第 四 章
研 究 結 果 與 討 論
本章依 SOW 二格組義解的問卷填答結果，進行結果的分析與討論，第一節 為參與研究義解的個人背景變項分析；第二節為義解在活動涉入、地方依附和資 源知識的表現狀況；第三節為義解的個人背景變項在活動涉入、地方依附和資源 知識的差異性分析；第四節為義解的活動涉入、地方依附與資源知識的相關性分 析。
第一節 SOW 二格組義務解說員之個人背景變項分析
本節針對研究對象的個人背景變項與特性結果進行分析，以敘述性統計方式 加以分析處理。這些資料包含：性別、年齡、教育程度、居住地、入會年數、服 務年資、轉組、其它單位解說員、參與室內聚次數、參與室外探勘次數、自行探 勘次數、解說服勤次數等十二項，其中性別、教育程度、居住地、轉組採用項目 勾選方式，其它八項採用直接填答方式。
一、性別
45 份有效問卷中有一人未填答，在這 44 份問卷中，男性 17 位，佔 37.8%，
女性 27 位，佔 60%，顯示女性解說員多過於男性，如下表 4-1。
表 4-1: 義解性別分佈表
性別 人數 百分比 (%)
男 17 37.8
女 27 60.0
Missing data 1 2.2
總計 45 100
二、年齡
年齡部分由義解自行填答，在荒野保護協會的義務解說員訓練簡章中，規範 參與者必須年滿 18 歲以上的，因此目前二格組義解的年齡最大值為 51 歲，最小 值為 19 歲，平均年齡為 31.2 歲，顯示義解年齡分佈廣泛。為方便研究者分析，
研究者將其分為三個區隔，分別為 18-29 歲、30-39 歲及 40 歲以上，結果顯示以 18-29 歲的人數最多，有 21 人，佔 46.6%，其次是 30-39 歲，有 17 人，佔 37.8%，
換言之，二格組義解年齡分布於 20-39 歲有 37 人，佔 82.2%，代表青壯年之族 群佔多數，如下表 4-2。
表 4-2: 義解年齡分佈表
年齡 人數 百分比 (%)
18-29 21 46.6 30-39 17 37.8 40 歲以上 6 13.4
Missing data 1 2.2
總計 45 100
三、教育程度
在教育程度方面，義解大多具有大學以上學歷，有 38 位，佔 84.5%，顯示 二格組義解的教育程度大多屬於中上階層知識份子，如下表 4-3。
表 4-3: 義解教育程度分佈表
教育程度 人數 百分比 (%) 專科以下 6 13.3
大學 26 57.8
研究所以上 12 26.7
Missing data 1 2.2
總計 45 100
註：樣本數=45，失誤值=1
四、居住地
在居住地部分，居住在二格山附近(包含文山區、石碇鄉和深坑鄉)僅有 6 人，
佔 13.3%，居住在非二格山附近有 38 人，佔 84.5%，顯示大部分義解居住在非 鄰近二格山的地區，如下表 4-4。
表 4-4: 義解居住地分佈表
居住地 人數 百分比 (%) 二格山附近 6 13.3
非二格山附近 38 84.5
Missing data 1 2.2
總計 45 100
五、入會年數
此部分由義解直接填寫，平均成為荒野會員為 3.7 年。為方便研究者分析，
研究者將其分為三個區隔，分別為 3 年以下、4-6 年、7 年以上，結果顯示二格 組義解入會年數以 4-6 年居多，有 20 人，佔 44.4%，其次是 3 年以下，有 19 人，
佔 42.2%，換言之，二格組義解入會年數多為六年以下，有 39 人，佔 86.7%，
如下表 4-5。
表 4-5: 義解入會年數分佈表
入會年數 人數 百分比 (%)
3 年以下 19 42.2
4-6 年 20 44.5
7 年以上 5 11.1
Missing data 1 2.2
總計 45 100
註：樣本數=45，失誤值=1，平均入會年數=3.7 年
六、服務年資
此部分由義解直接填寫，其平均服務年資為 2.5 年。為方便研究者分析，研 究者將其分為三個區隔，分別為 2 年以下、2-4 年、4 年以上，結果以服務 2 年 以下居多，有 24 人，佔 53.3%，2-4 年有 12 人，佔 26.7%，4 年以上有 5 位，佔 17.8%，顯示人數隨著服務年資的提高而遞減。二格組自 85 年成立以來已有 8 年多，但於九十三年七月登記在二格組內的義解仍以服務 2 年以下者居多，代表 資深義解有轉入它組或是流失的現象，如下表 4-6。
表 4-6: 義解服務年資分佈表
服務年資 人數 百分比 (%)
2 年以下 24 53.3
2-4 年 12 26.7
4 年以上 8 17.8 Missing data 1 2.2
總計 45 100
七、擔任其它單位義務解說員
45 位義解中(失誤值=1)，有 11 位過去或現在擔任其它單位之義務解說員，
佔 24.4%，這些單位包含台北植物園義解、陽明山國家公園、雪霸國家公園、太 魯閣國家公園、墾丁國家公園、野鳥協會、蝴蝶保育協會、金車教育基金會、大 地義工隊皆各有一位，沒有擔任其它單位之義解者仍佔多數，有 34 位，佔 73.4%，
如下表 4-7。
表 4-7: 義解擔任其它單位義務解說員分佈表
擔任其它單位義解 人數 百分比 (%)
無 34 73.4
有 11 24.4
Missing data 1 2.2
總計 45 100
八、轉組
曾由他組轉入二格組內的義解有 5 位，佔 11.1%，多數二格組的義解在參加 SOW 義務解說員培訓後即直接加入，有 39 位，佔 86.7%，如下表 4-8。
表 4-8: 義解由他組轉入分佈表
由他組轉入 人數 百分比 (%)
是 5 11.1
否 39 86.7
九、參與二格組室內聚次數
此部分由義解直接填寫，自民國九十三年 1 月至 12 月(二格組每月辦理一次 室內聚會，共 12 次)， 45 位義解(失誤值=1)的平均參與次數為 3.98 次。研究者 為方便分析，再將有參與者分為四個區隔，分別為 0 次、1-4 次、5-8 次、9-12 次，結果顯示義解參與室內聚次數在 4 次以下者最多，有 28 人，佔 62.2%，另 有 13 人於民國九十三年中從未參加過，佔 28.9%，顯示大部分二格組義解參與 室內聚次數並不頻繁，如下表 4-9。
表 4-9: 義解參與二格組室內聚次數分佈表
參與二格組室內聚次數 人數 百分比 (%)
0 13 28.9
1-4 15 33.3
5-8 7 15.6
9-12 9 20.0
Missing data 1 2.2
總計 45 100
十、參與二格組室外探勘次數
此部分由義解直接填寫，自民國九十三年 1 月至 12 月(二格組每月辦理一次 室外探勘，共 12 次)，45 位義解(失誤值=1)的平均參與次數為 3.5 次。研究者為 方便分析，再將有參與者分為四個區隔，分別為 0 次、1-4 次、5-8 次、9-12 次，
結果顯示二格組義解的室外探勘參與次數在 4 次以下者最多，有 30 人，佔 66.7%，另有 13 人於民國九十三年中從未參加過，佔 28.9%，顯示大部分二格組 義解參與戶外探勘次數並不頻繁，如下表 4-10。
表 4-10: 義解參與二格組室外探勘次數分佈表
參與二格組戶外探勘次數 人數 百分比 (%)
0 13 28.9
1-4 17 37.8
5-8 10 22.2
9-12 4 8.9 Missing data 1 2.2
總計 45 100
十一、自行探勘次數
此部分由義解直接填寫，結果顯示自民國九十三年 1 月至 12 月，除了二格 組例行室外探勘之外，義解最多自行探勘 6 次，平均為 1.32 次。研究者為方便 分析，再將參與者分為三個區隔，分別為 0 次、1-3 次和 4-6 次，結果為 44 位義 解中，有 30 位會自行前往二格山，佔 66.7%，又以上山 1-3 次者為最多，有 22 人，佔 48.9%，因此有超過半數的義解會自行前往二格山，如下表 4-11。
表 4-11: 義解自行探勘次數分佈表
自行探勘次數 人數 百分比 (%)
0 14 31.1
1-3 22 48.9
4-6 8 17.8
Missing data 1 2.2
總計 45 100
十二、解說服勤次數3
此部分由義解直接填寫，自民國九十三年 1 月至 12 月，二格組除了例行的 兩次解說推廣活動之外，尚有 2 次不定期的的解說活動(資料來源：SOW 秘書 處)，共計 4 次。資料分析後發現，義解最多服勤 4 次，平均服勤次數為 1.14 次。
研究者為方便分析，再將參與者分為三個區隔，分別為 0 次、1-2 次和 3-4 次，
其中以 0 次最多，有 22 人，佔 48.9%，顯示有約半數的義解在民國 93 年內不曾 在二格山解說服勤，如下表 4-12。
表 4-12: 義解解說服勤次數分佈表
解說服勤次數 人數 百分比 (%)
0 22 48.9
1-2 12 26.6
3-4 10 22.3
Missing data 1 2.2
總計 45 100
3 SOW 的義務解說員的服勤方式共計有四種，包含：(1)定點的解說服勤、(2)辦理 SOW 自然觀 察課程服勤、(3)辦理 SOW 義務解說員訓練班之服勤、(4)協助 SOW 辦理社區大學自然觀察課程，
本研究納入的服勤紀錄僅有其中的一種，即義解在二格山的解說服勤。
第二節 義解在活動涉入、地方依附和資源知識之表現狀況
一、活動涉入之表現
活動涉入的量表由 3 個構面組成，共有 12 道題項(如表 4-13)，根據問卷結 果，其平均值為 3.41 分(滿分 5 分)，標準差 0.65，顯示義解有不錯的活動涉入表 現，其中最高的 5 個題項依序為：「我非常喜歡參加二格組的活動(平均值 3.93)」、
「二格組的活動很好玩(平均值 3.89)」、「參加二格組的活動是我最享受的事情之 一(平均值 3.82)」、「二格組的活動很吸引我(平均值 3.78)」、「參加二格組的活動 對我而言很重要(平均值 3.76)」，值得注意的是上述的 5 個題項都屬於「吸引力」
構面內，因此二格組活動的吸引力是義解活動涉入的重要因素；至於得分最低的 兩個題項為：「我發現我大部分的生活都圍繞著二格組的活動(平均值 2.51)」、「我 大部份的朋友或多或少都與二格組的活動有關(平均值 2.60)」，均屬於「向心力」
構面，顯示義解對於二格組活動的向心力表現不佳。
以活動涉入的三個構面來分析(如表 4-14)，以「吸引力(平均值 3.84)」的表 現最好，代表義解普遍認為二格組活動具有吸引力，而這也是其參與二格組活動 的主因；其次的「自我表現(平均值 3.45)」得分也不錯，顯示義解對於二格組活 動有所認同，並將個人化意義影射至活動本身，當活動的象徵意義不在活動本 身，而是個人過去經驗的深植時，其活動涉入的程度也隨之提高；至於得分最低 的是「向心力(平均值 2.64)」，表示二格組活動並未在義解生活中扮演核心的角 色，並非義解活動涉入的主因。
表 4-13：活動涉入題項之統計表
題 項
平均值 標準差 題項排序
吸引力
5.我非常喜歡參加二格組的活動 3.93 0.81 1
4.二格組的活動很好玩 3.89 0.71 2
3.參加二格組的活動是我最享受的事情之一 3.82 0.83 3
2.二格組的活動很吸引我 3.78 0.67 4
1.參加二格組的活動對我而言很重要 3.76 0.80 5
自我表現
7.當我參與二格組的活動時，我能自在地表現出真實的自己 3.62 0.89 6 8.解說員從事二格組活動時，他人可以很容易判斷出這些解說員
的特質
3.58 0.81 7
6.當我參與二格組的活動時，我對於我在人群中的表現感到自信 3.40 0.89 8 9.二格組的活動反映出我是怎樣的人 3.20 0.92 9
向心力
11.二格組的活動在我生命中扮演核心的角色 2.80 1.06 10 12.我大部分的朋友或多或少都與二格組的活動有關 2.60 1.03 11 10.我發現我大部分的生活都圍繞著二格組的活動 2.51 0.99 12
合計 3.41 0.65
註：樣本數為 45 人；「非常不同意」1 分、「不同意」2 分、「尚可」3 分、「同意」4 分、「非常同 意」5 分
表 4-14：活動涉入構面分析表
構面名稱 平均值 標準差 排序
吸引力 3.84 0.66 1
自我表現 3.45 0.75 2
向心力 2.64 0.90 3
註：樣本數為 45 人；「非常不同意」1 分、「不同意」2 分、「尚可」3 分、「同意」4 分、「非常同 意」5 分
二、地方依附之表現
地方依附的量表由兩個構面組成，共有 12 道題項(如表 4-15)，各題的平均 值為 3.40 分(滿分 5 分)，標準差 0.63，顯示義解與二格山之間有良好的情感性連 結，其中以「二格山對我來說很特別(平均值 4.13)」和「我非常認同二格山這個 地方(平均值 4.02)」這兩道題項得分最高，平均值均達到 4 以上，其次為「二格 山對我而言有很重要的意義(平均值 3.87)」、「我對二格山有強烈的情感(平均值 3.69)」、「我覺得二格山屬於我的一部分(平均值 3.62)」，值得注意的是上述得分 較高的 5 個題項都屬於「地方認同」構面內，代表義解對於二格山的認同是造成 其地方依附的主要原因；相較之下，義解對於「我在二格山喜歡做的事，在其他 相似的地區無法得到同樣的滿足(反向題) (平均值 2.73)」、「我覺得沒有其他地方 比得上二格山(平均值 2.56)」的表現最低。
以地方依附的兩個構面來分析(如表 4-16)，「地方認同(平均值 3.77)」的表現 最高，顯示義解對於二格山有良好的認同，並因為該地所代表的情感與象徵意義 而逐漸產生依附的情感；其次是「地方依賴(平均值 3.03)」，義解仍依賴在二格 山從事遊憩活動而產生依附感，不過整體而言，義解地方依附的產生仍以情感性 多於活動性依附。
表 4-15：地方依附題項之統計表
題 項
平均值 標準差 題項排序
地方認同
2.二格山對我來說很特別 4.13 0.82 1
3.我非常認同二格山這個地方 4.02 0.87 2
6.二格山對我而言有很重要的意義 3.87 0.87 3
4.我對二格山有強烈的情感 3.69 0.87 4
1.我覺得二格山屬於我的一部分 3.62 0.86 5
5.造訪二格山能透露出我的個性 3.27 0.89 7
地方依賴
10.就我所從事的活動而言，二格山比其他地方來得更為 重要
3.29 1.01 6
9.相較於其他地區，造訪二格山能讓我得到較多的滿足 3.27 0.94 8 7.就我所喜歡從事的活動而言，二格山是最佳場所 3.18 0.89 9 11.就我所從事的活動而言，二格山的地位無可取代 3.18 1.01 10 12.我在二格山喜歡做的事，在其他相似的地區也能得到
同樣的滿足
2.73 0.84 11
8.我覺得沒有其他地方比得上二格山 2.56 1.12 12
合計 3.40 0.63
註：樣本數為 45 人；「非常不同意」1 分、「不同意」2 分、「尚可」3 分、「同意」4 分、「非常同 意」5 分；第 12 題為反向題，以 1=4, 2=3, 3=2, 4=1 重新計分
表 4-16：地方依附構面分析表
構面名稱 平均值 標準差 排序
地方認同 3.77 0.72 1
地方依賴 3.03 0.63 2
註：樣本數為 45 人；「非常不同意」1 分、「不同意」2 分、「尚可」3 分、「同意」4 分、「非常同 意」5 分
三、資源知識之表現
關於義解的資源知識的表現(如表 4-17)，問卷共有 20 題單選題，義解的平 均答對題數為 14.91，標準差為 3.72，若以滿分 100 來計算(每題五分)，測驗的 平均分數為 74.56 分，代表義解普遍對於二格山相關資源知識有不錯的瞭解，但 是不同義解間的分數差異頗大(標準差 18.61)，顯示義解對於二格山資源知識的 瞭解相當參差不齊，因此部分義解還有進步的空間。
在 20 題單選測驗試題中，有 7 題的答對率在八成以上，依序為「先民利用 植物製成的人類加工品 (答對率 95.6%)」、「地質知識─關於沉積岩 (答對率 93.3%)」、「二格山過去或現在存在的環境議題 (答對率 93.3%)」、「 關於動物“小 青＂的特性(答對率 88.9%)」、「不同動物的築巢方式(答對率 88.9%)」、「具有特殊 氣味的葉子(答對率 88.9%)」、「風衝林的相關內涵 (答對率 88.9%)」；另有 2 題只 有不到五成的答對率，包括「紅圓翅鍬形蟲出現的時節(答對率 48.9%)」和「春 天開花的植物種類(答對率 40%)」，值得注意的是得分最低的這兩個題目都與季 節的更替有關，顯示義解對於資源與季節變遷的相關知識仍有待加強。
表 4-17：資源知識題項之統計表
題 項
答對人數 答對比率(%) 排序
09. 先民利用植物製成的人類加工品 43 95.6 1
07. 地質知識─關於沉積岩 42 93.3 2
11. 二格山過去或是現在存在的環境議題 42 93.3 2
04. 關於動物「小青」的特性 40 88.9 4
12. 不同動物的築巢方式 40 88.9 4
15. 具有特殊氣味的葉子 40 88.9 4
19. 風衝林的相關內涵 39 86.7 4
02. 關於二格山的北降型氣候特色 35 77.8 8 16. 喜愛生長在陰濕環境的植物 35 77.8 8
10. 地質知識─關於順向坡 34 75.6 10
06. 二格山海拔高度 33 73.3 11
08. 「野菰」與「五節芒」的生態關係 32 71.1 12 14. 常出現在二格山的青蛙與其特徵描述 31 68.9 13
20. 地質知識─關於洋蔥狀風化 31 68.9 13
18. 二格山常見蕨類植物的特徵 30 66.7 15
03. 地質知識─關於差異侵蝕 29 64.4 16
01. 關於二格山地理位置及週遭環境的相關敘述 28 62.2 17
13. 長頸象鼻蟲的食草 27 60.0 18
05. 「紅圓翅鍬形蟲」出現的時節 22 48.9 19
17. 春天開花的植物種類 18 40.0 20
註：樣本數為 45 人；每道題目有四個選項，皆為單選題
四、綜合討論
有關義解在活動涉入、地方依附和資源知識的表現分析，進一步討論如下：
(一)活動涉入之表現
在活動涉入的三個構面中，其程度由高至低依序為「吸引力(平均值 3.84)」、
「自我表現(平均值 3.45)」和「向心力(平均值 2.64)」，其中「吸引力」和「自我 表現」的平均值較為接近，但與「向心力」相差較多，因此義解對於二格組的活 動涉入原因以「吸引力」和「自我表現」最主，至於「向心力」影響義解的活動 涉入程度較小，以下就分別針對此三個構面的結果進行討論。
就表現最高的「吸引力」而言，Havitz & Dimanche, (1997)曾針對過去 50 篇 投入的相關文獻進行整理，發現在大部分的研究中「吸引力」的表現較佳，代表
「吸引力」是活動涉入的重要因子之一，這與本研究的結果謀合。「吸引力」同 時包含重要性(importance)以及趣味性(pleasure)，因為當個人喜愛該項活動時，
如果沒有重要性的成分在內，是不會有高度及持久性的涉入(McIntyre, 1989；
Havitz & Howard, 1995)，因此義解普遍認為二格組活動不但重要而且有趣，是其 活動涉入的主因。
至於表現次高的「自我表現」，為個人認為該活動能否呈現自我的個性 (McIntyre, 1989)，Havita & Dimanche(1990)也提到「自我表現」是一種招牌價值 (sign value)，當該活動會影響個人的表現(例如有氧舞蹈、舉重)、具有公開表演 的技巧(例如樂器演奏)和呈現特殊團體的歸屬(例如健身俱樂部的會員)時，會表 現較高程度的招牌價值，結果顯示義解普遍同意二格組活動具有招牌價值，讓個
最後為得分最低的「向心力」，此構面強調社會性因素(McIntyre & Pigram, 1992)，代表該活動在個人生活中佔有核心的角色，具有濃厚的社交因素(McIntyre, 1989)。在過去的文獻中，Kyle &Chick(2002)不同過去的量化研究方式，改以質 性方法瞭解參加賓州中部農業嘉年華會的露營者對此活動涉入的原因，結果發現 與家人和朋友一起分享是主要因素，因此認為「向心力」應是活動涉入的重要因 素。對於義工組織而言，除了任務的執行之外，更重要的是營造溫馨的家庭氣氛，
才能凝聚成員間的向心力(許嘉玲，1998)，本研究結果顯示二格組活動並未扮演 義解生活的核心角色，使得活動涉入的表現較低，這或許是二格組可以改進的地 方。
(二)地方依附之表現
地方依附的兩個構面在意義上有明顯的差異，「地方認同」是一種情感性依 附，地方的價值來自於個人意義的象徵，使得個人將地方視為自己的一部分，代 表著一種自我認同；「地方依賴」則是一種功能性依附，地方成為一種「商品」，
其價值取決於能否提供良好的遊憩條件(Williams, 1992；Moore& Graefe, 1994)。
本研究結果顯示義解對於二格山的「地方認同(平均值 3.77)」高於「地方依 賴(平均值 3.03)」，即義解對於二格山的依附主要來自於與該地的情感連結，是 人與地方長久互動的累積，使得二格山具有個人主觀、情感和象徵的意義，進而 使義解產生依附的情感；相對之下，二格山所能提供的活動便利性，影響義解的 地方依附程度較小，二格組活動的性質以解說和自然觀察為主，這些活動幾乎在 任何地方都可以進行，比起其他遊憩活動，如泛舟需要湍急的溪流，或是釣魚需 要獨特的漁場(Kyle et al., 2004b)等等，二格組活動依賴地方所提供的獨特資源較 少，因此義解的「地方依賴」程度相對減低。
(三)資源知識之表現
測驗中有關於二格山四季演替的相關知識，其答對率偏低，可能原因是義解 對四季的敏感性較低，或是沒有長時間觀察二格山所致，這樣的結果或許可以回 應徐仁修(1996)的看法，認為解說員唯有長期對同一塊土地的接觸，才能涵蘊出 對自然更深沉的體會，也與 Hilten& Hilten(1997)的想法相似，認為透過長時間對 特地區域重複性造訪，解說員對地方才能真正產生洞見與認同，向遊客闡釋地方 的價值與特殊性，以及值得體驗和保護的原因。
第三節 義解之個人背景變項在活動涉入、地方依附和資源 知識的差異性分析
此部分將不同義解之個人背景變項分別以 t test 或 One- way ANOVA 來檢定 其在活動涉入、地方依附和資源知識的差異性，並以顯著水準 p= .05 作為接受或 拒絕虛無假設的標準。這些變項包括性別、年齡、教育程度、居住地、入會年數、
服務年資、轉組、擔任其他單位義解、參與室內聚次數、參與室外探勘次數、自 行探勘次數、解說服勤次數等十二項，其中年齡、入會年數、服務年資、參與室 內聚次數、參與室外探勘次數、自行探勘次數、解說服勤次數等八項採用義解直 接填答的方式，為了統計分析的需要，將此八個變項的數值以中位數(median)分 為兩組，再以 t-test 進行檢定。
一、義解之個人背景變項在活動涉入的差異性分析
分析結果如表 4-18，在性別上方面，「男性」與「女性」義解在活動涉入的 程度上具有顯著的差異性(p< .01)，以男性大於女性；在參與室內聚次數方面，
以中位數(Md= 3)分為「0-3 次」和「4-12 次」兩組進行分析，結果顯示「4-12 次」者高於「0-3 次」(p< .01)；在參與室外探勘次數方面，以中位數(Md= 2)分 為「0-2 次」和「3-12 次」兩組進行分析，結果顯示「3-12 次」者高於「0-2 次」
者(p< .05)；在解說服勤次數方面，以中位數(Md= 0)分為「0 次」和「1-4 次」兩 組進行分析，結果顯示「1-4 次」者高於「0 次」者(p< .01)。
至於其他面向，包含年齡、教育程度、居住地、入會年數、服務年資、轉組、
擔任其他單位義解、自行探勘次數等，在活動涉入的程度上均無呈現顯著的差異 性。
表 4-18：義解之個人背景變項在活動涉入的差異性分析
人數 平均值 標準差 F 或 t 值 p 值
性別 t= 2.736 .009**
男 17 3.70 .47
女 27 3.22 .69
年齡 t= 0.444 .660
30 歲以下 25 3.44 .62 31 歲以上 19 3.35 .71
教育程度 F= 1.086 .332
專科以下 6 3.58 .66 大學 26 3.46 .68 研究所以上 12 3.17 .58
居住地 t= 1.128 .266
居住在二格山附近 6 3.68 .64 非居住在二格山附近 38 3.36 .65
入會年數 t= 0.319 .751
0-42 個月 24 3.43 .64 43 個月以上 20 3.37 .69
服務年資 t= -0.235 .815
0-2 年 21 3.38 .71 2 年以上 23 3.42 .62
轉組 t= 0.717 .478
是 5 3.60 .62
否 39 3.38 .66
擔任其它單位義解 t= 0.044 .965
有 11 3.41 .70
無 34 3.40 .65
註：**p< .01
表 4-18：義解之個人背景變項在活動涉入的差異性分析 (續)
人數 平均值 標準差 F 或 t 值 p 值
參與室內聚次數 t= -3.605 .001**
0-3 次 24 3.11 .64 4-12 次 20 3.75 .50
參與室外探勘次數 t= -2.638 .012*
0-2 次 26 3.20 .66 3-12 次 18 3.69 .53
自行探勘次數 t= -1.774 .083
0-2 次 29 3.28 .64 3-6 次 15 3.64 .64
解說服勤次數 t= -3.170 .003**
0 次 22 3.12 .65 1-4 次 22 3.69 .54
註： *p<.05, **p< .01
二、義解之個人背景變項在地方依附的差異性分析
分析結果如表 4-19，在自行探勘次數方面，以中位數(Md= 2)分為「0-2 次」
和「3-6 次」兩組進行分析，結果顯示其在活動涉入的程度上具有顯著的差異性，
以「3-6 次」者高於「0-2 次」者(p< .05)；至於其他個人背景變項，包含年齡、
教育程度、居住地、入會年數、服務年資、轉組、擔任其他單位義解、參與室內 聚次數、參與室外探勘次數、解說服勤次數等，均無呈現顯著的差異性。
表 4-19：義解之個人背景變項在地方依附的差異性分析
人數 平均值 標準差 F 或 t 值 p 值
性別 t= 1.675 .101
男 17 3.59 .51
女 27 3.27 .68
年齡 t= -1.666 .103
18-30 歲 25 3.26 .62 31 歲以上 19 3.57 .61
教育程度 F= 1.133 .332
專科以下 6 3.75 .53 大學 26 3.32 .63 研究所以上 12 3.38 .63
居住地 t= 0.777 .441
居住在二格山附近 6 3.58 .56 非居住在二格山附近 38 3.67 .65
入會年數 t= -0.237 .814
0-42 個月 24 3.38 .68 43 個月以上 20 3.42 .58
服務年資 t= -2.004 .052
0-2 年 21 3.20 .63 2 年以上 23 3.57 .60
表 4-19：義解之個人背景變項在地方依附的差異性分析 (續)
人數 平均值 標準差 F 或 t 值 p 值
擔任其它單位義解 t= 0.580 .565
有 11 3.49 .70
無 34 3.36 .60
參與室內聚次數 t= -1.625 .112
0-3 次 24 3.26 .67 4-12 次 20 3.56 .55
參與室外探勘次數 t= -1.801 .079
0-2 次 26 3.26 .67 3-12 次 18 3.60 .53
自行探勘次數 t= 2.220 .032*
0-2 次 29 3.25 .64 3-6 次 15 3.68 .52
解說服勤次數 t= -1.682 .100
0 次 22 3.24 .69 1-4 次 22 3.55 .54
註： *p< .05
三、義解之個人背景變項在資源知識的差異性分析
分析結果如表 4-20，在性別方面，「男性」與「女性」義解在資源知識的程 度上具有顯著的差異性(p< .01)，以男性大於女性；在居住地方面，分為「居住 在二格山附近」和「非居住在二格山附近」兩組進行分析，結果顯示其在資源知 識的程度上具有顯著的差異性(p< .001)，以「居住在二格山附近」者大於「非居 住在二格山附近」者；在參與室內聚次數方面，以「4-12 次」者高於「0-3 次」
(p< .05)；在參與室外探勘次數方面，以「3-6 次」者高於「0-2 次」者(p< .01)；
在自行探勘次數方面，以「3-6 次」者高於「0-2 次」者(p< .01)；在解說服勤次 數方面，以「1-4 次」者高於「0 次」者(p< .01)。
至於其他面向，包含年齡、教育程度、入會年數、服務年資、轉組、擔任其 他單位義解等，在資源知識的程度上均無呈現顯著的差異性。
表 4-20：義解之個人背景變項在資源知識的差異性分析
人數 平均值 標準差 F 或 t 值 p 值
性別 t= 3.686 .001**
男 17 16.88 2.09 女 27 13.52 3.95
年齡 t= -0.938 .354
18-30 歲 25 14.36 3.75 31 歲以上 19 15.42 3.67
教育程度 F= 0.840 .439
專科以下 6 16.00 3.80 大學 26 15.04 3.63 研究所以上 12 13.75 3.88
居住地 t= 4.777 .000***
表 4-20：義解之個人背景變項在資源知識的差異性分析 (續)
人數 平均值 標準差 F 或 t 值 p 值
服務年資 t= -1.587 .120
0-2 年 21 13.90 3.82 2 年以上 23 15.65 3.49
轉組 t= -0.011 .991
是 5 14.80 4.60 否 39 14.82 3.66
擔任其它單位義解 t= 1.727 .092
有 11 16.45 2.46
無 34 14.27 3.92
參與室內聚次數 t= -2.671 .011*
0-3 次 24 13.54 3.81 4-12 次 20 16.35 3.01
參與室外探勘次數 t= -4.163 .000***
0-2 次 26 13.27 3.76 3-12 次 18 17.06 2.26
自行探勘次數 t= -3.176 .003**
0-2 次 29 13.79 3.90 3-6 次 15 16.80 2.37
解說服勤次數 t= -3.009 .004**
0 次 22 13.27 3.76 1-4 次 22 16.36 3.02
註：*p< .05, **p< .01, ***p< .001
四、綜合討論
有關義解個人之個人背景變項在活動涉入、地方依附和資源知識的差異性分 析，進一步討論如下：
(一)義解之個人背景變項在活動涉入的差異性分析
根據本研究結果，義解的「性別」、「參與室內聚次數」、「參與室外探勘次數」、
「解說服勤次數」在活動涉入的程度上有顯著差異，在「性別」方面，以「男性」
大於「女性」；在參與室內聚次數方面，以「4-12 次」者高於「0-3 次」，顯示一 年之中參與室內聚次數達 4 次以上者，其活動涉入程度較高；在參與室外探勘次 數方面，以「3-12 次」者高於「0-2 次」者，顯示一年之中參與室外探勘次數大 於 3 次者，有較高的活動涉入；在解說服勤次數方面，以「1-4 次」者高於「0 次」者，顯示有參與解說服勤的義解對於活動有較多的涉入，至於其他面向，包 含年齡、教育程度、居住地、入會年數、服務年資、轉組、擔任其他單位義解、
自行探勘次數等，在活動涉入的程度上均無顯著的差異性。
這樣的結果符合本研究問卷對於「二格組活動」的定義，在問卷的填答說明 中，即明確指出「二格組活動」包含二格組室內聚、戶外探勘和解說推廣活動(見 附錄四)，因此參與二格組這些活動次數較多的義解，其活動涉入的表現程度也 較高，與本研究設定的定義具有一致性。
根據 McIntyre & Pigram(1992)的研究，遊客的活動涉入程度與「參與歷史」
有關，包含「造訪次數」和「投入活動的總年數」，就「造訪次數」而言，對應 本研究的「參與室內聚次數」和「參與室外探勘次數」變項，義解均在活動涉入
隨著參與年數的增加，逐漸降低對二格組活動新鮮度，因此其活動的參與程度也 逐漸減少。
不過這樣相異的研究結果，亦有可能是活動涉入的構面爭議所致，雖然許多 過去的研究中證實活動涉入的測量以多構面建構的方式，較能達到良好的內容及 表面校度(Havitz & Dimanche, 1990；1997)，但是直到目前為止，構面選擇的爭 論仍是為解決的(Havitz & Dimanche, 1997)，本研究根據文獻回顧採用「吸引 力」、「中心性」、「自我表現」三個構面作為活動涉入測量的標準(詳見第二章第 二節)，部分個人變項在活動涉入程度的差異性與過去文獻研究結果不符合，是 否代表研究者所選擇的構面尚未具有足夠的代表性，未能實際測得義解真實的活 動涉入程度，值得未來再深入探討。
(二) 義解之個人背景變項在地方依附的差異性分析
根據本研究結果，義解的「自行探勘次數」在地方依附的程度上具有顯著的 差異性，以「3-6 次」者高於「0-2 次」者，顯示自行探勘次數達 3 次以上者，
其地方依附的程度較高。至於其他個人背景變項，包含年齡、教育程度、居住地、
入會年數、服務年資、轉組、擔任其他單位義解、參與室內聚次數、參與室外探 勘次數、解說服勤次數等，均無顯著的差異性。
這樣的結果與過去的文獻有許多不同的差異，許多研究提到遊客的「造訪頻 率」與地方依附有關(Moore & Graefe, 1994；Williams et al., 1992；呂怡儒，2001)，
然而對應本研究的個人背景變項，僅有「自行探勘次數」呈現顯著的差異性，「參 與室外聚次數」和「參與室外探勘次數」並無呈現顯著差異，進一步分析發現，
Moore & Graefe(1994)曾經提到「造訪頻率」這個因子應與「地方依賴」較為相 關，換言之個人之所以對於地方有較高的依賴或評價，是因為該地能便利其從事 相關活動，然而在本研究中，義解的「地方依賴」較「地方認同」的程度表現較
低，因此可能是因為義解對於二格山地方依附的產生並不以「地方依賴」為主，
所以造成關於「造訪頻率」的變項，如「參與室外聚次數」和「參與室外探勘次 數」，也較為不顯著。
其他相關因子，包括 Moore & Graefe(1994)提到的「年齡」、Williams et al.
(1992)的「教育程度」和「居住地」，在本研究中亦沒有呈現顯著的差異性，這 種歧異的研究結果，可能原因是樣本數較小所致，在統計考驗上，較大的樣本數 能達到較高的統計顯著性，能提高拒絕錯誤虛無假設的機率，換言之，小樣本數 容易犯下第二類型的錯誤，也就是接受錯誤的虛無假設(王文科，2002)。本研究 的研究限制之一是樣本數較小(N= 48)，不易達到統計顯著性，因此這可能是造 成許多個人背景變項在地方依附的差異性不易彰顯之原因之一。此外，地方依附 量表的本土性不足也可能是原因之一，Walsh(2000)認為人與地方意義的建構，
具有不可忽略的社會文化背景因素，東方社會有不同於西方的風土民情，其與土 地之間連結的方式或許會有不同，因此本研究採用的西方量表是否適合台灣的風 土民情值得未來深入了解。
(三)義解之個人背景變項在資源知識的差異性分析
根據本研究結果，義解的「性別」、「居住地」、「參與室內聚次數」、「參與室 外探勘次數」、「自行探勘次數」和「解說服勤次數」，在資源知識的程度上具有 顯著的差異性。在「性別」方面，男性的表現大於女性；在居住地方面，「居住 在二格山附近」大於「非居住在附近者」，可能原因是居住在二格山附近的義解
關知識有間接的幫助；在參與室外探勘次數方面，以「3-12 次」者高於「0-2 次」
者，顯示一年之中參與室外探勘次數大於 3 次者，有較高的資源知識程度，可能 原因是對於經常造訪二格山的義解而言，其資源知識會因為經常性的觀察探勘而 累積；在自行探勘次數方面，以「3-6 次」者高於「0-2 次」者，顯示自行探勘 次數達 3 次以上者，其資源知識的程度較高，這樣的結果也可能與重複性造訪有 關；在解說服勤次數方面，以「1-4 次」者高於「0 次」者，顯示有參與解說服 勤的義解對於資源知識有較深的瞭解及掌握。至於其他面向，包含年齡、教育程 度、入會年數、服務年資、轉組、擔任其他單位義解等，在資源知識的程度上均 無呈現顯著的差異性。
第四節 活動涉入、地方依附和資源知識之相關性
一、相關性之結果分析
以 Person 積差相關分析法來檢驗義解之「活動涉入」、「地方依附」與「資 源知識」的相關情形(如表 4-21)，結果發現「活動涉入」與「地方依附」之相關 係數達統計上之顯著水準(r= 0.622, p< .001)，顯示義解的「活動涉入」與「地方 依附」呈現顯著的正相關；而「活動涉入」與「地方依附」之相關係數亦達統計 上之顯著水準(r= 0.318, p< .05)，顯示「活動涉入」與「資源知識」亦呈現顯著 的正相關(如表 4-21)；再進一步探討「地方依附」與「資源知識」間的相關性(如 表 4-23)，其在統計上未達顯著水準(r= 0.233, p> .05)，因此「地方依附」和「場 域解說知識」之間不具有顯著的相關性。
表 4-21：活動涉入、地方依附與資源知識的相關性
構面 活動涉入 地方依附 資源知識
活動涉入 - 0.622*** 0.318*
地方依附 - - 0.233
資源知識 - - -
註： *p< .05, ***p< .001
二、綜合討論
有關活動涉入、地方依附和資源知識的相關性，進一步討論如下：
(一)「活動涉入」與「地方依附」呈現顯著的正相關
結果顯示當義解在二格組的活動涉入程度愈高時，其二格山的地方依附程度 也愈高。在過去以遊客為研究對象的文獻中，亦指出「活動涉入」和「地方依附」
具有顯著的正相關(Kyle et al., 2003；Kyle, et al., 2004b )，這與本研究結果相似，
這樣的發現或許可以回應 Kyle et al.(2004b)的看法，認為「活動涉入」是個人對 於品牌作出心理承諾的建構，這與「地方依附」是個人對於地方形成心理性依附 的概念相當類似。
不過義解畢竟有不同於遊客的特性，尤其本研究的義解屬於 SOW 的「二格 山定點觀察小組」成員，這是 SOW 將個別解說員串聯成小組並結合固定地點來 進行長時間的觀察、解說與守護的方式，這種「定點化」的方式可能使解說員與 土地具有更強的聯結，在解說的情感層面上，有著遊點式的解說較難達到的深度 (陳俊霖等，2003)，因此義解本身所屬的組織特性，也是影響因素之一。
(二)「活動涉入」與「資源知識」呈現顯著的正相關
結果顯示當義解在二格組的活動涉入程度愈高時，其二格山的資源知識的了 解也愈高。這樣結果與 Perdue(1993)相似，但是在方法上略有差異，Perdue (1993) 針對海釣者進行「活動涉入」與「海釣知識」的相關性研究，海釣知識包括自我 預測(從 0 到 10)和知識性測驗，測驗試題包含釣魚的標準、誘餌和釣具、魚種鑑 定、釣魚地點，但是較受爭議的是其活動涉入採用採單一問項而非量表的方式來 測定，但是其結果亦呈現顯著的正相關。
而這樣的結果也可以回應 SOW「定點觀察小組」制度的特性，「定點化」可 以使解說員從一定的場域開始個人的解說員生涯，對於自然知識未必充足的初學 解說員而言，是一種適度的學習指引，也是義解不斷進修的一種方式(陳俊霖等，
2003)，義務解說員除了參加訓練和自我進修之外，知識的累積也可以來自於與 地方互動的經驗(趙韻婷，2004)，與地方互動的方式很多，對於二格組的義解而 言，解說服勤或是自行上山探勘都是與二格山互動的方式，此外，二格組活動亦 提供義解定時前往二格山的機會，團體化的活動方式也讓義解間能夠互相切磋和 交流，這些都可以間接影響義解對於地方資源的瞭解。
(三)「地方依附」與「資源知識」沒有呈現顯著的相關性
結果顯示當「地方依附」的程度愈高時，義解的「資源知識」並不一定隨之
提高。「地方依附」是義解對於二格山情感依附的程度，屬於一種情感態度，而
「場域解說知識」是對於地方認知的了解，過去許多研究對於「知識─態度─行 為」的線性理論提出質疑，認為知識的形成不一定導致態度的產生，並也證實環 境知識和態度之間沒有顯著的正相關(蔡克明，2003；李振任，2001)，因此對於 義解而言，二格山知性的理解並不一定伴隨著情感性的依附感。
不過這樣的結果也可能與資源知識構面的代表性不足有關，本研究根據過去 文獻(Hilten & Hilten, 1997)，針對資源知識的測量以「地理知識」、「生態知識」、
和「文化歷史」等三個構面進行問卷題項的設計，有可能由於此三個構面的代表 性不足，而無法實際測得義解對於二格山的資源知識瞭解程度所致，因此義解對 於地方的資源知識之建構面向，值得未來進一步研究探討。
