第五章 研究結果與分析
第三節 迴歸分析
一、「社會強化」對風險感知的迴歸分析
分析「社會強化」對風險感知的影響，將以「風險感知」為依變項，「社 會強化」變項的兩個構面「資訊接觸管道、資訊接觸程度」為自變項，控制
「個人屬性」變項的階層迴歸模型分析之。「社會強化」對全球暖化風險感 知的迴歸分析如表 5-3-1 所示。首先在模型一只放入「個人屬性」變項，此 迴歸模型一的 R 平方值為 0.001，F 值為 0.688，未達顯著水準，表示「個 人屬性」變項對整體迴歸模型沒有顯著影響，而個人屬性中不論性別或年 級，其迴歸係數β值皆不顯著，表示「個人屬性」變項對風險感知皆沒有顯 著影響，即風險感知並不會因為個人屬性的不同而有所差異。
模型二中，控制「個人屬性」變項後，加入「社會強化」的兩個構面「資 訊接觸管道與資訊接收程度」時，整體迴歸模式之 F 值為 110.194，通過 0.05 的顯著水準，表示「社會強化」變項對整體迴歸模型有顯著影響。而資訊接 觸管道之迴歸係數β值為 0.222，資訊接收程度之迴歸係數β值為 0.418，
皆達 0.05 的顯著水準，又二者同為正數，表示「社會強化」變項對風險感 知都有正向的顯著影響，即資訊接觸管道越多元與資訊接收程度越充分，其 風險感知越高。其中，又以資訊接收程度對風險感知的影響較大。
在 R 平方部分，R 平方值由 0.001 提升為 0.321，增加了 0.32 的解釋變 異量，通過 0.05 的顯著水準，表示「社會強化」變項可解釋風險感知的總 變異量為 32％。由於調整後的 R 平方值大於 0.3，表示此一模式適配度十全 十美（周文賢，2004；周子敬，2007）。
模型一、模型二的迴歸分析結果可知，假設一「社會強化對全球暖化風 險感知有顯著影響」成立。
表 5-3-1「社會強化」對全球暖化風險感知的迴歸分析
依變項 風險感知
模型一 模型二
迴歸模型
迴歸係數 T 值 迴歸係數 T 值 常數項 3.669 26.322*** 1.782 12.167***
性別 .013 .388 .025 .936 個人
屬性 年級 .036 1.100 .038 1.404 資訊接觸管道 .222 6.988***
社會
強化 資訊接收程度 .418 13.133***
R 平方 .001 .321***
R 平方改變量 .001 .320***
調整後的 R 平方 -.001 .318 F 改變量 .688 219.376***
F 檢定 .688 110.194***
**P＜0.05、***P＜0.01
二、「社會強化」對節能減碳行為反應的迴歸分析
為了想了解「社會強化」是否會影響行為反應，及全球暖化風險感知變 項是否在「社會強化」與行為反應之間的具有中介效果，本研究將「社會強 化」對行為反應的影響分為兩種假設，一為假設「社會強化」會直接影響行 為反應，二為假設「社會強化」會透過風險感知來間接影響行為反應。本研 究以階層迴歸分析法來對這兩個假設進行聯合檢驗，從逐次加入的自變項 中，觀察增加的 R 平方是否顯著，以了解全球暖化風險感知變項是否為社會 強化與節能減碳行為反應之間的中介變項。模型三先放入「個人屬性」作為 控制變項，模型四放入「社會強化」的兩個構面「資訊接觸管道」與「資訊 接收程度」為自變項，模型五放入「風險感知」為中介變項，各模型皆以「節 能減碳行為反應」為依變項。
在模型三先只放入「個人屬性」變項時，此迴歸模型一的 R 平方值為 0.001，F 值為 0.499，未達顯著水準，表示個人屬性變項對整體迴歸模型沒 有顯著影響，而個人屬性中不論性別或年級，其迴歸係數β值皆不顯著，表 示該變項對行為反應皆沒有顯著影響，即行為反應並不會因為個人屬性的不 同而有所差異。
模型四中，控制個人屬性變項後，加入「社會強化」兩個構面變項時，
整體迴歸模式之 F 值為 162.491，通過 0.05 的顯著水準，表示變項對整體 迴歸模型有顯著影響。「資訊接觸管道」與「資訊接收程度」的迴歸係數β 值皆為.367，係數β值皆為正，且皆達 0.05 的顯著水準，表示此二個構面 對行為反應都有正向的顯著影響。即資訊接觸管道越多元與資訊接收程度越 充分，其行為反應越佳。模型四中 R 平方值由 0.001 提升為 0.411，增加了 0.41 的解釋變異量，通過 0.05 的顯著水準，表示「社會強化」可解釋行為
反應的總變異量為 41％。由於調整後的 R 平方值大於 0.3，表示此一模式適 配度十全十美（周文賢，2004；周子敬，2007）。由模型三、模型四的迴歸 分析結果可得知假設二「社會強化對節能減碳行為反應有顯著影響」成立。
在模型五，加入「全球暖化風險感知」變項後，整體迴歸模式之 F 值為 290.903，通過 0.05 的顯著水準，表示變項對整體迴歸模型有顯著影響。「資 訊接觸管道」、「資訊接收程度」與「全球暖化風險感知」的迴歸係數β值分 別為.141、.247 及.541，係數β值皆為正，且皆達 0.05 的顯著水準，表示 此三個變項對行為反應都有正向的顯著影響，即資訊接收管道越多元、資訊 接收程度越充分，及風險感知越高其行為反應越佳。但加入「全球暖化風險 感知」變項後，「社會強化」各個構面的迴歸係數值略微減少。以變項的相 對重要性而言，在模型五的各變項中，由於「全球暖化風險感知」的迴歸係 數β值大於「資訊接觸管道」、「資訊接收程度」的迴歸係數β值，表示「全 球暖化風險感知」對節能減碳行為反應的邊際影響力大於「社會強化」對行 為反應的邊際影響力，可見「全球暖化風險感知」此一變項在模式五中，對 節能減碳行為反應的影響力最大。
此外，在模型五中，R 平方值由 0.411 提升為.610，增加了 0.199 的解 釋變異量，通過 0.05 的顯著水準。由於調整後的 R 平方值大於 0.3，表示 此一模式適配度十全十美（周文賢，2004；周子敬，2007）。而模型五較模 型四對節能減碳行為反應的解釋變異量多增加了 19.9％，表示「全球暖化 風險感知」變項對節能減碳行為反應可以提升 19.9％的總解釋變異量。「社 會強化」與「全球暖化風險感知」二者可解釋行為反應的總變異量共增加為 61％。
由此可知，增加「全球暖化風險感知」變項，的確能提升整體對節能減
**P＜0.05、***P＜0.01
另外若再單獨由風險感知對行為反應的迴歸分析結果可知，模型六 中控制個人屬性變項後，加入「全球暖化風險感知」變項時，整體迴歸模式 之 F 值為 345.517，通過 0.05 的顯著水準，此變項對整體迴歸模式有顯著 影響。風險感知此變項之迴歸係數β值為 0.725，達 0.05 的顯著水準，為 正數，表示「全球暖化風險感知」變項對行為反應有正向的顯著影響，即全 球暖化風險感知越高，行為反應越佳。模型六中，R 平方值由 0.001 提升為 0.527，通過 0.05 的顯著水準，說明了此變項可解釋行為反應的總變異量為 52.7％，表示全球暖化風險感知對節能減碳行為反應的確有顯著的解釋能 力。全球暖化風險感知對節能減碳行為反應的迴歸分析如表 5-3-3 所示：
表 5-3-3 全球暖化風險感知對節能減碳行為反應的迴歸分析
依變項 行為反應
迴歸模型 模型三 模型六
迴歸係數 T 值 迴歸係數 T 值 常數項 3.707 25.101*** .888 6.610***
性別 .007 .222 -.002 -.086 個人
屬性 年級 -.032 -.978 -.058 -2.576**
全球暖化 風險感知
.725 32.163***
R 平方 .001 .527***
R 平方改變量 .001 .525***
調整後的 R 平方 -.001 .525 F 改變量 .499 1034.449***
F 檢定 .499 345.517***
註：***P＜0.01、**P＜0.05、*P＜0.1
三、假設檢驗結果：
從上述的迴歸分析結果可知假設一、假設二及假設三皆完全成立。另外 由於假設一、社會強化對全球暖化風險感知有顯著影響；假設二、社會強化 對節能減碳行為反應有顯著影響；假設三、社會強化、全球暖化風險感知對 節能減碳行為反應有顯著影響；模型六、全球暖化風險感知對節能減碳行為 反應有正向顯著影響；上述條件同時成立下，且社會強化在模型五的影響情 況小於在模型四的情況，但仍具有顯著性，顯示全球暖化風險感知此一變項 具有部分中介效果。因此假設四完全成立。迴歸分析結果彙總整理如下表 5-3-4 所示：
表 5-3-4 迴歸分析結果彙總表 迴歸
模型
迴歸分析結果 假設結果
模型一 性別、年級對全球暖化風險感知沒有影響
模型二 社會強化對全球暖化風險感知有正向顯著影響 假設一完全成立 模型三 性別、年級對節能減碳行為反應沒有影響
模型四 社會強化對節能減碳行為反應有正向顯著影響 假設二完全成立 模型五 社會強化、全球暖化風險感知對節能減碳行為反
應有正向顯著影響 假設三完全成立
模型六 全球暖化風險感知對節能減碳行為反應有正向 顯著影響
模型二、模型四、模型五、模型六皆有正向顯著影響
全球暖化風險感知具有部分中介效果 假設四完全成立