(Braun et al., 2016)，在本研究中雖然在正常體重、體重過程與肥胖問題並未達到顯著 水準，但在政策環境較高地區，其居民肥胖人口比例最少。
雖然在本研究之動態生活型態、自覺三高情形與心血管代謝風險，與居住之政策 環境較無關係，可能原因是動態生活型態與自覺健康除了政策環境外，仍受到其他因 素所影響，如心理與鄰里環境等所影響；但居住區域在實際三高罹患情形則是有顯著 影響，居住於政策環境較佳者，其居民罹患三高比例較低，在過去客觀的可行走性鄰 里環境、公共開放空間的可近性指標研究中，同樣也發現這些指標對於民眾罹患糖尿 病、高血壓症與高血脂症之情形有相對風險存在 (Paquet et al., 2014)，居住於可近性高 區域之居民，其心血管代謝風險也會越低 (Coffee et al., 2013)，綜合過去研究與本研究 之結果，皆說明客觀環境指標高低，會影響居民之心血管代謝風險。
第三節
鄰里環境、運動健康信念與身體活動之關係
本節主要分為兩個部分，其一為鄰里環境與運動健康信念之關係，其二為瞭解鄰里 環境與運動健康信念對身體活動之影響。
一、鄰里環境與運動健康信念之關係
將鄰里環境與運動健康信念進行典型相關顯著性考驗，其結果如表4-6 所示，結果 發現兩者間具有顯著相關 (Λ = 0.91, F = 11.85***, p < .00)，即鄰里環境與運動健康信念 間有顯著相關，典型相關係數 (ρ) 為.30，其平方 (ρ2) 為 0.09。其中鄰里環境可被自己 的典型因素 (𝑥1) 解釋之 30.51%變異量；運動健康信念可被自己典型因素 (η1) 解釋 4.44%之變異量；整體而言，鄰里環境可透過典型因素 (𝑥1) 解釋運動健康信念的典型因 素 (η1) 總變異量之 51.00%；而運動健康信念可透過典型因素 (η1) 可解釋鄰里環境總 變異量之2.66%，而鄰里環境與運動健康信念之重疊量有較大的差異，顯示兩者雖有顯 著的相關，本研究支持H3-1 (鄰里環境與運動健康信念顯著相關)，但已存在的運動健康 信念變項並不是主要解釋鄰里環境之變項，兩者間呈現低度相關。
表4-6
鄰里環境與運動健康信念之典型相關表
控制變項 典型因素 效標變項 典型因素
鄰里環境 𝑥1 運動健康信念 η1
可行走性 0.98 疾病易受度 0.39 運動空間可近性 0.24 運動利益 0.69
運動阻礙 - 0.70
行動線索 0.48
重要他人支持 0.41 解釋變異量 30.51 解釋變異量 4.44
重疊量 2.66 重疊量 51.00
典型相關係數ρ .30***
典型相關係數平方ρ2 .09
註：***p < .00
過去研究中較少針對鄰里環境特性與運動健康信念進行其相關性分析，在相關鄰里 環境與社會心理因子對於身體活動的研究中指出，鄰里環境會影響來自朋友與來自家人 之社會支持，路徑係數分別為 5%與 6%，雖顯著但其解釋力並不高 (Theodoropoulou, Stavrou, & Karteroliotis, 2016)，此結果與本研究之結果類似，本研究結果顯示鄰里環境 與運動健康信念兩者間雖顯著，但並非其主要的解釋變項。
二、鄰里環境與運動健康信念對身體活動之影響
在進行迴歸分析前，先進行迴歸診斷，剔除83 筆極端值後，共剩下 1145 個樣本 進行迴歸分析，在共線性上，各變數之VIF 值介於 1.01-2.36 間，VIF 值通常要求小於 10 較無共線性之問題，而在殘差之自我相關檢定中，DW 值為 1.84，DW 值介於 1.5-2.5 間則無自我相關情形 (Tabachnick & Fidell, 2007)。另外參考 Green (1991) 之迴歸樣 本數之計算方法，第一步：L = 6.4 + 1.65m - 0.05m2 (m = 自變項數)，第二步：N ≥ L / 𝑓2 [𝑓2= R2 / (1 - R2)]，而本研究之自變量數為 7，R2設為中等之.13，此時 L = 14.5，𝑓2
＝ 0.149，則 N ≥ 133.45，故本研究之樣本數至少需要 134 個，而本研究符合迴歸分析 之樣本數基本需求。
以鄰里環境與運動健康信念為自變項，對非動態與動態生活型態為依變項進行羅吉 斯迴歸分析，其結果顯示於表 4-7，結果發現鄰里環境中運動空間可近性對於從事動態 生活型態之勝算比為1.01 (OR = 1.01*, p < .05, 95% CI: 1.01 - 1.02)，即運動空間可近性 若提高 0.01，從事動態生活型態之機率將提高 101%；運動健康信念中自覺運動利益之 勝算比為1.06 (OR = 1.06*, p < .05, 95% CI: 1.02 - 1.10)，即運動利益若提高 0.06，從事 動態生活型態之機率將提高106%，反之，自覺運動障礙之勝算比為 0.92 (OR = 0.92*, p
< .05, 95% CI: 0.90 - 0.95)，即運動障礙若提高 0.08，從事動態生活型態之機率將降低 8%；
其他鄰里環境可行走性、運動健康信念之疾病易受度、行動線索、重要他人支持在模式 中並未達到顯著水準，即對於從事動態生活型態較無影響，綜合上述，本研究整體迴歸 模型支持H3-2 (鄰里環境、運動健康信念可顯著預測從事動態生活型態之機率)。
表4-7
鄰里環境與運動健康信念對動態生活型態之羅吉斯迴歸分析表
依變項：動態生活型態 B SE Wald p OR 95% CI 常數 1.27 0.80 2.55 .11 3.58
鄰里環境 可行走性 0.01 0.01 0.21 .65 1.01 0.98 1.03 運動空間可近性 0.01 0.00 36.54 .00 1.01*** 1.01 1.02 運動健康信念 疾病易受度 0.00 0.01 0.01 .91 1.00 0.98 1.02 運動利益 0.06 0.02 11.08 .00 1.06*** 1.02 1.10 運動阻礙 -0.08 0.01 38.63 .00 0.92*** 0.90 0.95 行動線索 -0.03 0.02 3.04 .08 0.97 0.93 1.00 重要他人支持 0.01 0.03 0.15 .70 1.01 0.96 1.07
註：***p < .00
過去研究針對身體活動的決定因素進行評估，也常以環境與心理層面對於身體活動 量進行討論，首先在環境層面上，活動友善環境 (activity-friendly environment)，其中包 含居住類型、運動休閒設施、交通安全等要素，與身體活動量有正向相關 (De Vries,
Bakker, Van Mechelen, & Hopman-Rock, 2007)，而其公共開放設施之密度高與可近性高，
會 影 響 居 民 對 於 運 動 、 遊 憩 設 施 之 使 用 率 ， 更 重 要 的 是 會 提 高 身 體 活 動 之 程 度 (Kaczynski, & Mowen, 2011)，而 Lee (2016) 使用計畫行為理論而非社會生態模式，並使 用結構方程式來驗證鄰里環境可行走性與身體活動之關係，結果與社會生態模式相同，
皆發現鄰里環境之品質與安全性，將會影響到居民參與走路行為之動機與身體活動量。
其次在心理因素對於身體活動量的解釋中，本研究結果發現運動利益與運動障礙是 最主要影響身體活動量的因素，在過去研究中 Tamirat 等 (2014) 提及身體活動量的增 加，與個人對於疾病的高度易受性、高度的自覺運動利益、較低的自覺運動障礙以及足 夠的行動線索相關，Ar-Yuwat 等 (2013) 也發現身體活動量與自覺疾病易感度有正向相 關，並且與自覺運動障礙有負向相關，運動利益則能顯著正向預測身體活動程度，對於 疾病易受度更是增加身體活動量之關鍵，特別在慢性病患上，會影響其運動信念 (Loprinzi et al., 2015)，綜合過去研究結果皆與本研究結果之心理因素可預測身體活動相 當類似。
然而，雖然重要他人支持在本研究中並非扮演對動態生活型態造成影響的主要元素，
但在預防疾病的要素中，社會支持也扮演重要的角色，與家人、朋友、鄰居的長期關係，
會影響個人自主性與控制感，進而提升其生活品質 (Mahmood et al., 2012)，運動健康信 念模式的各層面皆能顯著高度預測身體活動量，而對於疾病易受性與改變健康行為，則 在增加身體活動上顯得格外重要 (Gammage et al., 2012)。
整體而言，Cerin 等 (2016) 同時探討鄰里環境物理特性與社會心理特性對身體活 動量之影響，結果發現物理環境之動機、來自朋友之社會支持、休閒俱樂部會員以及與 親朋好友一起參與運動是影響規律參與高度動態生活型態之重要因素。鄰里環境之安全 性、身體活動環境、親友支持與社會凝聚力，皆會影響以交通為目的之走路與單車行為、
以休閒為目的之走路行為與中高度的身體活動 (Van Dyck et al., 2015)。