災的情形可能會..」,因此將它命名為「自 覺環境暖化嚴重性」(如表29)。

表29

自覺環境暖化嚴重性因素分析表

萃取後之因素構面 因素一

題號/題目 自覺環境暖化威脅性

轉軸後之因素負荷量 12.如果地球持續暖化,物種會面臨絕滅的情形會..(如:北極

熊、甚至人類) 0.739

9.如果地球持續暖化,臺灣的糧食短缺問題會越來愈.. 0.734 11.如果地球持續暖化,臺灣沿海的珊瑚礁將遭到破壞的情

形會.. 0.720

7.如果我任意浪費資源,地球暖化的情形將會.. 0.603

表29 (續)

萃取後之因素構面 因素一

題號/題目 自覺環境暖化威脅性

轉軸後之因素負荷量 10.如果地球持續暖化,產生新細菌危害人類健康的情形會.. 0.578

8.如果地球持續暖化,臺灣發生天災的情形可能會.. 0.553

解釋變異量(%) 43.456

累積解釋變異量(%) 43.456

(3)自覺減碳行為利益性:

由表30可之KMO值為0.547,雖屬「不理想」,但Bartlett’s球形檢定結果達顯著,兩 項結果顯示,本研究所投入之類型適合進行因素分析。

表30

自覺減碳行為利益性度量表KMOBartlett’s球形檢定

Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 0.547 Bartlett’s 球形檢定

近似卡方分配 32.141

df 10

顯著性 0.000

 

本研究採用因素分析中之主成份分析法抽取共同因素,並利用「直交轉軸法」

中的「最大變異法」,最後使自覺減碳行為利益性簡化成二個因素,其累積總變異量 為59.120%,屬可接受的範圍(吳明隆,2007),並利用較高因素負荷量之變項加以命 名,因素一是「如果我拒絕購買過度包裝的商品,可以減少碳排放量。」、「如果我 隨手關水,可以減少對環境的傷害。」、「如果我少用化學清潔劑,可以減少對環境 的傷害。」因此將它命名為「減少使用之利益」,其解釋變異量為34.777%;因素二 是「如果我多選購本地的蔬果,可以減少碳排放量。」、「如果我以步行或搭乘大眾 運輸工具,可以減少碳排放量。」,因此將它命名為「替代行為」,其解釋變異量為 24.343%(如表31)。

表31

自覺減碳行為利益性因素分析表 

萃取後之因素構面 因素一 因素二

題號/題目 減少行為 替代使用之利益

轉軸後之因素負荷量 轉軸後之因素負荷量 5.如果我拒絕購買過度包裝的商

品,可以減少碳排放量。 0.838 4.如果我隨手關水,可以減少對環境

的傷害。 0.708

1.如果我少用化學清潔劑,可以減少

對環境的傷害。 0.519

3.如果我多選購本地的蔬果,可以減

少碳排放量。 0.870

2.如果我以步行或搭乘大眾運輸工

具,可以減少碳排放量。 -0.524

解釋變異量(%) 34.777 24.343

累積解釋變異量(%) 34.777 59.120

(4)自覺減碳行為障礙性:

由表32可之KMO值為0.510,雖屬「不理想」,但Bartlett’s球形檢定結果達顯著,兩 項結果顯示,本研究所投入之類型適合進行因素分析。

表32

自覺減碳行為障礙性度量表KMOBartlett’s球形檢定

Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 0.510 Bartlett’s 球形檢定

近似卡方分配 26.651

df 10

顯著性 0.003

 

本研究採用因素分析中之主成份分析法抽取共同因素,並利用「直交轉軸法」

中的「最大變異法」,最後使自覺減碳行為障礙性簡化成三個因素,其累積總變異量 為77.021%,屬可接受的範圍(吳明隆,2007),並利用較高因素負荷量之變項加以命

名,因素一是「因為自己只是小學生,所以我無法確實做到節能減碳。」、「我會因 為價錢昂貴而不買有環保標章的產品。」,因此將它命名為「信心不足」,其解釋變 異量為28.048%;因素二是「我會因為做垃圾分類太麻煩,所以就不去做垃圾分 類。」、「我會因為沒有獎勵而不做資源回收。」,因此將它命名為「缺乏動機」,其 解釋變異量為27.222%;因素三是「我會因為貪圖方便,而不考慮行為是否會對環 境造成傷害。」,因此將它命名為「貪圖方便」,其解釋變異量為21.751%(如表33)。

表33

自覺減碳行為障礙性因素分析表

萃取後之因素構面 因素一 因素二 因素三

題號/題目 信心不足 缺乏動機 貪圖方便

轉軸後之因 素負荷量

轉軸後之因 素負荷量

轉軸後之因 素負荷量 10.因為自己只是小學生,所以我無法確實

做到節能減碳。 0.859

9.我會因為價錢昂貴而不買有環保標章的

產品。 0.669

7.我會因為做垃圾分類太麻煩,所以就不

去做垃圾分類。 0.895

8.我會因為沒有獎勵而不做資源回收。 0.712

6.我會因為貪圖方便,而不考慮行為是否

會對環境造成傷害。 0.946

解釋變異量(%) 28.048 27.222 21.751 累積解釋變異量(%) 28.048 55.270 77.021

(二)前測之研究對象各變數萃取後之因素相關分析

1.研究對象之人口變數與各變數之相關分析

由表34得知前測研究對象人口變數之性別、家庭結構與各變數間無顯著相關。

2.研究對象之各變數間之相關分析

由表34得知研究對象之自覺環境暖化嚴重性與自覺環境暖威脅性呈顯著正相關

(r = 0.610,p < 0.001),減少使用之利益與自覺環境暖化威脅性呈顯著正相關(r = 0.576,p < 0.001);與自覺環境暖化嚴重性呈顯著正相關(r = 0.483,p < 0.001),替 代使用之利益與知識呈顯著正相關(r = 0.317,p < 0.01);與減少使用之利益呈顯著 正相關(r = 0.306,p < 0.05),信心不足與替代使用之利益呈顯著正相關(r = 0.334,p

< 0.01),自然資源有限與自覺環境暖化威脅性呈顯著正相關(r = 0.282,p < 0.05);

與自覺環境暖化嚴重性呈顯著正相關(r = 0.264,p <0.05);與減少使用之利益呈顯著 正相關(r = 0.332,p < 0.001);與缺乏動機呈顯著正相關(r = 0.333,p < 0.01),減碳 與生活和減少使用之利益呈顯著正相關(r = 0.285,p < 0.05);與替代使用之利益呈 顯著正相關(r = 0.369,p < 0.01);與自然資源有限呈顯著正相關(r = 0.563,p <

0.001),自我要求與自然資源有限呈顯著正相關(r = 0.380,p < 0.01);與減碳與生活 呈顯著正相關(r = 0.436,p < 0.001),減碳行為可能性與減少使用之利益呈顯著正相 關(r = 0.324,p < 0.01);與替代使用之利益呈顯著正相關(r = 0.307,p < 0.05);與自 然資源有限呈顯著正相關(r = 0.404,p < 0.01);與減碳與生活呈顯著正相關(r = 0.684,p < 0.001);與自我要求呈顯著正相關(r = 0.453,p < 0.001)。

表34

實驗組、對照組學童

(n = 66)

前測各變項之相關分析表

變數 Mean SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

1 性別 1.480 0.504 1

2 家庭結構 1.864 0.762 0.135 1

3 知識 4.894 1.204 -0.142 -0.100 1

4 威脅總分 17.288 2.659 -0.025 0.096 0.130 1 5 嚴重總分 26.758 3.099 0.037 -0.118 0.001 0.610*** 1

6 減 少 使 用

之利益 12.682 2.281 0.150 0.090 0.178 0.576*** 0.483*** 1 7 替 代 使 用

之利益 7.864 1.654 0.081 -0.076 0.317** 0.135 0.150 0.306* 1

8 信心不足 8.697 1.569 0.033 0.016 -0.050 0.209 0.190 0.000 0.334** 1

9 缺乏動機 9.500 0.899 0.136 0.168 0.092 0.235 0.160 0.000 0.150 0.229 1

10 貪圖方便 3.758 1.404 0.016 0.012 0.130 -0.096 -0.169 0.000 0.005 0.092 0.000 1 11 自然資源

有限 13.697 3.851 0.117 0.017 0.092 0.282* 0.264* 0.332** 0.105 0.030 0.333** 0.063 1 12 減碳與生

16.152 4.776 -0.101 0.031 0.203 0.233 0.136 0.285* 0.369** 0.062 0.158 -0.047 0.563*** 1 13 自我要求 12.242 2.481 0.040 0.010 0.071 0.178 -0.008 0.158 0.158 0.071 0.228 0.088 0.380** 0.436*** 1 14 行為總分 35.288 8.405 -0.033 0.143 0.143 0.158 0.199 0.324** 0.307* 0.217 0.064 -0.079 0.404** 0.684*** 0.453*** 1

*p<.05 **p<.01 ***p<.001

(三) 研究對象之減碳行為可能性與前測相關變項之迴歸分析

為了解減碳行為與個人屬性和社會心理變項等相關因素之關係,並探討解釋前 測減碳行為的重要變項,回答研究問題5-1「解釋影響前測減碳行為的重要變項為 何?」故將與減碳行為有顯著相關之變數進行多元迴歸,同時進行殘差常態分配假 設檢定,及迴歸模式的共線性診斷,以變異數膨脹係數(VIF)大於10,容忍度 (Tolerance)小於0.25為有共線現象之判定標準;如表35,經多元共線性診斷,各預測 變項的變異膨脹係數為1.227~1.835之間,容忍度為0.545~0.815之間,顯示各自變項 間無共線性,殘差常態分配假設檢定結果,顯示殘差呈常態分配。因此本迴歸模式,

符合迴歸分析的統計理論之基本假設(邱皓政,2004)。

表35

迴歸模式之貢獻診斷摘錄表

變項 前測變項

容忍度 VIF

減少使用之利益 0.815 1.227

替代使用之利益 0.789 1.267

自然資源有限 0.607 1.647

減碳與生活 0.545 1.835

自我要求 0.783 1.277

 

為探討解釋前測碳行為的變項為何,故以前測減碳行為為依變項,將與減碳行 為有顯著相關之減少使用之利益、替代使用之利益、自然資源有限、減碳與生活、

自我要求等因素萃取後之因素為自變項,投入多元迴歸分析,結果摘錄如表36,可 以預測前測減碳行為的因子為:「自我效能」因素萃取後之「減碳與生活」,標準化 迴歸公式為:前測減碳行為 = 1.01(減碳與生活) + 4.790。解釋力為51.5%(F = 12.766, P = 0.001)。

在文檔中 中 華 大 學 (頁 64-84)

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