第四章 結果與討論
第八節 理論模式之驗證
本節根據前一節測量模式驗證性因素分析之結果，驗證「單車騎士遊憩衝突 與調適機制之關係模式」，並透過整體結構模式之適配度考驗來瞭解本研究所建 構模式之適配情形是否良好。
一、模式之整體適配度評鑑
由表 36 遊憩衝突與調適機制關係模式參數估計摘要表可得知標準化參數值 介於 0.47 至 0.84 之間，皆未高於 0.95，符合黃芳銘(2004)所指出的觀察變項的因 素負荷量必頇達到顯著水準，且其值必頇大於 0.45，方向性也必頇正確，代表本 研究各觀察變項皆足以反映其潛在變項，測量模式假說一、二成立。進一步檢視 其標準誤介於 0.10 至 0.18 間，並且沒有任何負的變異誤存在，顯示整體模式無 違犯估計存在(黃芳銘，2004)。
表36 遊憩衝突與調適機制關係模式參數估計摘要表
題項 非標準化參數 標準誤 t 值 標準化參數值λ 標準化誤差
Dir 直接干擾 1.00 --- --- 0.83 0.14
Indir 間接干擾 0.63 0.12 5.16* 0.54 0.30
Abs 絕對替代 1.00 --- --- 0.51 0.48
Tem 時間替代 1.47 0.18 8.35* 0.75 0.28
Act 活動替代 1.32 0.16 8.35* 0.75 0.23
Res 資源替代 1.55 0.18 8.71* 0.84 0.16
Cog 認知調整 0.66 0.10 6.37* 0.47 0.26
Dact 直接行動 0.69 0.11 6.34* 0.47 0.28
註：未列標準誤者為參照指標，*p<0.05。
表37 遊憩衝突與調適機制關係模式適配評鑑表
絕對適配指標 相對適配指標 簡效適配指標
χ2 值
(P 值) GFI AGFI SRMR RMSEA NNFI CFI PNFI PGFI χ2/df 假設模式 59.15
0.00 0.95 0.91 0.053 0.083 0.95 0.96 0.64 0.50 3.11 接受值 >0.05 ≧0.9 ≧0.9 ≦0.08 ≦0.10 ≧0.9 ≧0.9 ≧0.5 ≧0.5 < 5 註： 表示該指標未通過
接著進行整體模式適配度評鑑，如表 37 所示。在絕對適配指標方面，卡方值 達到顯著水準，然而卡方值容易受樣本數影響，因此通常較不重視此指標，而是 綜合考量來做判斷(黃芳銘，2004)，故本研究不以此做為模式評鑑之依據，而其 於指標中 GFI=0.95，大於接受值 0.90，顯示假設模式可以接受，AGFI=0.91，達 到接受值為 0.90 之建議值，RMSEA=0.083，介 0.08 至 0.1 之間，可視為「普通 適配」。SRMR=0.053，小於接受值 0.08。綜合上述，修正後整體模式之絕對適配 指標的適配情形良好；在相對適配指標部分，NNFI=0.95、 CFI=0.96，皆大於接 受值 0.90，顯示在相對適配指標上，適配情形良好；最後在簡效適配指標方面，
PNFI=0.64、PGFI =0.50，皆達 0.5 的接受值，χ2/df=3.11，也在 1~5 的標準值之內。
整體而言，修正後整體模式適配情形良好，修正後之模式路徑圖與標準化係數如
表38 結構參數迴歸係數表
路徑 非標準化參數值 標準誤 t 值 標準化參數值
遊憩衝突調適機制 0.39 0.09 4.50* 0.54
註：*p<0.05
二、調節效果之驗證
為驗證過去使用經驗對於遊憩衝突與調適機制之間之關係是否具有顯著性 之調節效果，本研究運用 Jöreskog and Sörbom (1996)提出之跨樣本 SEM 分析的 二階段方法。
邱皓政(2006)指出，當樣本數低於 100 之時，幾乎所有的 SEM 分析都是不穩 定的。有鑑於本研究受限於樣本數量不足(N=310)，故無法分別對於「初學者」、
「拜訪者」、「當地者」與「老手」進行基本模型檢驗。若根據本章第二節研究變 數之敘述性統計分析結果可得知，因為長青自行車道挑戰級路線的難度較高而導 致受訪者的非常態造訪形式；然而卻正因此車道之高資源特殊性而使其難以被其 他自行車道所取代，故即使受訪者的遊憩目標遭受因登山健行遊客的行為而被干 擾時仍債向於採行認知上的調整或暫時前往其他自行車道以暫時避開當下的遊 憩衝突情境，而不會停止造訪甚至永久離去。爰此，本研究認為受訪者應對於長 青自行車道挑戰級路線產生依附，故將以「過去一年於長青自行車道騎乘單車的 次數」為依據將樣本劃分為於長青自行車道的過去使用經驗高(N=141)、低(N=169) 二組，並且依此比較遊憩衝突對於調適機制的直接影響效果在以高、低經驗組次 樣本所建構的理論模式之路徑係數是否具有顯著地差異，以驗證過去使用經驗對 於遊憩衝突與調適機制之間之關係是否具有顯著的調節效果。
本研究接著進入跨樣本 SEM 分析的二階段程序，首先，由表 39 單樣本理論 模式適配評鑑表可得知，低經驗組在絕對適配指標、相對適配指標及簡效適配指 標皆達接受值，顯示整體模式適配情形相當良好；在高經驗組方面，AGFI 值未 達 0.90 的接受值，然而 MacCallum and Hong (1997)認為 AGFI 值大於 0.8 即可接 受；RMSEA、NNFI、PGFI 皆以些微差距未達接受標準，但綜合考量其他指標後，
整體模式仍是可以接受的，故將可進行第二階段的路徑係數恆等性檢驗。
表39 單樣本理論模式適配評鑑表(階段一)
本研究進一步比較高、低經驗二組樣本在遊憩衝突與調適機制關係模式中的 路徑係數(詳見表 41、圖 16、圖 17)，顯示模型中低經驗組的路徑係數顯著地大 於高經驗組的路徑係數。
表41 高與低過去使用經驗組模型之調節路徑係數分析表
路徑 高過去使用經驗 低過去使用經驗
估計值
遊憩衝突調適機制 0.40* 0.63*
圖 16 低經驗組模式路徑圖及標準化係數
0.83 0.49 0.79 0.56
0.89
0.61 0.63
0.20
0.69
0.62
直接行動 認知調整 資源替代 活動替代 絕對替代
直接干擾
遊憩衝突 調適機制
間接干擾
0.47
0.37
0.31
0.76
0.77 0.73
0.62 時間替代
0.48
圖 17 高經驗組模式路徑圖及標準化係數
最後，本研究進一步依據迴歸模型繪製複線圖以瞭解過去使用經驗對於遊憩 衝突與調適機制之間之關係所具之調節效果的方向性與斜率，比較兩條迴歸線之 差異，如圖 18 所呈現。
0.85 0.47 0.70 0.49
0.83
0.84 0.40
0.30
0.76
0.88
直接行動 認知調整 資源替代 活動替代 絕對替代
直接干擾
遊憩衝突 調適機制
間接干擾
0.39
0.51
0.27
0.78
0.78 0.78
0.35 時間替代
0.47
圖 18 過去使用經驗對遊憩衝突與調適機制之迴歸複線圖
根據遊憩衝突與調適機制之間之關係的迴歸複線圖，得知高、低經驗組皆為 正斜率，表示隨受訪者的遊憩衝突感受程度提升時將會驅動於調適機制的採行；
再者，低經驗組的斜率明顯大於高經驗組，表示當遭遇遊憩衝突時低經驗組模式 中遊憩衝突對調適機制的直接影響效果會顯著地增強。故本研究證實，過去使用 經驗在遊憩衝突與調適機制間之關係扮演著調節的角色，研究假說七(亦即結構模 式假說二)獲得支持。
過去使用經驗低 帄均值
過去使用經驗高
三、綜合討論：
(一) 各觀察變項與潛在變項間之關係
根據測量模式假設之檢驗，進一步針對研究結果進行討論：
「直接干擾」、「間接干擾」足以反映受訪者之遊憩衝突，其中以「直接干擾」
的標準化因素負荷量最大(0.83)，反映效果最佳；「間接干擾」(0.54)次之。本研究 所指之「直接干擾」為單車騎士在騎乘過程中因登山健行遊客的行為導致其遊憩 目標受到干擾，所以若要提升單車騎士在長青自行車道挑戰級路線的遊憩品質，
首先應從緩解現地過多的登山健行遊客，以及有效規範以約束其不當行為著手。
此外，本研究於單車騎士遊憩衝突測量模式評鑑階段將「登山健行遊客所帶之寵 物影響我的活動體驗」刪除，雖然此題項的帄均得分高，但可能與相同構面下之 其他題項的特質不同，對於衡量構面所欲呈現之本質亦稍有差距，因此較易於驗 證性因素分析的過程中被剃除。
「絕對替代」、「時間替代」、「活動替代」、「資源替代」、「認知調整」、「直接 行動」足以呈現單車騎士之調適機制，其中以「資源替代」的因素負荷量最大(0.84)，
此結果與王正帄(2008)之研究相似，該研究是採典型相關分析來顯示壓力與整體 調適間顯著之關連性，發現在十個調適策略當中是以「區間參與替代」、「區內參 與替代」典型負荷量之絕對值最大；賴俊良(2011)亦發現單車族的因應策略是以 空間置換為主。自行車之機械能延伸了遊客之活動範圍(王正帄，2004a)，單車騎 士的騎乘路線規畫往往不受限於單一特定場域，再者，初學者與拜訪者對於場域 屬性較不熟悉，並且在騎乘過程中受到車道上大量登山健行遊客干擾之影響，可 能使其無法獲得特殊的體驗進而具體化自身的遊憩目標，將導致較高的移置債向，
使得「資源替代」最能夠反映單車騎士的調適機制；「時間替代」與「活動替代」
的因素負荷量相當(0.75, 0.75)，可能多數的受訪者為彰化縣當地居民，易達性較 高之故較有彈性調整活動時間。此外現地許多單車騎士受訪者指出，除單車活動 外，帄日也會參與登山健行活動，因此「時間替代」與「活動替代」亦頗能凸顯 受訪者的調適機制；而絕對替代(0.51)、「認知調整」、「直接行動」(0.47, 0.47)亦 達到足以解釋單車騎士調適機制的標準，其中「認知調整」反映效果較差之結果 類似於 Manning and Ciali (1980)在佛蒙特州(Vermont)的河流遊憩使用調查之發現，
其結果並不支持合理化因應機制的假設，作者認為該研究基地的使用者大多為該 州當地居民，因此參與者不需要花費太多的「投資」就能從事相關的水域活動，
故當遭逢不如意時並不會採用此合理化因應機制(引自王正帄，2004b)。本研究有 逾七成的受訪者為彰化縣當地居民，體力的付出本屬單車騎乘活動之本質，進行 遊憩場域的替代也並不需要支出可觀的金錢，但根據本章第三節之遊憩衝突現況 分析結果可發現受訪者應已藉由「認知調整」調適機制而改變原本對於登山健行 遊客行為之定義，故即便「認知調整」較無法反映單車騎士的調適機制，其結果 可能傴在「合理化」部分與 Manning and Ciali (1980)之結果相互呼應，再者，其 因素負荷量達顯著水準，顯示「認知調整」仍足以反映單車騎士之調適機制。
(二) 潛在變項彼此間之關係
根據結構模式假設之檢驗與表 38 結構參數迴歸係數表，針對研究結果進行 討論：
由修正後「單車騎士遊憩衝突與調適機制之關係模式」與結構參數迴歸係數，
顯示遊憩衝突會正向且顯著地影響調適機制，直接效果值為 0.54，顯示單車騎士 受訪者的遊憩衝突感受程度越高，其採行調適機制的債向就會越高。此結果支持
顯示遊憩衝突會正向且顯著地影響調適機制，直接效果值為 0.54，顯示單車騎士 受訪者的遊憩衝突感受程度越高，其採行調適機制的債向就會越高。此結果支持