本節旨在探討山海鐵馬道使用者環境態度及環境行為對遊憩衝突的預 測力，先透過相關分析確立其線性關係後，再進一步以環境態度及環境行 為為預測變項，以整體遊憩衝突為效標變項，進行多元逐步迴歸分析，以 瞭解各預測變項間的預測情形。
一、臺東山海鐵馬道使用者環境行為及環境態度對遊憩衝突的積差相關 茲將環境態度及環境行為對遊憩衝突的相關情形整理如表 4-20 所 示。其中，根據邱皓政（2002）指出相關係數達.40 以上為中度相關，因 此本研究各變項達中度相關以上。
表4-20 環境行為及環境態度對遊憩衝突的積差相關摘要表
構面 生態 導向
人類 導向
環境 態度
個人環 境行為
公眾環 境行為
環境 行為 目標干擾 -.25* -.67* -.71* -.61* -.66* -.70*
*p<.05
由表4-20得知，環境態度及環境行為各構面與整體遊憩衝突呈負相 關，且達顯著水準（p<.05），顯示「生態導向」、「人類導向」、「個人 環境行為」、「公眾環境行為」等構面得分愈高，遊憩衝突的整體得分則 相對愈低。
二、臺東山海鐵馬道使用者環境行為及環境態度對遊憩衝突的迴歸分析 經由相關分析確立其線性關係後，進一步以透過多元逐步迴歸分 析，將臺東山海鐵馬道使用者的環境行為及環境態度（個人環境行為、
公眾環境行為、人類導向、生態導向）為預測變項，以整體遊憩衝突為 效標變項，進行多元逐步迴歸分析，迴歸分析結果如表4-21 所示：
表4-21 環境行為及環境態度對遊憩衝突的多元逐步迴歸摘要表 投入預測
變項順序
R R
2 △R2F
值 bβ
截距（常數） 55.08
人類導向 .67 .45 .45 313.02* -3.62 -.46 個人環境行為 .75 .56 .11 244.21* -2.28 -.22 生態導向 .76 .58 .02 174.25* -1.64 -.14 公眾環境行為 .77 .59 .01 136.12* -1.48 -.17
*p<.05
由表4-20 得知，環境行為及環境態度對整體遊憩衝突共有四個主 要預測變項，皆達顯著差異，分別為「人類導向」、「個人環境行為」、
「生態導向」及「公眾環境行為」。經過多元逐步迴歸分析結果發現，
環境行為及環境態度對整體遊憩衝突上具有意義 F=313.02（p<.05），
其解釋變異量為.59，顯示此四個變項能聯合預測整體遊憩衝突 59%的 變異量。在階段一中，以「人類導向」是最先投入變項，其決定係數
（R2）為.45，表示人類導向可以單獨解釋整體遊憩衝突 45%的變異量；
階段二中，「個人環境行為」是第二個投入變項，其決定係數（R2）為.56，
重要愉悅可單獨解釋整體遊憩衝突的變異量為.11，表示重要愉悅可以 單獨解釋整體遊憩衝突11%的變異量；階段三中，「生態導向」是第三 個投入變項，其決定係數（R2）為.57，生態導向可單獨解釋整體遊憩 衝突的變異量為.017，表示生態導向可以單獨解釋整體遊憩衝突 2%的 變異量。階段四中，「公眾環境行為」是第四個投入變項，其決定係數
（R2）為.59，公眾環境行為可單獨解釋整體遊憩衝突的變異量為.01，
表示公眾環境行為可以單獨解釋整體遊憩衝突1%的變異量。
此外，就個別變異的解釋量來看，以「人類導向」的預測力最佳，
其解釋變異量為 45%，其餘依序為「個人環境行為」的解釋變異量 11%、「生態導向」的解釋變異量 2%及「公眾環境行為」的解釋變異 量1%，這四個變項的聯合預測力達 59%。此外，從迴歸係數 β 來看，
變項中的 β 值皆為負值，表示「人類導向」、「個人環境行為」、「生態 導向」及「公眾環境行為」四者對「整體遊憩衝突」的影響是負向的，
亦即「人類導向」、「個人環境行為」、「生態導向」及「公眾環境行為」
愈高則「整體遊憩衝突」也會愈低，兩者成負向關係。
原始化及標準化的迴歸方程式如下：
原始化迴歸方程式：
遊憩衝突＝55.08-3.62×人類導向-2.28×個人環境行為-1.64×生態導向 -1.48×公眾環境行為
標準化迴歸方程式：
遊憩衝突＝-.46×人類導向-.22×個人環境行為-.14×生態導向-.17×公眾 環境行為
第六節 綜合討論
境態度上無顯著差異。此結果與趙家民和林郁鳴（2010）不相符，推 論其可能原因，與其研究對象為國小六年級學童有關。國小六年級學 童認知正處於發展階段，女性學童發展普遍先於男性學童，發展差異 極大（張春興，2002，頁 63）。而本研究對象為 18 歲以上者，心智發 展差距較不明顯，所以在整體環境態度上無顯著差異。
（二）教育程度高中以上優於以下者，與吳崇旗等人（2010）唐貺怡 等人（2009）、趙家民、林郁鳴（2010）的結果相符，顯示教育對受試 者的環境態度面向具有教學成效。接受環境教育次數較多，則受試者 環境態度越趨於「新環境典範」。尤其是在基礎教育階段，更具有型塑 性。而在高中以上教育因已專業發展，較無環境教育相關內容，且受 試者價值觀已形成難以改變。因此，在高中以上階段無顯著差異性。
（三）本研究結果顯示，不同婚姻狀況的臺東山海鐵馬道使用者在整 體環境態度上有顯著差異。此結果與林俊成等人（2008）研究結果不 相符，推論其可能原因，與其研究對象為網路使用者且未婚者居多，
而本研究對象多數為已婚休閒者對象不同有關。
二、山海鐵馬道使用者在環境行為的差異情形分析討論 為上無顯著差異。此結果與楊紹隴等人（2007）、羅芬等人（2008）的 結論不相符。推論可能臺東山海鐵馬道受試者多為戶外遊憩者，本身 就喜愛戶外休閒，從王偉琴和吳崇旗（2009）戶外遊憩經驗對於活動 涉入環境態度與環境行為皆有正向影響的結果來看，臺東山海鐵馬道 受試者本身就應具有較好環境行為，群體間的環境行為較無差異。而 楊紹隴等人（2007）、羅芬等人（2008）則分別以一般大學生和一般觀
（二）教育程度高中以上優於以下者，與唐貺怡等人（2009）、趙家民、
為愛好戶外遊憩者，同質性較高有關，反觀巫昌陽（2003）研究之墾 殅南灣海灘休閒活動參與者，及吳武忠等人（2010）以金門縣瓊林村 居民為對象，其中包括了動態和靜態活動者。
（二）而在遊憩衝突感受上已婚者高於未婚者，受試者在較有社會經 驗及家庭負擔後，對遊憩品質較為要求；反之，年輕未婚者則傾向生 活滿足及不關心的態度。
（三）在教育程度國中以下者感受遊憩衝突程度高於高中以上者，推 測與教育程度較高者，具有較高的容忍力有關，在遭遇遊憩衝突時會 有相應的調適行為，減少遊憩衝突感受度。
（四）另一方面每週至此活動次數多者遊憩衝突感受低於少者，推論 與山海鐵馬道使用者已習慣此場所之活動形態，對相同之遊憩衝突強 度，有較高之忍受力。
四、臺東山海鐵馬道使用者環境態度、環境行為對遊憩衝突預測力的分 析討論
研究結果發現，臺東山海鐵馬道使用者的「人類導向」（β＝- .46）、
「個人環境行為」（β＝-.22）、「生態導向」（β＝- .14）及「公眾環境行 為」（β＝- .17）等對遊憩衝突有負向預測力，表示此四個因素對遊憩 衝突具有顯著影響，並且在「人類導向」與「個人環境行為」兩個預 測變項更具有 56%的預測力，顯示山海鐵馬道使用者有較佳的「人類 導向」與「個人環境行為」時，其遊憩衝突將會越低。
此一結果符合相關文獻的觀點（江昱仁等人，2008；吳崇旗、王 偉琴，2009；吳崇旗等人，2010），在相關研究指出，環境態度趨於正 向的遊憩者，在選擇遊憩活動時，越會考量遊憩活動對環境的衝擊；
而傾向選擇欣賞式或消耗式活動，而不傾向選擇動力式遊憩活動，在 本研究中「人類導向」越佳時表示遊憩者較不在乎環境衝擊選擇的活 動也偏向於易干擾他人者，也因此其遊憩衝突感受度較低。
而「個人環境行為」相對於「公眾環境行為」者，其行為是對「個 人」負責任的環境行為表現，對外在環境的要求較少，所以對外對環 境所產生的遊憩衝突，感受度較少。也因此當較高「個人環境行為」
使用者，在相同干擾下，其遊憩衝突感受度較低。
第伍章 結論與建議
本研究的目的主要在針對山海鐵馬道使用者的人口背景、環境行為、環 境態度及遊憩衝突等變項，進行統計分析並結合相關文獻探討後，歸納出本 研究結論並提出建議。本章共分兩節，第一節為結論，第二節為建議，分別 敘述如下：