四、 結果與討論
5.1 結論
5.1.1 研究樣本分析
研究發現前往高雄洲仔濕地參訪之遊客以女性居多，在年齡層方面分佈於 21~50 歲，其中以 31~40 歲年齡層為最多；婚姻狀況大部份為已婚者；個人平均月收入 30,001~50,000 元；家庭平均月收入 40,001~80,000 元；受訪遊客學歷以大學和研究所學 歷者為主，其中以大學學歷最多；職業大部份是教師，其次是公務員，依序是學生；
大部份受訪者家中有小於18 歲的孩童，其中以家中有 12 歲以下的孩童者最多。
檢視樣本社經背景的分佈，發現前來高雄洲仔濕地參訪的遊客，以女性居多，年 齡在 31~40 歲之間，學歷為大學以上，大多為已婚的教師或公務員，經濟收入穩定，
家庭成員中有小於 18 歲之孩童。根據研究報告指出，女性比男性更有環境責任感 (Nilsson & Küller, 2000, p.216)，薪資所得越高的族群，會對環保行為有更多的責任感 (Kronus & Van Es, 1976)，Holden 和 Sparrowhawk (2002, p.439)發現職業與教育具有關 聯性，參與生態旅遊者大多具有良好的教育程度，並且有高度關懷所有環境議題的特 徵；負責任的環境行為較易由高教育程度的人所表現出來(Holden & Sparrowhawk, p.444)。再者，大多數的家庭活動性質會因孩童成長階段之需求而有所影響，孩童於 18 歲以下是學習的最佳時期，而高雄洲仔濕地公園是生態保育與教育功能大過於遊憩 功能，前來參訪之遊客多半是家庭，環境教育與生態學習為其主要的目的。而 Holden 和 Sparrowhawk 於研究中亦發現，生態旅遊的主要動機是為了體驗大自然及增長自然 環境知識。由以上分析可推論本研究之樣本分佈具生態遊客之特性。
5.1.2 受訪者環境行為分析
本研究樣本環境行為執行頻率上以法律類環境行動最高，其次為生態管理類環境 行動，最低者為勸說類環境行動，此結果顯示被動消極的環境行為在執行上較為容 易，如配合管制措施與辦法及支持環保法規；其次是做好自身的環境保護行為，如實 行資源回收或自備茶杯或餐具等；執行力較低的為影響他人從事環境保護行動的勸說 行為。
5.1.3 生態旅遊者環境行為模式之驗證
本研究以高雄洲仔濕地公園之遊客為研究對象，驗證所提出之「生態旅遊遊客環 境行為模式」。結果發現，預測模式對「行為意向」的解釋力(R2)為 0.80，表示本研究 之預測模式能夠對環境行為意向提供合理的解釋和良好的預測，然而模式對「行為」
的解釋力卻只有 0.30；預測模式對環境行為的解釋力反而偏低，此結果表示，除了本 研究提出的計畫行為理論模式中的變項對行為產生影響外，尚有其他影響因素的存 在。不少研究以TPB為研究架構來預測一些個人層次的環境行為卻發現，TPB不全然可 以解釋所有的環境行為；若在TPB的變項之外加入其他的變項可以提昇TPB對環境行為 預測力(鄭時宜，2003，p.1-3)。
再者，模式整體適配指標方面，卡方值檢定與 NFI 推翻本模式與觀察資料適配的 假設，但這可能是受到研究樣本數過多之影響；於結構方程模式中要得到合理的統計 量分佈需要大樣本，但當樣本數大時，會造成再製共變異矩陣與樣本變異矩陣的差距 大， 值是此差距乘於樣本數，所以 值也大，因此大樣本會得到模式不合適的結 論機會增高。小樣本刪檢定的檢定力會小，但這與一般的檢定的結論不同，當 值小 時會得到 H0 不顯著，即提出的模式是適合此組資料。也就是研究者只要用小樣本，則 其研究的模式必然正確，而樣本數大時反而會將研究者所提的模式拒絕，所以實務上 樣本數大約在 200~300 之間較合適(陳順宇，2004，p.9-69)，而本研究有效樣本數為 370 份，超過結構模型合宜的樣本數，因此卡方值檢定於本研究模式不盡理想；NFI 值 亦容易受樣本數之影響，樣本數在 1000 以下，以 GLS 和 ADF 所獲得的 NFI 值相當大 的機會拒絕真實的模式(黃銘芳，2004，p.117)。所以參考其他適配度指標得知，整體 模式與觀察資料適合度良好(RMSEA=0.055、NNFI=0.929、CFI=0.941、PNFI=0.744、
/df=2.102)，因此整體而言，以計畫行為理論為依據所建構的「生態旅遊者環境行為 模式」可用來解釋參與生態旅遊的遊客環境行為的模式。
χ2 χ2
χ2
χ2
5.1.4 各潛在變項間之關係
5.1.4.1 目的一：瞭解影響生態旅遊者執行環境行為的關鍵因素。
受訪者對從事環境保育的「行為意向」(β =0.55)能顯著影響環境保育「行為」，
而解釋變異量為 30 %，此結果顯示，當受訪者的「行為意向」愈高，執行環境保育行 為的可能性亦越高。
受訪者對從事環境保育行為的「態度」(β =0.76)、「行為控制知覺」( β =0.18)能 顯著影響其「行為意向」，而「主觀規範」(β =0.065)對「行為意向」是預測力最小的 預測變項，「態度」是影響力最大的變項；此結果顯示影響本研究樣本行為意向之主 要因素為個人本身內在因素(態度)，另一則是時間與機會的因素，即對於知覺完成環境 行為難易程度的知覺行為控制，其與 TPB 論點相符，假設個人對該行為的態度愈正面 及對該行為認定的實際控制愈多，則個人從事該行為的意向將愈強；相較之下個人外 在的因素(主觀規範)對於是否執行環境保育行為的影響力不大。推論其原因，本研究樣 本分佈以教師及公務員居多，屬高學歷的知識份子，對於環境問題的關注也較一般人 高，在環境保育行為執行上也較有自主性，故個人本身對環境抱持正面極積的態度及 環境條件是否允許才是決定其行為的主要原因。
再者，此三個潛在變項對「行為意向」的解釋變異高達 80 %，此結果與 Kaiser 和 Scheuthle (2003, p.1033)之結果相同，表示此模式對行為意向有可靠的解釋度。
「規範信念」(β =0.46)與「控制信念」( β =0.29)能顯著影響「主觀規範」(R2=39
%)；「規範信念」(β =0.20)、「行為信念」( β =0.18)以及「環境關切」( β =0.61)對
「態度」(R2 =79 %)具顯著影響性；「行為控制」(β =0.91)對「行為控制知覺」(R2=83
%)具有顯著影響性。
5.1.4.2 目的二：環境關切對以計畫行為理論為基礎之環境行為架構影響程度。
「環境關切」對「規範信念」、「行為信念」、「控制信念」以及「態度」具有 顯著影響，各取向γ 值均高於 0.60，表具高度的變異影響。此結果顯示，「環境關 切」雖未對「行為意向」或「行為」有直接的影響力，但「環境關切」對整體模式存 在高度的影響力。
由上述分析結果可知，「環境關切」與「態度」於本研究模式中有較高的顯著影 響力，推論其原因，擁有高度環境關懷者會因為其對環境的認知內化成環境保育的心
態，進而表現在環境行為上；對環境抱持的積極正面的態度則會明顯影響其環境行動 之意願，因此也提高了環境行為的執行力。
5.1.5 新生態典範態度高低族群環境行為模式之分析
5.1.5.1 目的三：瞭解受訪者抱持環境典範態度的高低對影響環境行為因素之差異。
探討受訪者抱持環境典範態度之高低對環境行為影響因素之差異，結果顯示，高 環境親善態度之受訪者對於「生態旅遊者環境行為模式」中的各變項之認同程度比低 環境親善態度之受訪者認同程度高，經獨立樣本 t 檢定分析結果顯示，各變項平均值除
「SN1 身邊的人都認為我必須採取環境保育行為」與「PBC3 將不會有很多因素阻礙我 執行環保行為」兩項在 NEP 分群中無顯著差異外，其餘變數 NEP 高分組受訪者顯著高 於 NEP 低分組受訪者。再者，NEP 分群與 TPB 核心模式的結構分析結果顯示，高環境 親善態度受訪者行為意向主要受到態度之影響，部份行為意向決定因素為外在的行為 控制知覺，而低環境親善態度受訪者行為意向主要是由態度所決定，達高度的影響 力；行為變項於二模式中均顯著受到行為意向之影響。
分析此結果，高環境親善態度相較於低環境親善態度之受訪者有較高的環境關 切、規範信念、行為信念、控制信念、主觀規範、行為態度、行為控制知覺、行為意 向及執行環境行為的頻率。進一步研究此行為模型，NEP 兩分群行為意向皆受到行為 態度之影響，其中高環境親善態度受訪者行為意向亦受到行為控制知覺的影響，表示 抱持越高度的親善態度，則心中越受到外在控制知覺的影響；控制信念對行為控制知 覺有很大的影響力(β =0.91)，表受訪者若能感受到愈多的從事環境保育的資源支持，
其愈能增強自我執行環境保育行為的信心。再者二分群的環境行為皆高度受到行為意 向之影響，此與 Bamberg (2003, p.30)之研究顯示：「行為意向和實際行為間的關係，
以高度環境關切的學生比低度環境關切的學生更加強烈」此結果相左，兩者有相同的 影響力(β =0.55、0.54)。