節能減碳行為影響因素

本節旨在探討能減碳認知、態度與行為彼此相關性，以及認知、態度對行 為之預測力。以前測全體分數進行皮爾森積差相關，考驗研究對象在節能減碳 認知、態度與行為三者間之相關性；相關者再以多元線性迴歸分析，探討節能 減碳認知、態度對行為之預測情形。

壹、節能減碳認知、態度與行為之相關

首先以皮爾森積差相關檢定矩陣如表 4-2-1，節能減碳認知、態度與行為之 相關性都達到統計上的顯著水準，意即全體研究對象在影響其節能減碳行為方 面，與節能減碳認知、態度之間具有顯著相關。其中態度與行為（r=0.434，p<.001）

為中度相關，其次為認知與態度（r=0.365，p<.001）和認知與行為（r=0.219，

p<.01），兩組皆為低度相關。此外，由於所有的相關值均為正值，表示節能減 碳行為與認知、態度間存在不等程度正相關。換言之，當研究對象節能減碳認 知越豐富、節能減碳態度越積極，其節能減碳行為越強烈。

另外，也可由表 4-2-1 發現，節能減碳認知與態度彼此之間也存有相關，亦 達統計上之顯著水準，顯示這些變項並非為相互獨立的變項，而是有部分重疊 的現象，因此在後續的多元線性迴歸分析時，需特別注意有無共線性問題。

表 4-2-1 研究對象前測認知、態度與行為之相關

變項 認知分數 態度分數 行為分數

認知分數 1

態度分數 .365*** 1

行為分數 .219** .434*** 1 註：*p<.05；**p<.01；***p<.001

貳、節能減碳認知、態度對行為之預測情形與解釋力

接著為探討認知、態度對行為是否具備預測與解釋力，準備進行多元迴歸 分析，在這之前先進行研究對象行為與認知、態度之多元共線性診斷，以確認 符合多元迴歸分析之統計前提，多元共線性診斷如表 4-2-2 所示。各預測變項的 容忍度（Tolerance）均未小於 0.1，而變異膨脹係數（VIF）均未大於 10，因此 各預測變項間無多元共線性的現象，可繼續進行多元迴歸分析。

表 4-2-2 研究對象前測行為意圖與各預測變項之多元共線性診斷（n=190）

變項 容忍度（Tolerance） 變異膨脹係數（VIF）

認知分數 .867 1.154

態度分數 .867 1.154

在上述各項統計皆符合前提的情況下，以多元迴歸分析探討認知、態度對 行為之預測力如表 4-2-3 所示，可發現節能減態度對於行為有正向的影響力，且 已達到統計上的顯著水準（t=5.782, P<.001），且預測力可達 18.4%。但是節能 減碳認知對於節能減碳行為的影響力卻未達到統計上之顯著水準，此與唐孝蘭

（2009）之研究相同。也就是節能減碳的態度越正向，節能減碳行為越積極。

而知識與行為間雖有相關，卻未達顯著。

表 4-2-3 認知、態度與行為變項之迴歸係數

預測變項 原始係數 標準誤 標準化係數 t 值 截距 22.315 6.941 3.215**

認知 .276 .279 .070 .987 態度 .463 .080 .408 5.782***

註：R=.438, R²=.192, R² (adj)=.184 p<.001

*p<.05；**p<.01；***p<.001

參、小結

全體研究對象之節能減碳認知、態度與行為呈現正相關如表 4-2-1，其中態 度與行為（r=0.434，p<.001）呈現中度正相關，認知與態度（r=0.365，p<.001）、

認知與行為（r=0.219，p<.01），兩組呈現低度正相關，且三者皆達統計上顯著 之水準。

接著考驗節能減碳認知、態度是否能夠促進節能減碳行為的發生，先以多 元共線性診斷（如表 4-2-2），檢查各預測變項的容忍度（Tolerance=.867>0.1）

與變異膨脹係數（VIF=1.154<10）符合無共線性之假定後，進行多元迴歸分析 得到表 4-2-3，發現僅態度對行為具有預測力（t=5.782, P<.001），且預測力可達 18.4%，而認知對行為之預測力卻未達顯著。

總上所述，研究發現節能減碳認知、態度與行為三者呈現正相關，接著進 行多元迴歸分析發現僅有態度對行為產生影響，此發現與唐孝蘭（2011）相同，

卻與張顥瀚（2011）不同，此差異值得後續研究者進一步探討。