第四章 研究結果與分析
第四節 研究假設檢定
前節進行相關分析排除了部分人格特質後，將分別對環教所樣本中的「外向 性」、「親和性」、「情緒穩定性」及「開放性」等 4 個人格特質；一般大眾樣 本中的「外向性」、「親和性」及「開放性」等 3 個人格特質進行因徑分析，以 檢定本研究的研究假設。以下將環教所與一般大眾分項論述。
一、環教所
以下依序以環教所的「外向性」、「親和性」、「情緒穩定性」及「開放性」
等 4 個人格特質進行與行為意向的進行因徑分析。
（一）外向性
本研究已於前節確認環教所的外向性對控制觀（r=0.331，p<0.01）、個人責 任感（r=0.279，p<0.01）與行為意向（r=0.376，p<0.001）有顯著的相關性。故將 外向性帶入本研究假設結構模型之人格特質中以多元迴歸分析進行驗證。先進行 外向性與行為意向的簡單迴歸分析，結果顯示外向性可以預測行為意向的產生
（β=0.376，p<0.001），解釋力為 0.141，即指外向性能預測行為意向 14.1%的變 異量（F=16.470，p<0.001），結果如表 13 所示。
表 13 環教所外向性與行為意向簡單迴歸分析表
DV=行為意向 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 2.661 0.245 10.839 0.000 外向性 0.289 0.071 0.376 4.058 0.000 整體模型 R2=0.141，調整後 R2=0.133，F=16.470，p<0.001
後進行與各中介變項之多元迴歸分析，結果如表 14 所示，程式排除態度後留 下控制觀（β=0.292，p<0.01）與個人責任感（β=0.318，p<0.01）2 個中介變項，
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外 向 性 與 個 人 責 任 感 之 直 接 效 果 為 0.191 （ p<0.05 ） 。 模 型 解 釋 力 為 0.395
（F=32.324，p<0.001），較簡單迴歸分析之解釋力還得高，可解釋行為意向 39.5%
的變異量。
表 14 環教所外向性與行為意向多元迴歸分析表
DV=行為意向 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 1.262 0.306 4.116 0.000 個人責任感 0.256 0.076 0.318 3.364 0.001 控制觀 0.201 0.066 0.292 3.034 0.003 外向性 0.147 0.065 0.191 2.273 0.025 整體模型 R2=0.395，調整後 R2=0.376，F=21.324，p<0.001 以上述多元迴歸分析的資料帶入本研究假設模型後，其直接效果、間接效果 與總效果如下：
1.直接效果
迴歸分析之標準化係數即為直接效果，以外向性帶入人格特質之各項直接效 果如下：
（1）外向性→控制觀：0.331**
（2）外向性→個人責任感：0.279**
（3）外向性→行為意向：0.191*
（4）控制觀→行為意向：0.292**
（5）個人責任感→行為意向：0.318**
2.間接效果
將自變項到中介變項與中介變項到依變項之間的直接效果相乘可得間接效 果，外向性到行為意向之間，可成立兩間接效果如下：
（1）外向性→控制觀→行為意向：0.331*0.292=0.096
（2）外向性→個人責任感→行為意向：0.279*0.318=0.089
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3.總效果
將間接效果與外向性至行為意向的直接效果相加後，可得總效果。故外向性透 過中介變項至行為意向的總效果為 0.096+0.089+0.191=0.376，與外向性至行為意 向進行迴歸分析後之標準化係數相同，顯示計算無誤，模型成立。
以上述結果進行本研究之假設驗證後，以外向性作為人格特質分析，支持 H2、
H3、H5、H6、H7 等 5 項假設，結果如表 15 所示，並繪製架構如圖 8。
表 15 環教所外向性與假設驗證表
假設 迴歸係數 顯著性 驗證結果
H1 態度對影響環境行為意向有正向影響。 --- --- 不支持 H2 控制觀會對環境行為意向有正向影響。 0.292 ** 支持 H3 個人責任感會對環境行為意向有正向的影響。 0.318 ** 支持 H4 人格特質會對態度有正向的影響。 0.015 --- 不支持 H5 人格特質會對控制觀有正向的影響。 0.331 ** 支持 H6 人格特質會對個人責任感有正向的影響。 0.279 ** 支持 H7 人格特質會對環境行為意向有正向的影響。 0.191 * 支持
圖 8 環教所外向性與行為意向結構圖。
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（二）親和力
親和力對控制觀（r=0.358，p<0.001）、個人責任感（r=0.266，p<0.01）與行 為意向（r=0.268，p<0.01）有顯著的相關性。故將親和性帶入本研究假設結構模 型之人格特質中進行驗證。本研究進行親和力與行為意向的簡單迴歸分析，如表 16 所示；結果顯示親和力可以預測行為意向的產生（β=0.268，p<0.01），但解釋 力 0.072，即指親和力能預測行為意向 7.2%的變異量（F=7.761，p<0.000）。
表 16 環教所親和力與行為意向多元迴歸分析表
DV=行為意向 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 2.566 0.389 6.597 0.000 親和力 0.272 0.098 0.268 2.786 0.006 整體模型 R2=0.072，調整後 R2=0.063，F=7.761，p<0.001
在進一步的多元迴歸分析中程式排除親和性與態度，即代表此為一完全中介 模型；親和性對行為意向沒有直接影響，而透過控制觀（β=0.345，p<0.01）與個 人責任感（β=0.340，p<0.01）對行為意向產生影響。模型解釋力 0.363（F=28.215，
p<0.001），如表 17 所示。
表 17 環教所親和力與行為意向多元迴歸分析表
DV=行為意向 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 1.535 .288 5.337 0.000 個人責任感 0.277 0.077 0.345 3.599 0.001 控制觀 0.234 0.066 0.340 3.555 0.001 整體模型 R2=0.363，調整後 R2=0.350，F=28.215，p<0.001
因此以親和力作為人格特質進行路徑分析後，成立兩間接效果：
（1）親和力→控制觀→行為意向
（2）親和力→個人責任感→行為意向
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以上述結果作假設驗證，H2、H3、H5、H6 成立，其餘皆不成立，結果如表 所 18 示，結構如圖 9。
表 18 環教所親和力與假設驗證表
假設 迴歸係數 顯著性 驗證結果
H1 態度對影響環境行為意向有正向影響。 --- --- 不支持 H2 控制觀會對環境行為意向有正向影響。 0.345 ** 支持 H3 個人責任感會對環境行為意向有正向的影響。 0.340 ** 支持 H4 人格特質會對態度有正向的影響。 --- --- 不支持 H5 人格特質會對控制觀有正向的影響。 0.358 *** 支持 H6 人格特質會對個人責任感有正向的影響。 0.266 ** 支持 H7 人格特質會對環境行為意向有正向的影響。 --- --- 不支持
圖 9 環教所親和力與行為意向結構圖。
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（三）情緒穩定性
情緒穩定性對控制觀（r=0.332，p<0.001）與行為意向（r=0.279，p<0.01）有 顯著的相關性。故將情緒穩定性帶入本研究假設結構模型之人格特質中進行驗 證。本研究進行親和性與行為意向的簡單迴歸分析，結果顯示親和性可以預測行 為意向的產生（β=0.279，p<0.01），但解釋力僅有 0.078，即指親和性只能預測行 為意向 7%的變異量（F=8.473，p<0.01），如表 19 所示。
表 19 環教所情緒穩定與行為意向簡單迴歸分析表
DV=行為意向 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 2.832 0.282 10.052 0.000 情緒穩定性 0.253 0.087 0.279 2.911 0.004 整體模型 R2=0.078，調整後 R2=0.069，F=8.473，p<0.004
在進一步的多元迴歸分析中程式排除情緒穩定性與態度，即代表此為一完全 中介模型，情緒穩定性透過控制觀（β=0.345，p<0.01）與個人責任感（β=0.340，
p<0.01）對行為意向產生影響，而不會直接影響行為意向。模型解釋力 0.363
（F=28.215，p<0.001），如表 20。
表 20 環教所情緒穩定性與行為意向多元迴歸分析表
DV=行為意向 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 1.535 0.288 5.337 0.000 個人責任感 0.277 0.077 0.345 3.599 0.001 控制觀 0.234 0.066 0.340 3.555 0.001 整體模型 R2=0.363，調整後 R2=0.350，F=28.215，p<0.001
因此以情緒穩定性作為人格特質進行路徑分析後，成立兩間接效果，但因情緒 穩定性與個人責任感之間沒有顯著相關，僅成立情緒穩定性→控制觀→行為意向 之路徑。上述結果作假設驗證，H2、H3、H5 成立，其餘皆不成立，結果如表 21 所示，結構如圖 10。
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表 21 環教所情緒穩定性與假設驗證表
假設 迴歸係數 顯著性 驗證結果
H1 態度對影響環境行為意向有正向影響。 --- --- 不支持 H2 控制觀會對環境行為意向有正向影響。 0.345 ** 支持 H3 個人責任感會對環境行為意向有正向的影響。 0.340 ** 支持 H4 人格特質會對態度有正向的影響。 --- --- 不支持 H5 人格特質會對控制觀有正向的影響。 0.332 *** 支持 H6 人格特質會對個人責任感有正向的影響。 --- --- 不支持 H7 人格特質會對環境行為意向有正向的影響。 --- --- 不支持
圖 10 環教所情緒穩定性與行為意向結構圖。
（四）開放性
前節確認環教所的開放性對控制觀（r=0.288，p<0.01）與行為意向（r=0.373，
p<0.001）有顯著的相關性。故將開放性帶入本研究假設結構模型之人格特質中進 行驗證。先進行開放性與行為意向的簡單迴歸分析後，結果顯示開放性可以預測 行為意向的產生（β=0.373，p<0.001），解釋力為 0.139，即指外向性能預測行為 意向 13.9%的變異量（F=16.136，p<0.001），結果如表 22 所示。
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表 22 環教所開放性與行為意向簡單迴歸分析表
DV=行為意向 未標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 2.538 0.278 9.128 0.000 開放性 0.283 0.070 0.373 4.017 0.000 整體模型 R2=0.139，調整後 R2=0.130，F=16.136，p<0.001
後進行與各中介變項之多元迴歸分析如表 23，程式排除態度後留下控制觀
（β=0.279，p<0.01）與個人責任感（β=0.336，p<0.001）2 個中介變項，開放性與 個人責任感之直接效果為 0.230（p<0.01）。模型解釋力為 0.412（F=22.853，
p<0.001），較簡單迴歸分析之解釋力還得高，可解釋行為意向 41.2%的變異量。
表 23 環教所開放性與行為意向多元迴歸分析表
DV=行為意向 為標準化係數 標準化係數
B 之估計值 標準誤差 Beta 分配 T 值 p
（常數） 1.053 0.326 3.233 0.002 個人責任感 0.270 0.074 0.336 3.628 0.000 控制觀 0.192 0.065 0.279 2.935 0.004 開放性 0.175 0.061 0.230 2.844 0.005 整體模型 R2=0.412，調整後 R2=0.394，F=22.853，p<0.001
以上述多元迴歸分析的資料帶入本研究假設模型後，其直接效果、間接效果 與總效果如下：
1.直接效果
迴歸分析之標準化係數即為直接效果，以外向性帶入人格特質之各項直接效 果如下：
（1）開放性→控制觀：0.288**
（2）開放性→個人責任感：0.185
（3）開放性→行為意向：0.230*
（4）控制觀→行為意向：0.279**
（5）個人責任感→行為意向：0.336**
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2.間接效果
將自變項到中介變項與中介變項到依變項之間的直接效果相乘可得間接效 果，外向性到行為意向之間，有 2 間接效果，然而開放性與個人責任感之間並沒 有顯著相關，故第 2 條路徑並無顯著性，兩條路徑如下：
（1）開放性→控制觀→行為意向：0.288*0.279=0.080
（2）開放性→個人責任感→行為意向：0.185*0.336=0.062
3.總效果
將間接效果與開放性至行為意向的直接效果相加後，可得總效果。故開放性透 過中介變項至行為意向的總效果為 0.185+0.089+0.191=0.376，與開放性至行為意 向進行迴歸分析後之標準化係數相同，顯示計算無誤，模型成立。
以上述結果進行本研究之假設驗證後，以外向性作為人格特質分析，支持 H2、
H3、H5、H6、H7 等 5 項假設，結果如表 24 所示，並繪製架構如圖 11。
表 24 環教所開放性與假設驗證表
假設 迴歸係數 顯著性 驗證結果
H1 態度對影響環境行為意向有正向影響。 --- --- 不支持 H2 控制觀會對環境行為意向有正向影響。 0.279 ** 支持 H3 個人責任感會對環境行為意向有正向的影響。 0.336 ** 支持 H4 人格特質會對態度有正向的影響。 --- --- 不支持 H5 人格特質會對控制觀有正向的影響。 0.288 ** 支持
H1 態度對影響環境行為意向有正向影響。 --- --- 不支持 H2 控制觀會對環境行為意向有正向影響。 0.279 ** 支持 H3 個人責任感會對環境行為意向有正向的影響。 0.336 ** 支持 H4 人格特質會對態度有正向的影響。 --- --- 不支持 H5 人格特質會對控制觀有正向的影響。 0.288 ** 支持