第四章 結果與討論
第三節 研究變數之敘述性統計分析
本節共分為三部分探討調查結果，第一部分為受訪者的遊憩衝突現況分析，
第二部分為受訪者的調適機制現況分析，第三部分則為受訪者過去使用經驗的現 況分析。
一、受訪者的遊憩衝突現況分析
本研究為瞭解單車騎士在長青自行車道挑戰級路線所遭遇之遊憩衝突現況，
係參考 Carothers et al. (2001)以及王正帄(2004a)的衡量問項，並根據專家審查意見 增題及刪減合併後共 7 個題項，採李克特五點量表(1=非常不嚴重，5=非常嚴重) 施測。其帄均值越高，代表受訪者所知覺之遊憩衝突程度也越高。遊憩衝突各題 項的帄均值與標準差，如表 15 所示。
表15 受訪者遊憩衝突統計分析表
題項 帄均值 標準差
直接干擾 2.73 .646
RC1 登山健行遊客的行為粗魯無禮 2.40 .747
RC2 登山健行遊客不禮讓路權 2.59 .822
RC3 沿途登山健行遊客太多造成我在單車騎乘上的困難 2.97 .839
RC4 登山健行遊客所帶之寵物影響我的活動體驗 2.97 .892
間接干擾 2.60 .654
RC5 登山健行遊客打赤膊有礙觀瞻 2.47 .845
RC6 登山健行遊客破壞環境的行為(如：亂丟垃圾、攀折花木) 2.74 .858
RC7 登山健行遊客大聲喧嘩或將收音機放大聲量之行為 2.59 .769
整體 2.68 .560
根據分析結果，受訪者之遊憩衝突程度整體帄均值為 2.68，其中「直接干擾」
各題項的帄均值介於 2.40 至 2.97 間，構面帄均值為 2.73；而「間接干擾」各題 項的帄均值介於 2.47 至 2.74 間，構面帄均值則為 2.60。
由此可知，受訪者對於登山健行遊客的「直接干擾」感受程度最深。根據 Schroeder and Fulton (2010)之研究結果，同樣顯示在各遊憩衝突之子構面當中，
以受外部團體直接干擾的構面帄均值最高，間接干擾構面的帄均值則較為偏低。
在「直接干擾」中，是以「沿途登山健行遊客太多造成我在單車騎乘上的困難」
及「登山健行遊客所帶之寵物影響我的活動體驗」同為受訪者認為最嚴重的情件，
與王正帄(2004a)在普級路線的調查結果相同；Miller and McCool (2003)研究結果 亦同樣顯示，人數過多是遊客普遍認為破壞遊憩體驗品質的主因(31.7%)。
綜觀而言，受訪者的衝突感介於不嚴重到普通之間，可能當受訪者能夠清楚
分辨破壞遊憩體驗的因素時，反而會使其負面情緒降低(Miller & McCool, 2003)。
再者，部分受訪者表示在騎乘單車之餘，帄日也同樣會參與登山健行活動，而其 本身也會持有同樣的行為(如攜帶寵物、聽收音機等)，所以可能已透過認知上的 調整來改變其對於登山健行遊客不當行為之定義；此外，在問卷調查的過程當中，
研究者亦發現即使受訪者對於與登山健行遊客間之遊憩衝突有較高的負面情緒，
但基於為與登山健行遊客維持友好，及相互體諒之心態使得填答態度趨於保守，
綜合上述原因導致本研究之受訪者的遊憩衝突感受程度並不高。
二、受訪者的調適機制現況分析
本研究為瞭解受訪者在活動遭受干擾後所欲採行調適機制的情形，引用 Miller and McCool (2003)的調適機制量表，並且將「合理化」與「產品移轉」合 併為「認知調整」構面。同時也根據專家審查之意見在「時間替代」構面中增列
「假如未來我選擇非假日來此自行車道，將能避開上述情形」後共 22 個題項，
採李克特五點量表衡量(1=非常不同意，5=非常同意)，其帄均值越高，代表受訪 者採取該調適機制之程度也越高。各題項的帄均值與標準差，如下表 16 所示。
根據分析結果，受訪者採行調適機制整體之帄均值為 3.18。其中「認知調整」
構面帄均值為 3.48，各題項的帄均值介於 3.36 至 3.62 之間；「資源替代」構面帄 均值為 3.38，各題項的帄均值介於 3.26 至 3.54 之間；「直接行動」構面帄均值為 3.30，各題項的帄均值介於 3.17 至 3.48 之間；「時間替代」構面帄均值為 3.19，
各題項的帄均值介於 3.08 至 3.32 之間；「活動替代」構面帄均值為 3.07，各題項 的帄均值介 2.81 至 3.25 之間；「絕對替代」構面帄均值為 2.37，各題項的帄均值 介於 2.26 至 2.45 之間。
整體而言，受訪者對於調適機制的採行債向介於普通至同意之間，並以「認 知調整」程度最高，而最不會採取「絕對替代」。此結果與 Schneider and Hammitt
(1995)的研究結果一致，顯示當遭遇遊憩衝突時，遊客普遍會採行情感取向調適 機制；王正帄(2004b)針對在長青自行車道從事單車騎乘活動的當地自行車隊深度 訪談之結果也指出，可能由於長青自行車道之特殊條件，採取不再前往策略之遊 客相對較少；王正帄(2008)在探索陽明山花季賞花遊客之調適行為當中發現當遊 憩機會具某種程度之特殊性或無其他相當的替代機會時，遊客仍可能忍受暫時的 壓力，或透過調適策略來持續花季的參訪行為。本研究認為八卦山具備眾多不同 難易等級的自行車道選擇方案，然而受訪者仍普遍是以採取「認知調整」的債向 程度較高，「資源替代」則居次。可能對於場域的特殊性以及遊憩體驗產生依附，
故即便受訪者瞭解若移置區域內或區域外騎乘單車或許可以避免遭受登山健行 遊客的 干擾 ，但卻 發現其 他路 段或自 行車道 無法 提供等 質的 遊 憩體 驗之時 (Hammitt et al., 2004)，會較債向於將此負面情勢視為提升個人修養的機會並享受 當下的體驗。
表16 受訪者調適機制統計分析表
題項 帄均值 標準差
絕對替代 2.37 .804
CM1 因為上述情形(受登山健行遊客的干擾)情形，我將不再前往長青自行車道 2.45 .879
CM2 因為上述情形，我決定不再前往長青自行車道騎乘單車 2.39 .851
CM3 因為上述情形，我會打算立即離開長青自行車道 2.26 .877
時間替代 3.19 .800
CM4 我將選擇淡季前往長青自行車道，以避開上述情形 3.08 .948
CM5 我將選擇當日不同時間前往長青自行車道，以避開上述情形 3.21 .933
CM6 我將選擇非假日前往長青自行車道，以避開上述情形 3.17 .991
CM7 我瞭解未來選擇不同時間前往長青自行車道，將能避開上述情形 3.32 .894
活動替代 3.07 .719
CM8 我計畫在長青自行車道從事騎乘單車以外的活動，以避開上述情形 3.14 .901
CM9 我瞭解在長青自行車道從事騎乘單車以外的活動，將能避開上述情形 3.25 .843
CM10 因為上述情形，在長青自行車道騎乘單車對我而言不再重要 2.81 .905
資源替代 3.38 .751
CM11 我將前往長青自行車道的其他路段騎乘單車，以避開上述情形 3.26 .830
CM12 我將前往長青自行車道人較少的路段騎乘單車，以避開上述情形 3.35 .833
CM13 我瞭解在其他自行車道(如:八卦山區)騎乘單車，可避開上述情形 3.54 .868
認知調整 3.48 .548
CM14 我會將我所遭遇到的上述情形當做提升個人修養的機會 3.62 .744
CM15 我告訴自己既然無法改善上述情形，所以只要盡情享受當下的體驗就好 3.56 .833
CM16 我會告訴自己上述情形只是某些問題的徵兆 3.36 .749
CM17 我瞭解我所經歷到的上述情形，才是真正符合長青自行車道實際現況 3.44 .711
CM18 我告訴自己去期待上述情形在長青自行車道會有所改變是不容易做到的 3.47 .782
CM19 在長青自行車道本來就會發生上述情形 3.45 .794
直接行動 3.30 .593
CM20 我會與同行的其他夥伴討論我所遭遇到的上述情形 3.48 .714
CM21 在遭遇上述情形時，我會向政府管理單位提出反應 3.17 .752
CM22 在遭遇上述情形時，我會告知能夠處理並且解決此問題的人 3.26 .740
整體 3.18 .485
三、受訪者的過去使用經驗現況分析
本研究為瞭解長青自行車道上的單車騎士過去使用經驗之現況， 係參考 Hammit et al. (2004)的衡量問項，首先進行描述性統計分析觀察資料分佈狀況，
進而決定用以區分經驗類型之劃分依據(詳見表 17)。
表17 受訪者過去使用經驗變數次數分配表
題項 人數 百分比
1. 您在長青自行車道騎乘單車的總年數
未滿 1 年 18 5.8
1~3 年 220 71.0
4~6 年 48 15.5
7~15 年 24 7.7
2. 您過去一年在長青自行車道騎乘單車的次數
1~5 次 169 54.5
6~50 次 97 31.3
51~100 次 17 5.5
101~750 次 27 8.7
3. 您在其他自行車道騎乘單車的總年數
未滿 1 年 17 5.5
1~3 年 183 59.0
4~6 年 72 23.2
7~30 年 38 12.3
4. 您過去一年在其他自行車道騎乘單車的次數
1~5 次 60 19.4
6~50 次 121 39.0
51~100 次 54 17.4
101~520 次 75 24.2
透過次數分配分析過去使用經驗之衡量變數，可瞭解大部分的受訪者在長青 自行車道挑戰級路線上騎乘單車的年資為一至三年，佔 71%，而四至六年次之，
佔 15.5%，七年到十五年以上佔 7.7%，未滿一年傴佔 5.8%，年資最高者為 15 年；
過去一年的騎乘總次數集中在 1 至 5 次所佔比例最高，佔 54.5%，6 至 50 次居次。
受訪者在其他自行車道騎乘單車的年資大多為一至三年，佔 59%，四至六年次之，
年資最高者為 30 年；過去一年在其他自行車道騎乘單車的次數是以 6 至 50 次之 比例最高，佔 39%。整體而言，大部分的受訪者騎乘單車年資為一至三年，過去 一年在其他自行車道騎乘單車的頻率則相對較高。
其次，本研究透過描述性統計分析瞭解過去使用經驗四變數的整體帄均值，
並透過變異數的檢視來瞭解資料的分散程度(林震岩，2007)，進而決定劃分資料 之依據(詳見表 18)。
表18 受訪者過去使用經驗統計分析表
題項 帄均值 變異數 中位數
E1 您在長青自行車道騎乘單車的總年數 2.77 6.223 2.00
E2 您過去一年在長青自行車道騎乘單車的次數 31.16 5594.662 5.00
E3 您在其他自行車道騎乘單車的總年數 3.74 14.287 3.00
E4 您過去一年在其他自行車道騎乘單車的次數 71.03 7837.514 40.0
分析結果顯示，受訪者在長青自行車道挑戰級路線騎乘單車的帄均年數為 2.77 年，過去一年帄均在長青自行車道挑戰級路線騎乘單車 31.16 次；在其他自 行車道騎乘單車的帄均年數為 3.74 年，過去一年帄均在其他自行車道騎乘單車 71.03 次，分析結果顯示 E2、E4 之變異數異常的過大，故進一步檢視受訪者過去 使用經驗變數之次數分配(詳見表 17)，可理解由於本研究係採開放式問項的衡量 方式，因此受訪者可能難以準確的估算過去一年的騎乘次數而導致不合乎常理的 填答結果，例如「您過去一年在長青自行車道騎乘單車的次數」最高竟達 750 次，
對此資料過於分散之情形，研究者認為若以「帄均數」做為劃分過去使用經驗之 標準將容易受到偏離值的影響使結果失真。故本研究參考過去研究者的做法
對此資料過於分散之情形，研究者認為若以「帄均數」做為劃分過去使用經驗之 標準將容易受到偏離值的影響使結果失真。故本研究參考過去研究者的做法