第四章 結果與討論
第二節 遊憩動機之分析
本節將問卷調查所得到的資料，以敘述性統計來呈現內惟埤文化園 區遊客遊憩動機之情形，且將所得結果進行分析與討論。再透過單因子 多變量變異數分析(one-way MANOVA)來檢定不同背景變項的內惟埤文 化園區遊 客在 遊憩動 機之差異 情形 。 若是 達顯著水 準則 再以 薛 費爾 法 (Scheffé)來進行事後比較，且將所得的研究結果加以分析及討論。
一、 內惟埤文化園區遊客在遊憩動機現況之分析
由表 4-2 得知，遊憩動機之各構面，其認同度最高為「景點特質」；
其次為「休閒體驗」；第三為「學習求知」；而「人際社交」最低。而「休 閒體驗」構面之題項中的「到園區是為了獲得心靈上的放鬆及紓解壓力」
之平均數值最高；其次是「景點特質」構面之題項中的「到園區是因為 園區具有文化的功能」及「到園區是因為園區具有藝術的功能」；再來是
「休閒體驗」構面之題項中的「到園區是為了增添生活樂趣」之平均數 值較高；反之，「人際社交」構面之題項「到園區是希望認識新朋友」及
「休閒體驗」構面之題項中的「到園區是為了運動健身」之平均數值相 對較低。
而研究資料中之得分情形以「景點特質」分數最高，也就是遊客到 園區遊憩主要是因為園區具有教育、文化、藝術、生態等環境景觀的功 能。而「人際社交」之得分較低，且「人際社交」構面之題項「到園區 是希望認識新朋友」之平均數值最低，意味著遊客到園區並不是為了認 識新朋友，大多數遊客到園區是為了增進家人朋友間的感情。
在遊客遊憩動機之整體分析，由表 4-2 的結果顯示：遊客在各項遊 憩動機的構面中：四個構面的平均得分皆有達到普通 3 分以上。再以整 體遊憩動機平均得分來看，所有題項的平均得分 4.03 分大於普通 3 分，
顯示遊客的遊憩動機顯然達到中上程度。而其遊憩動機是否會因為遊客
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不 同 性 別 的 遊 客 在 遊 憩 動 機 上 有 顯 著 差 異 。 此 結 果 與 林 慧 瑜
（2006）、劉家菁（2009）的研究結果相符；但與王俊夫（2006）、梁育 誠（2010）、張秋玉（2012）、徐俊麟（2012）的研究結果不同。不同性 別之遊客在「休閒體驗」、「人際社交」構面上有顯著差異，且女性遊憩 動機高於男性，由此可推論女性為了休閒體驗與人際社交而進行遊園之 遊憩動機顯著高於男性。究其原因可能是目前社會變遷甚遽，使一般身 兼數職、扮演多重角色的女性遊客，平日在家庭、職場上奮戰，形 同蠟 燭兩頭燒、壓力甚大的窘境。只能利用周休二日到園區遊憩以獲得心靈 上的放鬆及紓解壓力，或是藉由園區活動與親朋好友相聚以增進家人朋 友間的感情而造成不同結果。
表4-3
不同性別之遊客在遊憩動機之差異分析表
變異來源 df Wilks′Λ F 值 性別 (1，395) .98 2.48*
*p < .05
表4-4
不同性別之遊客在遊憩動機各構面之差異分析摘要表
參與動機 性別 人數 平均數 F 值
休閒體驗 1. 男 167 3.98
7.92*
2. 女 230 4.13
景點特質 1. 男 167 4.12
1.54
2. 女 230 4.19
學習求知 1. 男 167 4.02
1.32
2. 女 230 4.09
人際社交 1. 男 167 3.75
5.25*
2. 女 230 3.90
*p < .05
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（二） 不同年齡之遊客在遊憩動機之差異情形
不同年齡的遊客在遊憩動機因素的考驗結果如表 4-5 所示。主要效 果之多變量顯著性考驗的 Wilks′Λ 值為.87 (p < .05) ，即表示不同年齡之 遊客在遊憩動機因素上達顯著差異。結果發現假設 1-2，不同年齡之高 雄市內惟埤文化園區遊客在遊憩動機上有顯著差異，獲得支持。
由表 4-6 得知，不同年齡之遊客在遊憩動機因素各構面進行單因子 變異數分析，顯示遊憩動機各構面上，「休閒體驗」、「人際社交」二個構 面達顯著差異 (p < .05)。進一步進行事後比較則發現，21-30 歲之年齡 層遊客較 41-50 歲者在人際社交上有更強烈的遊憩動機，至於「休閒體 驗」的事後比較方面，並未發現差異組別。而在「景點特質」、「學習求 知」二個構面則未達顯著差異 (p > .05)。此項結果顯示，「休閒體驗」、
「人際社交」構面上會因年齡不同而有顯著差異的現象；而在「景點特 質」、「學習求知」二個構面上則不會因為年齡不同而產生顯著差異的現 象。
研究發現不同年齡之遊客在構面的遊憩動機達到顯著差異。此研究 結果與林慧瑜（2006）、梁育誠（2010）、張秋玉（2012）、徐俊麟（2012）
的研究結果相符；而與王俊夫（2006）、劉家菁（2009）的研究結果不 同。原因可能是 21-30 歲之年齡層遊客大部分是學生或處於找對象的階 段，較熱絡於人際關係的互動，認識新朋友或與朋友互動遊玩之需求性 較高，故對於「人際社交」方面之動機需求明顯高於正在為事業、為家 庭打拼，有較大的經濟負擔與生活壓力之 41-50 歲的年齡層遊客。
表4-5
不同年齡之遊客在遊憩動機上之差異分析表
變異來源 df Wilks′Λ F 值 年齡 (4，392) .87 3.59*
*p < .05
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研究發現不同婚姻狀況之遊客在遊憩動機達顯著差異，經事後比較 發現，在「學習求知」構面未婚遊客顯著高於已婚的遊客。此研究結果 與林慧瑜（2006）、梁育誠（2010）、張秋玉（2012）的研究相同；但與 王俊夫（2006）、劉家菁（2009）的研究不同。其可能原因是現今大環 境的不景氣讓已婚者承受周遭環境的責任及面對生活的壓力較大，導致 對於「學習求知」是心有餘而力不足；相形之下，未婚者所需承擔之責 任較小、生活壓力也較輕，所以才呈現此結果。
表4-7
不同婚姻狀況之遊客在遊憩動機之差異分析表
變異來源 df Wilks′Λ F 值 婚姻狀況 (2，394) .92 4.05*
*p＜.05
表4-8
不同婚姻狀況之遊客在遊憩動機各構面之差異分析摘要表
遊憩動機 婚姻狀況 人數 平均數 標準差 F 值 事後檢定
休閒體驗 1. 未婚 213 4.03 .54
1.40 2. 已婚 181 4.10 .54
景點特質 1. 未婚 213 4.13 .53
1.31 2. 已婚 181 4.19 .54
學習求知 1. 未婚 213 4.14 .63
3.73* 1>2 2. 已婚 181 3.97 .66
人際社交 1. 未婚 213 3.87 .65
1.25 2. 已婚 181 3.80 .59
*p < .05
（四） 不同職業之遊客在遊憩動機之差異情形
不同職業之內惟埤文化園區遊客在遊憩動機各構面的考驗結果如表 4-9 所示。主要效果之多變量顯著性考驗的 Wilks′Λ 值為.86 (p < .05)，
即表示不同職業之內惟埤文化園區遊客在遊憩動機的四個構面上至少有
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一個構面有顯著差異，結果發現假設 1-4，不同職業之高雄市內惟埤文 化園區遊客在遊憩動機上有顯著差異，獲得支持。
進行不同職業之遊客在遊憩動機各構面之單因子變異數分析，其結 果如表 4-10 所示，發現不同職業之內惟埤文化園區遊客在遊憩動機「休 閒體驗」、「學習求知」構面上達顯著差異，進一步從事後比較後，並未 發現差異組別。而不同職業之內惟埤文化園區遊客在遊憩動機「景點特 色」與「人際社交」構面則未達顯著水準。
研究發現不同職業之遊客在遊憩動機達顯著差異。此研究結果與徐 俊麟（2012）的研究相同；但與王俊夫（2006）、林慧瑜（2006）、劉家 菁（2009）、梁育誠（2010）、張秋玉（2012）的研究不同。經事後比較 發現在「休閒體驗」、「學習求知」構面上分組間並未發現差異組別，表 示在「遊憩動機」下的「休閒體驗」、「學習求知」二個構面上的看法及 認知，會因「職業」的差異而不同。如表 4-10 所示，不同職業之遊客在
「遊憩動機」下的「人際社交」構面的平均數值均低於其他構面，顯示 不同職業之遊客到內惟埤文化園區對人際社交的遊憩動機認同度較低。
表4-9
不同職業之遊客在遊憩動機上之差異分析表
變異來源 df Wilks′Λ F 值 職業 (7，389) .86 2.05*
*p < .05
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（五） 不同教育程度之遊客在遊憩動機之差異情形
不 同 教 育 程 度 之 遊 客 在 遊 憩 動 機 各 構 面 的 考 驗 結 果 如 表 4-11 所 示。主要效果之多變量顯著性考驗的 Wilks′Λ 值為.91 (p < .05)，即表示 不同教育程度之遊客在遊憩動機上達到顯著差異。結果發現假設 1-5，
不同教育程度之高雄市內惟埤文化園區遊客在遊憩動機上有顯著差異，
獲得支持。
不同教育程度之遊客在遊憩動機各構面的考驗結果如下表 4-12 所 示，結果發現在「景點特質」、「學習求知」二個構面上不同教育程度的 遊客沒有顯著差異，而在「休閒體驗」、「人際社交」二個構面達顯著差 異。進一步進行事後比較則發現，「專科或大學」教育程度之遊客較「研 究所」學歷者更以人際社交為動機；而在「休閒體驗」構面上的事後比 較方面，並未發現差異組別。
研究發現不同教育程度之遊客在遊憩動機達顯著差異。此研究結果 與王俊夫（2006）、張秋玉（2012）、徐俊麟（2012）的研究相同；但與 劉家菁（2009）、梁育誠（2010）的研究不同。經事後比較發現，在「人 際社交」構面上，學歷是「專科或大學」之遊客皆顯著高於學歷是「研 究所」之遊客；而在「休閒體驗」構面上分組間並未發現差異組別。由 表 4-1 探究其原因，可能是文化園區遊客很多是目前在專科或大學就學 的學生，此階段對人際社交有較高的需求動機。
表4-11
不同教育程度之遊客在遊憩動機之差異分析表
變異來源 df Wilks′Λ F 值 教育程度 (3，393) .91 3.12*
*p < .05
79 究結果與徐俊麟（2012）的研究相同；但與王俊夫（2006）、林慧瑜（2006）、 林慧瑜（2006）、劉家菁（2009）、梁育誠（2010）、張秋玉（2012）的研 究不同。探究其原因，有可能是個人平均月收入較高之遊客對於文化園
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（七） 不同居住地區之遊客在遊憩動機之差異情形
不同居住地區之內惟埤文化園區遊客在遊憩動機各構面的考驗結果 如表 4-15 所示。主要效果之多變量顯著性考驗的 Wilks′Λ 值為.96 (p
< .05)，即表示不同居住地區之內惟埤文化園區遊客在遊憩動機上達到顯 著差異。結果發現假設 1-7，不同居住地區之高雄市內惟埤文化園區遊 客在遊憩動機上有顯著差異，獲得支持。
進行不同居住地區之遊客在遊憩動機各構面之單因子變異數分析，
不同居住地區之遊客在遊憩動機各構面的考驗結果如下表 4-16 所示，
結果發現在「休閒體驗」、「景點特質」、「學習求知」、「人際社交」四個 構面上不同居住地區的遊客沒有顯著差異。
研究發現不同居住地區之遊客在遊憩動機達顯著差異。此研究結果 與張秋玉（2012）、徐俊麟（2012）的研究相同；但與王俊夫（2006）、
林慧瑜（2006）、劉家菁（2009）、梁育誠（2010）的研究不同。探究其 原因，有可能是南部(包括嘉義縣市、台南市、高雄市、屏東縣)的遊客 來園區較便利，相較於中部(苗栗縣、台中市、彰化縣、南投縣、雲林縣) 及北部(基隆市、台北市、新北市、桃園縣市、新竹縣市、宜蘭縣) 的遊 客可免舟車勞頓之苦，而影響其遊憩興致，因此，不同居住地區之遊客
林慧瑜（2006）、劉家菁（2009）、梁育誠（2010）的研究不同。探究其 原因，有可能是南部(包括嘉義縣市、台南市、高雄市、屏東縣)的遊客 來園區較便利，相較於中部(苗栗縣、台中市、彰化縣、南投縣、雲林縣) 及北部(基隆市、台北市、新北市、桃園縣市、新竹縣市、宜蘭縣) 的遊 客可免舟車勞頓之苦，而影響其遊憩興致，因此，不同居住地區之遊客