Embed Size (px)
Citation preview
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 41
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：
以荒野保護協會會員為例*
吳忠宏**
（收件日期：95 年 8 月 29 日；接受日期：95 年 10 月 20 日）
摘要
本研究旨在探討荒野保護協會會員的生態旅遊知覺、發展生態旅遊態度與參與生
態旅遊行為及三者間之因果關係。依據文獻回顧結果，將生態旅遊知覺分為五個構
念；將發展生態旅遊態度分為三個構念；將參與生態旅遊行為分為五個構念。經郵寄、
E-mail 及網路問卷等方式普查後共回收 788 份有效樣本。
研究結果顯示，模式整體適配度良好且經複核效化之驗證後，此模式具穩定性。
「生態旅遊知覺」對「發展生態旅遊態度」以及「發展生態旅遊態度」對「參與生態
旅遊行為」均為正向且顯著之影響；但「生態旅遊知覺」對「參與生態旅遊行為」則
是一種虛假關係(spurious relations)，亦即對生態旅遊的瞭解與認識並不會對參與生態
旅遊行為有直接的影響，而是需要透過「發展生態旅遊態度」此中介變項(mediated variable)，才能有助於參與生態旅遊負責任行為的發生。
關鍵字：生態旅遊、中介變項、虛假關係、複核效化
* 國科會專題研究計畫(NSC 93-2511-S-142-007-)之部份研究成果 ** 國立臺中教育大學環境教育研究所
Graduate Institute of Environmental Education, National Taichung University
42 造園景觀學報 12(3)：41～62
The Causal Relationship among Perception, Attitude and Behavior of Ecotourism
for Members of the Society of Wilderness*
Homer C. Wu**
(Date Received: August 29, 2006; Date Accpeted: October 20, 2006)
Abstract
The purpose of this study was to understand the environmentalists’ perception and attitudes toward ecotourism development, to explore their behavior in participating ecotourism, and the relationships among them. Based upon the literature review, five dimensions of residents’ perceptions of ecotourism were developed. Three dimensions of residents’ attitudes toward ecotourism were developed. Five other dimensions of residents’ behaviors during/after ecotourism activities were also adopted. The survey questionnaires were mailed, email, or via internet to the members of the Society of Wilderness, R.O.C, and the valid respondents were 788.
The overall model evaluation for calibration sample showed a fair fit and the model was proved as stable after cross-validation. “Perception” significantly and positively impacted “attitude”, “Attitude” significantly and positively impacted “behavior”. However, the results showed that the influence of “perception” on “behavior” was spurious. This result indicated that “perception” would not necessarily have direct influence on “behavior”, while the influence must be mediated by “attitude”.
Key words: ecotourism, mediated variable, spurious relations, cross-validation
壹、緒論
自從 1992 年巴西地球高峰會後，生態旅遊成為國際觀光的風潮，我國為順應此潮流並推
廣生態保育的觀念，特訂定 2002 年為台灣的生態旅遊年，而當年度的生態旅遊行事曆中共有
86 項生態旅遊活動，其中與民間環保團體合作辦理的即佔全部的 30.23% (交通部觀光局，
2004)，由於環保團體本身的屬性，使其在生態旅遊活動中同時扮演了參與者、協助者與監督
者的角色，因此環保團體在政府推廣生態旅遊活動中確實有其重要的任務與功能。
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 43
王鑫(2004)認為很多環保團體一直致力於與生態旅遊殊途同歸的理念與活動，並培育了許
多有愛心的解說員或戶外教學師資，他建議政府除應當大力支持由環保團體出面經營生態旅
遊事業或生態旅遊園區的管理外，亦應善用這一群社會力以加速我國生態旅遊事業的發展，
期待在最短的時間裏可創造出台灣模式的生態旅遊。
在荒野保護協會所宣導或帶領的生態旅遊活動中，至少秉持三項原則：1.從尊重自然環境
到保護環境；2.從尊重當地居民(大部份是原住民)到協助居民的永續發展；3.提供活動參與者
參與保育行動的機會(捐錢、出較高旅費提撥比例從事保育或讓活動者有機會當義工)。而且，
荒野保護協會所認為的生態旅遊就是一種教育(李偉文，2003)。由此可知，荒野保護協會在生
態旅遊的推廣上不僅強調正確的觀念與精神，更強調對環境做出具體行動。多年來他們對環
境所做的努力是有目共睹的，因此在 2004 年榮獲行政院所頒發的「第一屆國家永續發展績優
獎」，以表彰其貢獻。
根據過去的研究顯示，會有環境行為的產生，其原因是受到知覺與態度的影響(李思屏、
林晏州，2001；林擎天、梁鳳紋，2003；Brown, 1999；Hartig, Kaiser, & Bowler, 2001)，相關
研究也指出知覺會影響態度(莊啟川，2002；吳忠宏、邱廷亮，2003；歐聖榮、陳明川，2003；吳忠宏、王月鶯、李世昌、邱廷亮，2005；Madrigal, 1995)，而荒野保護協會會員的生態旅遊
知覺、發展生態旅遊態度、參與生態旅遊行為為何？以及三者間之因果關係為何？都是值得
我們深入探討的議題。換言之，本研究著眼於生態旅遊知覺、態度與行為三者間關係之建立，
進行理論的探討，並運用結構方程模式的統計方法學來確立模式，同時更進一步以複核效化
來驗證模式的穩定性，因此促成了本研究之動機。
根據以上之背景與動機，本研究之具體研究目的如下：
一、瞭解荒野保護協會會員對生態旅遊知覺、發展生態旅遊態度與參與生態旅遊行為之現況。 二、建構「生態旅遊知覺、態度與行為模式」。 三、驗證「生態旅遊知覺、態度與行為模式」的適配程度。 四、瞭解潛在變項間之關係，及其對參與生態旅遊行為的影響程度。 五、「生態旅遊知覺、態度與行為模式」是否具穩定性。
貳、文獻回顧
研究者首先介紹生態旅遊與其發展緣由，接著回顧生態旅遊知覺、發展生態旅遊態度、
參與生態旅遊行為之意涵與概念，最後探討生態旅遊知覺、態度、行為三者間之相互關係。
一、生態旅遊意涵與其發展緣由
生態旅遊這個概念，最早是由 Hetzer 在 1965 年所提出，他呼籲文化、教育和旅遊業者重
44 造園景觀學報 12(3)：41～62
新思考遊憩的意義與觀光之衝擊，希望以當地文化和環境最小的衝擊及給予當地最大的經濟
效益與遊客最大的滿意程度，來做為衡量觀光活動效益的標準，因而提倡一種生態上的旅遊
(Ecological Tourism 或 Eco-Tourism) (吳忠宏，2005；Hetzer, 1965)，比起大眾旅遊更添加了生
態概念與環境關懷，此乃成為生態旅遊的濫觴(吳忠宏、蘇珮玲，2005；Grenier, Kaae, Miller, & Mobley, 1993)。直到一九九０年國際生態旅遊協會的成立及一九九二年巴西地球高峰會後，生
態旅遊逐漸成為國際觀光的新風潮。聯合國為推動生態旅遊及永續觀光，也特訂公元二００
二年為國際生態旅遊年，而台灣所處的亞太地區，生態旅遊產業近年來更以 10~25%的速度持
續上昇中(黃躍雯、王鑫、黃宗成，2001)，生態旅遊頓時成為舉世矚目的新焦點。
Stewart (1994)以需求與供給兩方面來解析生態旅遊的觀點，所謂供給面係指由當地提供資
源、服務，而將觀光活動帶來的經濟繁榮與利益回饋給當地居民；透過合作與民眾參與的機
會，不但可保存當地資源，也可自給當地的保育經費，以達觀光環境資源永續經營的目的。
由此可知，生態旅遊是一種在自然地區所進行的旅遊形式，強調生態保育的觀念，並以永續
發展為最終目標，經由解說服務引領遊客深入體驗及欣賞當地特殊的自然與人文資源，進而
提供遊客環境教育的機會以增強環境意識，期能產生負責任的環境行動，最後將經濟利益回
饋造訪地，使保育工作得以延續(吳忠宏、黃宗成、洪常明，2005)。
二、生態旅遊知覺意涵與概念
張春興(1986)指出生理歷程得到的經驗為感覺，心理歷程得到的經驗稱知覺(perception)，而感覺為形成知覺的基礎。而後湯幸芬(2001)認為知覺是指個體將感覺所得到的刺激轉變為有
系統的心理內在反應，並進而以其特質或過去之經驗對個體做出回應的心理過程。知覺與感
覺的差異在於理解程度的不同，感覺只包括一些獨立的經驗事實，而知覺則包括有關該事實
所組成的知識。因此，「知覺」乃是就我們所知道的某些事物特性做吸收與解釋的一種歷程(劉安彥，1997)。本文所要探討的是荒野保護協會會員對生態旅遊的知覺，期望瞭解其會員由以
前所得到的訊息及自身的經驗，形成現在對生態旅遊的看法。
行政院永續發展委員會國土分組(2005)在生態旅遊白皮書中明確指出推動生態旅遊時需
整合「基於自然」、「環境教育與解說」、「永續發展」、「喚起環境意識」及「利益回饋」等五
個面向，才能顯現生態旅遊的精神。而吳忠宏、黃宗成、洪常明(2005)所歸納之生態旅遊知覺
亦包含五個面向，其中「建基於自然環境」係指生態旅遊是前往非人為塑造的自然地區，去
欣賞或體驗當地的自然景觀、歷史遺跡及文化特色；「解說與環境教育」係指生態旅遊必須有
解說員帶領，提供解說服務及環境教育活動，增進對當地自然與人文的深刻體驗，以提升遊
客的遊憩體驗；「永續經營與發展」係指生態旅遊應有完善的規畫與管理，以期將各種負面衝
擊降至最低的程度，使遊憩資源得以長久保存；「環境意識的展現」係指生態旅遊必須讓遊客
具有環境意識(環境倫理和環境知覺)，才能算是真正的生態旅遊；「利益回饋的落實」係指生
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 45
態旅遊活動所帶來的利益應回饋造訪地，並提撥一定比例之經費做為生態保育之用。歸納相
關文獻後，本研究以「建基於自然環境」、「解說與環境教育」、「永續經營與發展」、「環境意
識的展現」、「利益回饋的落實」等五個面向來反映生態旅遊知覺。
三、生態旅遊態度意涵與概念
態度是指個體對人、事及周遭世界所持有的一種具持久性與一致性之傾向(張春興，
1986)，態度一詞可以包含個人的信念(belief)與意見(opinion)(洪蘭，1997；高尚仁，1996)。Festinger (1957)認為態度含有三種不同成份：認知(cognitive)、情感(affective)與行為傾向
(conative) (引自 Gifford, 1997)，只有三者具備才能形成可觀察及判斷的態度反應(陳建州，
1996；溫世頌，1997)；其中「認知」與表達情境和態度對象之間關係的認識與瞭解有關，此
屬於思想或理智的部份；「情感」則伴隨於概念或命題之情緒有關，包括個人對人、事、物的
好惡的情緒判斷；「行為傾向」和行為之預先安排或準備有關，包括個人對人、事、物的實際
反應或所欲採取的行動(王文科，2001；張春興，1986)。
在日常生活中，態度對人們的行為有著深刻的影響，對於行為的解釋，或是自己對他人
的反應，或多或少都與彼此所持之態度有關(劉安彥，1997)。學者們對態度的看法大致相同，
Eagles and Blackwell (1995)認為態度是指人們對某些事物或觀念抱持的有利或不利的一種恆
久認知的評價、情感的體會與行為傾向；葉重新(2000)則對態度下了一個以簡御繁的定義，他
認為態度是指個人對人、事、物的思想與判斷；換句話說，個人對特定的人、事、物常表現
出因喜愛而親近，因厭惡而迴避的行為傾向，這種愛親惡避的心理與行為傾向即為態度的具
體表現(溫世頌，1997)。故本研究推論若環保團體對生態旅遊持有正面態度，將有助於其參與
行為的發生。
本研究發展生態旅遊態度之「認知」構念係指對發展生態旅遊的認識、看法與瞭解程度；
「情感」構念係指對發展生態旅遊的認同度、支持度與情緒判斷；「行為傾向」構念係指個人
對發展生態旅遊所將採取的反應、準備或表現。
四、生態旅遊行為意涵與概念
生態旅遊期望遊客在旅遊過程中具有生態保育的知覺與態度，且必須要能有所行動。生
態旅遊結合了對自然強烈的使命感和社會道德的責任感，並應將此種責任與義務，延伸至遊
客(交通部觀光局，1997)。The International Ecotourism Society (1993)將生態旅遊定義為「一種
負責任的旅行(responsible travel)，顧及環境保育，並維護地方居民的福利」；IUCN (現為 World Conservation Union)則在 1996 年將生態旅遊定義為「對環境友善的負責任旅行(environmentally responsible travel)」(Ceballos-Lascurain, 1996)。此與 Kuhlemeier, van den Bergh, and Lagerweij (1999)所認為的環境行動類似，他們指出若民眾有正向的環境態度，且自願做出一些個人犧牲
46 造園景觀學報 12(3)：41～62
或讓步來讓環境更美好，就可以說是一種負責任的環境行動。
一般有關環境的相關研究較少探討行動(action)與行為(behavior)間之差異。根據 Kollmuss and Agyeman (2002)對親環境行為(pro-environmental behavior)所下之定義「人們直覺的去找尋
一個對自然與人為環境最小負面衝擊的一種行動」。從此定義中，我們發現「行為」和「行動」
這兩個概念的定義可互相流用，但「行為」在環境改善上與個人行動有密切相關，亦即「環
境行為」就是「直接的環境行動」(Jensen, 2002)。而 Hines (1985)和 Marcinkowski (1988)均指出環境教育之最終目的在培養具有對環境負責任的公民，使其能主動參與各種解決問題的
工作，實踐負責任的環境行為(responsible environmental behavior)。根據以上的論點，參與生態
旅遊應可被視為一種親環境行為，因此本研究以 Hungerford and Peyton (1976)所提出之負責任
環境行為的五個構念（說服行動、消費主義、生態管理、法律行動、政治行動）做為探討參
與生態旅遊所該具備的負責任行為。
本研究參與生態旅遊行為之「說服行動」係指個人會以言詞勸導他人對生態旅遊要有正
確的價值觀或改變不當的行為，表現方式有理性訴求、情緒性訴求與強迫性訴求三種；「消費
主義」係指個人在從事生態旅遊時會選擇對環境友善的產品或消費行為，表現方式有直接杯
葛、間接杯葛與消費者保育；「生態管理」係指個人會採取符合生態旅遊原則的實際行動，表
現方式分為積極性與消極性；「法律行動」係指個人會支持生態旅遊相關管理辦法的制訂或修
正，或採取法律途徑，以維持旅遊地生態系統之完整；「政治行動」則指個人會協助、支持或
實際參與政治活動，以促使政府部門落實生態旅遊相關推廣、執行及保育，表現方式有遊說、
投票與競選活動等。
五、生態旅遊知覺、態度與行為之相互關係
傳統的環境教育認為只要教導人們環境及其相關議題的知識，就能改變人類的行為
(Ramsey & Rickson, 1976)。而所謂的行為改變系統(behavioral change system)意指當人們獲得較
多環境的相關知識時，可能就會擁有較高的環境覺知或環境態度，也因此會願意去表現出正
向的環境行為(動)(Hungerford & Volk, 1989)，系統示意圖如圖 1 所示。
圖 1 行為改變系統示意圖 (Hungerford & Volk, 1989)
Burgess, Harrison, and Filius (1998)也曾提到對環境的瞭解和對環境所擁有的知識能產生
對環境的覺知與關懷，也就是我們所說的環境態度，再經由態度的轉化來促成親環境行為
(pro-environmental behavior)，此關係模式認為透過對環境議題的教育方式能使民眾產生正向的
行動 action
覺知或態度 awareness or attitude
知識 knowledge
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 47
環境行為，且能夠用於促進公眾對議題的瞭解和行動上(Burgess et al., 1998, 引自 Kollmuss & Agyeman, 2002)，親環境行為的線性模式圖如圖 2 所示。
圖 2 親環境行為線性模式圖 (引自 Kollmuss & Agyeman, 2002)
Hines, Hungerford, and Tomera (1986/87)指出知識及態度與負責任的環境行為間具有正相
關，換言之擁有較多知識或具有積極態度的人，較會去從事負責任的環境行為。而 Hungerford, H. R., Peyton, R. B., Tomera, A. N., Litherland, R. A., Ramsey, J. M., & Volk, T. L. (1985)亦以環境
素養模式來預測負責任的環境行為，他們認為知識與態度會個別影響負責任的環境行為。
在有關生態旅遊知覺與態度的相關研究中，Perdue, Long, and Allen (1990)發現居民對觀光
的支持與知覺到的正面影響呈現正相關，且與知覺到的負面影響呈負相關。Madrigal (1995)發現若在地居民有較負面的觀光衝擊知覺，則會有傾向增加觀光的限制與稅收的態度。莊啟川
(2002)亦驗證居民對觀光的知覺會顯著影響其對觀光的態度。
在有關生態旅遊知覺與行為的研究中，林擎天、梁鳳紋(2003)認為遊客對生態旅遊的資訊
與認識不正確或不足時，其行為會導致對環境有所偏差，對環境有不好的影響。而遊客對於
產品的知覺越正面者，其消費行為的傾向越鮮明(李銘輝、林鴻銘、鄧宏如，2002)。Ferguson and Bargh (2004)更指出行為的產生除了經由一般討論的態度，知識與資訊也會經由知覺進而影響
行為，換言之，知覺亦是產生行為的重要因子之一。如果對環境復原能力的知覺越高，其對
環境的生態行為也會趨於積極(Hartig et al., 2001)。
在有關生態旅遊態度與行為的關係研究中，發現不同態度的遊客到澳洲艾爾斯岩保護區
進行生態旅遊時，其所採取的生態旅遊行為會有所不同(Brown, 1999)。吳敏惠(2001)對關渡自
然公園遊客所做之研究亦指出，整體生態旅遊態度與整體生態旅遊行為之關係為正向相關。
李思屏、林晏州(2001)研究結果也認為遊客對生態旅遊之態度是可以預測遊客在旅遊時或是旅
遊後的行為表現，環境態度越正面，以及對環境管理策略越認同的遊客其破壞的行為就越少。
綜合上述文獻後，本研究認為生態旅遊知覺會影響其對發展生態旅遊的態度及參與生態
旅遊的負責任行為，且發展生態旅遊態度也會影響參與生態旅遊的負責任行為，並以這三者
間的因果關係進行概念模式的假設。
親環境行為 pro-environmental behavior
環境態度 environmental attitude
環境知識 environmental knowledge
48 造園景觀學報 12(3)：41～62
參、研究方法
一、研究架構與假設
依據文獻回顧的結果將本研究之概念模式與初始模式圖呈現如圖 3。
圖3 生態旅遊知覺、態度與行為之初始模式圖
依據理論之因果關係，本研究所欲驗證的假設有：
(一)測量模式之假設
1. 「生態旅遊知覺」為一個外因潛在變項，由「建基於自然環境」、「解說與環境教育」、
「永續經營與發展」、「環境意識的展現」和「利益回饋的落實」等五個外因觀察變項
所反映。 2. 「發展生態旅遊態度」為一個內因潛在變項，由「認知」、「情感」和「行為傾向」等
三個內因觀察變項所反映。 3. 「參與生態旅遊行為」為一個內因潛在變項，由「說服行動」、「消費主義」、「生態管
理」、「法律行動」與「政治行動」等五個內因觀察變項所反映。
(二)結構模式之假設
1. 「生態旅遊知覺」會正向且顯著地影響「發展生態旅遊態度」。
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 49
2. 「生態旅遊知覺」會正向且顯著地影響「參與生態旅遊行為」。 3. 「發展生態旅遊態度」會正向且顯著地影響「參與生態旅遊行為」。
(三)複核效化之假設
1. 最終模式可以適配於同一母群的不同樣本，亦即最終模式具有穩定性。
二、研究對象與調查方式
本研究之對象為荒野保護協會之會員，會員人數約八千五百人，以下列方式進行普查。
首先委請荒野保護協會利用電子郵件將問卷檔案寄給各會員，並隨荒野快報 158 期(2005 年 3月號)寄發量表紙本給協會會員進行調查，回郵費用則以廣告回信形式負擔，之後再寄一封電
子郵件，告知會員網路作答系統網址。另外，為避免會員重覆填寫造成研究上的偏誤，本研
究於每批問卷發出時皆有註明該問卷是給未填寫者作答之用，並提醒會員勿重覆填寫。施測
時間為九十四年三月一日至六月十六日，共回收有效問卷 788 份。
所使用之問卷主要依據文獻探討，並參考荒野保護協會的會員特性設計問項。主要分為
生態旅遊知覺 20題、發展生態旅遊態度 12題與參與生態旅遊行為 20題，以李克特(Likert Scale)五等量表形式進行測量，分別由非常不同意、不同意、中立、同意、非常同意賦予 1 分到 5分。問卷回收後經項目分析刪除不佳之題項，最後以生態旅遊知覺 11 題、發展生態旅遊態度
8 題與參與生態旅遊行為 16 題進行數據分析；整體信度 Cronbach’s α係數達 0.87，根據 DeVellis (2003)之標準，信度屬於非常好。基本資料變項則採類別變項尺度據以衡量，並依研究目的所
需，採用上述問卷中相關的項目做為研究變項，各觀察變項以組合變項的形式由題目分數加
總再除以題數為計算方式，因此每一觀察變項最低分為 1，最高分為 5。最後為驗證模式之穩
定性，在模式估計時，將樣本隨機抽取二分之一之有效樣本共 394 份做為校正樣本，其餘為
效度樣本進行估算。
肆、實證研究結果
一、受訪者對生態旅遊知覺、態度與行為之分析
本研究依回收之有效問卷以描述性統計分析受試者之基本資料發現受試者之性別以女性
較多，佔 60.5％；年齡以 30～39 與 40～49 歲最多，分別佔 34％與 29.1％；大學以上教育程
度者佔 74.5％；月收入以每月四萬至六萬為最多，佔 32.6％；職業類別以從事教職與專業技
術人員為最多，佔 21.2％與 12.3％；居住地以台北縣市最多，佔 45.2％；入會 3 年以下者佔
70.7％；受試者中有 17％有加入其他環保團體；46.7％曾參與過發展生態旅遊相關的活動。
將全部樣本進行描述性統計分析，結果顯示受訪者在生態旅遊知覺、態度與行為三部份
50 造園景觀學報 12(3)：41～62
得分頗佳。知覺整體之平均值為 4.15，標準差為 0.37，顯示荒野保護協會會員對於生態旅遊
已有不錯之知覺程度，其中平均值最高的概念是「環境意識的展現」，為 4.59，其次是「永續
經營與發展」，平均值為 4.41；最低的概念是「建基於自然環境」，平均值為 3.43。研究發現
荒野保護協會會員在生態旅遊知覺的五個構念中的「建基於自然環境」，相較於其他四個構念
屬於偏低，對應於國內生態旅遊的操作現況，不論是旅行業者或非營利組織所提供的生態旅
遊地點，在選擇上並未盡然符合生態旅遊的定義，使得生態旅遊一詞的意義與理論與實際應
用間出現很大認知的差距(陳惠美，2005)，造成受訪者不瞭解生態旅遊是強調要前往自然而非
人為塑造的地區，並非到都會公園或博物館等這些由人工建造的地點進行旅遊。
而受訪者對發展生態旅遊之態度皆趨於正向，亦相當積極，整體之平均值為 3.95，標準
差為 0.43。其中態度部份平均值最高的概念是「認知」，平均值為 4.27，其次為「情感」，平
均值為 3.88。至於在「行為傾向」構念下的「發展生態旅遊應由在地人來主導而不是政府機
關」問項平均值僅為 3.40，顯示荒野保護協會受訪會員在態度上較傾向於認為發展生態旅遊
時不應只是單靠在地居民主導，而要有政府機關或其他資源(如環保團體)的介入，以協助其發
展健全的生態旅遊。此與陳惠美(2005)的研究歸納出非營利組織對發展生態旅遊亦持樂觀其成
的態度，並強調政府部門應在生態旅遊的發展上站在主導的地位並結合民間團體的力量，方
能建構完善的生態旅遊，正與本研究結果相呼應。
至於受訪者對參與生態旅遊之行為也十分正向，整體之平均值為 4.18，標準差為 0.45，其中平均值最高的概念是「消費主義」，平均值為 4.40，其次為「生態管理」，平均值為 4.36，最低的為「法律行動」，平均值為 4.02。相較於林新沛(2004)對環保團體環境行為的研究結果
發現，環保團體較少參與的環境行為是政治行動及法律行動，亦與本研究結果有雷同之處。
二、生態旅遊知覺、態度與行為關係之探討
從表 1 中，由校正樣本及效度樣本兩群各觀察變項的偏態值與峰度值來看，可以發現偏
態值介於-1.84 到 0.08 之間，偏態的絕對值並未大於學者所認為的極端偏態值 3；峰度值則是
介於-0.79 到 8.21 之間，絕對值小於學者所認為的極端峰度值 20 (Kline, 1998)。因此兩群樣本
均採用具有常態分配的估計方法對估計的健全性影響不大，故本研究採取最大概似法
(maximum likelihood)做為估計模式的估計法。
在沒有違犯估計(offending estimates)的前提下，本研究針對校正樣本假設模式進行整體適
配指標之評鑑，使用的整體適配評鑑指標包括絕對適配指標、相對適配指標、簡效適配指標
等三類(邱皓政，2003；黃芳銘，2004；Bagozzi & Yi, 1988)。經由統計軟體 LISREL8.51 版之
計算，χ2(63)=131.46, p<0.05 達顯著水準顯示模式不適配，但許多學者認為卡方概度之檢定容
易受到樣本數的影響而拒絕模式，因此考量其他適配指標作綜合判斷，而其他的絕對適配指
標、相對適配指標與簡效適配指標皆通過所要求的接受值(表 2)，顯示整體模式可接受，並將
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 51
路徑圖呈現於圖 4 中。
表 1 觀察變項之相關矩陣與描述性統計
pr1 pr2 pr3 pr4 pr5 at1 at2 at3 be1 be2 be3 be4 be5 mean SD 偏態 峰度
pr1 -- 0.16 0.22 0.08 0.15 0.10 0.08 0.08 0.08 0.10 0.14 0.14 0.13 3.44 0.73 0.08 0.11
pr2 0.07 -- 0.12 0.11 0.26 0.13 0.24 0.18 0.20 0.18 0.28 0.21 0.18 3.98 0.61 -0.60 1.02
pr3 0.24 0.16 -- 0.34 0.37 0.30 0.12 -0.06 0.12 0.23 0.19 0.13 0.23 4.40 0.63 -1.39 3.11
pr4 0.10 0.11 0.43 -- 0.29 0.36 0.08 0.05 0.18 0.15 0.24 0.23 0.24 4.59 0.56 -1.84 5.19
pr5 0.14 0.25 0.43 0.30 -- 0.49 0.41 0.06 0.19 0.22 0.27 0.21 0.27 4.33 0.56 -1.47 5.36
at1 0.14 0.20 0.39 0.29 0.43 -- 0.29 0.14 0.19 0.26 0.34 0.30 0.34 4.27 0.51 -0.78 1.47
at2 0.09 0.26 0.21 0.21 0.38 0.33 -- 0.29 0.15 0.15 0.24 0.17 0.21 3.88 0.59 -0.42 0.57
at3 0.10 0.06 0.03 0.08 0.07 0.18 0.24 -- 0.08 0.14 0.24 0.12 0.13 3.68 0.72 0.03 -0.14
be1 0.10 0.14 0.09 0.10 0.18 0.19 0.14 0.12 -- 0.42 0.43 0.49 0.48 4.12 0.59 -0.50 0.83
be2 0.14 0.12 0.25 0.17 0.30 0.30 0.16 0.17 0.33 -- 0.62 0.49 0.50 4.41 0.56 -1.24 3.77
be3 0.14 0.23 0.21 0.20 0.30 0.27 0.26 0.24 0.46 0.51 -- 0.62 0.56 4.37 0.54 -1.73 8.21
be4 0.13 0.19 0.28 0.22 0.31 0.39 0.28 0.11 0.53 0.52 0.60 -- 0.67 4.04 0.57 -0.64 2.54
be5 0.11 0.16 0.29 0.24 0.32 0.36 0.35 0.15 0.45 0.47 0.55 0.70 -- 4.04 0.67 -0.57 0.90
mean 3.42 4.00 4.42 4.59 4.31 4.27 3.88 3.72 4.09 4.38 4.36 4.00 4.02
SD 0.74 0.59 0.56 0.53 0.54 0.48 0.63 0.70 0.60 0.57 0.48 0.57 0.63
偏態 -0.17 -0.60 -1.18 -1.41 -0.76 -0.58 -0.39 -0.09 -0.17 -0.84 -0.17 0.02 -0.06
峰度 0.41 0.90 2.96 2.14 0.47 0.68 0.37 -0.24 -0.39 0.29 -0.79 -0.55 -0.70 註 1：下三角矩陣為校正樣本，上三角矩陣為效度樣本。 註 2：pr1=建基於自然環境；pr2=解說與環境教育；pr3=永續經營與發展；pr4=環境意識的展現；
pr5=利益回饋的落實；at1=認知；at2=情感；at3=行為傾向；be1=說服行動；be2=消費主義；
be3=生態管理；be4=法律行動；be5=政治行動；mean=平均數；SD=標準差。
表 2 整體適配評鑑表
適配度考驗指標 接受值 統計量數 適配度考驗指標 接受值 統計量數
自由度 --- 63 相對適配指標 (Relative fit measures) 絕對適配指標 (Absolute fit measures) 非規範適配指標(NNFI) 0.9≧ 0.94
χ2 值(P 值) 0.1≧ 131.46 (p＝0.00) 比較適配指標(CFI) 0.9≧ 0.95
適配度指數(GFI) 0.9≧ 0.95 簡效適配指標 (Parsimonious fit measures) 調整良性適配指標 (AGFI) 0.9≧ 0.93 簡效規範適配指標(PNFI) 0.5≧ 0.73 標準化均方根殘差(SRMR) 0.08≦ 0.045 簡效良性適配指標 (PGFI) 0.5≧ 0.66 漸進誤差均方根(RMSEA) 0.08≦ 0.053 胡特的臨界數(CN) 200≧ 276.32
卡方值自由度比(χ2/df) 1~5 2.09 註： 表示該指標未通過
52 造園景觀學報 12(3)：41～62
圖4 模式路徑圖與標準化係數
本研究首先有兩類假設，分別為測量模式假設與結構模式假設。測量模式存在的主要目
的在於確認本研究之潛在建構具有足夠的信度和效度；換句話說，一個無效的潛在構念是不
足以做為理論的推論，其中 t 值的絕對值至少應大於 1.96，而測量假設的個別信度一般以 R2
來代表。對於信度的判別，本研究依循 Bollen (1989)的標準，即只要 t 值大到顯著的程度，信
度 R2 便可接受(黃芳銘，2002)，在檢驗測量模式的部份，本研究所設定之十三個觀察變項在
其所反映之潛在變項上的 t 值皆達顯著水準(如表 3 所示)，表示個別信度已可接受，而測量模
式假設也已獲得支持，亦即三個潛在構念的測量模式具有聚合效度。而在 LISREL 中，可由估
計兩個構念而找到相關參數(correlation parameter, Φij)，稱為非限制性(non-constrain)的測量模
型，但若限制兩個構念的相關參數為 1.0，則稱為限制性(constrain)的測量模型，若此卡方值的
增加較原來未限制的模型有顯著性的差異，即在自由度為 1 之下，卡方值差距大於 3.84，那
麼限制的模型不具有好的適配度，則原先未限制的模型是成立的，表示這兩個構面之間是相
關但不相同(黃芳銘，2004；戴有德、黃宥瑄，2005)，以證明三個潛在構念間具有區別效度，
表 4 依次將兩兩構念間的相關參數定為 1.0，再以 LISREL 分析後的資料進行區別效度的檢定，
在自由度相減值(∆df)為 1，卡方相減值(∆χ2)均有顯著增加，表示此限制測量模式較原先未限制
的測量模式差，因此，本研究的測量模式是具有區別效度。
其次，檢查在三個潛在變項中，哪一個觀察變項對各潛在建構的貢獻最大，因此檢驗完
全標準化解(completely standardized solution)，此解提供標準化的參數值。對「生態旅遊知覺」
而言，「利益回饋的落實」在建構上最具效度，標準化係數達 0.68，其次是「永續經營與發展」，
標準化係數為 0.64。對「發展生態旅遊態度」而言，「認知」在建構上最具效度，標準化係數
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 53
達 0.68，其次是「情感」，標準化係數為 0.53。對「參與生態旅遊行為」而言，「法律行動」
在建構上最具效度，標準化係數達 0.86，其次是「政治行動」，標準化係數為 0.80。表 3 為潛
在變項之建構信度，從表中可以看出，「生態旅遊知覺」與「參與生態旅遊行為」等兩個潛在
變項的建構信度均大於 0.5，符合 Raines-Eudy (2000)的建議需大於 0.5，但「發展生態旅遊態
度」此潛在變項的建構信度為 0.49，略低於標準。
表3 模式之參數估計表 參數 非標準化參數 標準誤 t 值 標準化參數 標準化誤差 建構信度 潛在變項解釋量 R2
λ1 0.19 0.04 4.55* 0.26 0.93 λ2 0.19 0.03 5.79* 0.33 0.89 λ3 0.36 0.03 12.14* 0.64 0.59 λ4 0.27 0.03 9.30* 0.51 0.74 λ5 0.37 0.03 12.90* 0.68 0.54
0.61 --
λ6 0.33 -- -- 0.68 0.53 λ7 0.33 0.04 8.14* 0.53 0.72 λ8 0.17 0.04 4.15* 0.25 0.94
0.49 0.74
λ9 0.35 -- -- 0.59 0.66 λ10 0.36 0.04 9.79* 0.62 0.62 λ11 0.34 0.03 10.80* 0.71 0.49 λ12 0.49 0.04 11.98* 0.86 0.26 λ13 0.50 0.04 11.55* 0.80 0.36
0.84 0.41
γ1 0.86 0.08 10.95* 0.86 β1 0.64 0.09 7.51* 0.64 ζ1 0.26 0.09 2.76* 0.26 ζ2 0.59 0.11 5.46* 0.59
註：*P<0.05
表4 區別效度分析表 模型 χ2 df ∆χ2 ∆df RMSEA GFI CFI NNFI
未限制模型 131.13 62 0.053 0.95 0.95 0.93
Φij限制之檢定 知覺與態度 135.52 63 4.39* 1 0.054 0.95 0.92 0.93 知覺與行為 259.87 63 128.74* 1 0.089 0.91 0.87 0.83 態度與行為 158.76 63 27.63* 1 0.062 0.94 0.93 0.91
註：*卡方差異(Chi-square difference)在自由度相減值為 1 時，皆達 0.05 的顯著水準。
再者，結構模式假設指的是潛在變項間的相互關係，亦即本研究理論所要鋪陳之因果關
係。本研究共有三項結構模式假設：「生態旅遊知覺」會正向且顯著地影響「發展生態旅遊態
度」，「生態旅遊知覺」會正向且顯著地影響「參與生態旅遊行為」，「發展生態旅遊態度」會
正向且顯著地影響「參與生態旅遊行為」。檢驗的內容包括估計參數的方向性、係數大小與解
釋量 R2。
由表 3 可以發現三個結構模式的假設僅有兩個假設 t 值達顯著且方向正確，分別為「生態
54 造園景觀學報 12(3)：41～62
旅遊知覺」對「發展生態旅遊態度」影響的標準化係數 γ1 為 0.86，與「發展生態旅遊態度」
對「參與生態旅遊行為」影響的標準化係數 β1 為 0.64；而「生態旅遊知覺」對「參與生態旅
遊行為」影響的 t 值則不顯著。其中「發展生態旅遊態度」的解釋量 R2 為 0.74，「參與生態旅
遊行為」的解釋量 R2 為 0.41，顯示本研究之潛在變項具有不錯的解釋變異。由上述結果可知，
結構模式假設一、三成立，但假設二不成立，表受訪者的生態旅遊知覺對其參與生態旅遊行
為的表現上，並無直接的影響存在。
根據上述結果，進一步檢測「生態旅遊知覺」對「參與生態旅遊行為」是否為一虛假關
係(spurious relations)。所謂的虛假關係係指某些在統計上相關的兩個潛在變項，並無實際且直
接的因果關係，而是由第三個變項所造成的虛假結果，或是說某個原有的關係被一個介入的
變項所解釋或影響(Bollen, 1989)。在模式中，「生態旅遊知覺」對「參與生態旅遊行為」只有
間接影響，這種間接效果的值為 0.55 (0.86×0.64)。為探討假設二的真實原因，本研究以圖 5所表示之路徑圖來檢定其中的因果關係。首先，本研究將「發展生態旅遊態度」排除於模式
外的時候，可以發現「生態旅遊知覺」對「參與生態旅遊行為」變成具有顯著的影響，其直
接效果為 0.53，t 值為 7.42，達顯著水準，此結果即已揭示假設二確實為一種虛假關係。換言
之，「生態旅遊知覺」必須透過「發展生態旅遊態度」這個中介變項(mediated variable)才能對
「參與生態旅遊行為」造成影響。
圖 5 檢定虛假關係之模式路徑圖及標準化係數
而過去的部份研究僅在討論知覺與行為兩個變項(Hartig et al., 2001; 李銘輝等，2002)，所
得之結果亦是知覺會影響行為，但由於沒有將態度這個變項同時進行探討，因此無法發現虛
假關係的存在。即使是多討論了態度這個變項(林擎天、梁鳳紋，2003)，但也由於是兩兩間的
討論，而非三者間同時討論，所得之結果雖然是兩兩間都有關係存在，但由於沒有三者同時
分析，亦無法發現虛假關係。而經由本研究可以發現，當生態旅遊知覺、發展生態旅遊態度
及參與生態旅遊行為三者同時討論時，生態旅遊知覺對參與生態旅遊行為的影響係數不顯
著，但根據前述虛假關係的檢查，可以發現生態旅遊知覺對參與生態旅遊行為並不是沒有影
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 55
響，而是透過發展生態旅遊態度此中介變項，對參與生態旅遊行為造成影響。
為了驗證模式之穩定性，以同一模式在相同母群不同樣本的情況下，是否也可以適配良
好。一般而言，複核效化可觀察 ECVI 指標值(expected cross-validation index)或使用多群體分
析(multi-group analysis)的方法，其中，ECVI 指標值一般都是期望他越小越好，但 ECVI 指標
值的使用較適合在單一樣本的情況下，於多個競爭模式中找出最佳模式時使用(余民寧，
2006)；而本研究在前述階段已驗證假設模式，此時複核效化的功能是尋求模式穩定的驗證，
因此利用多群體分析的方法來檢定複核效化。檢驗此種複核效化牽涉到同一母群的不同獨立
樣本，本研究將總樣本隨機分成兩個相同大小的樣本，上述研究結果已經先行估算校正樣本
與假設模式的差異程度，現在再將此結果用效度樣本進行檢驗，如果獲得結果相當接近，表
示此模式具有模式穩定的效果。MacCallum, Roznowski, Mar, and Reith (1994)將複核效化的策
略分成三種：寬鬆的複製策略(loose replication strategy)、溫和的複製策略(moderate replication strategy)、嚴謹的複製策略(tight replication strategy)，本研究使用多群體分析的方法(Jöreskog & Sörbom, 1993)，以嚴謹和寬鬆的兩種複製策略來檢定複核效化，當嚴謹複核策略中效度樣本所
產生的卡方值減去寬鬆策略中所產生的卡方值，且自由度為兩個策略所產生的自由度差，若
此卡方差異值未達顯著水準，表示模式穩定之複核效化獲得支持。根據表 5 可知，在跨樣本
的相同設定所獲得的指標符合本研究接受模式適配的要求，亦即最終模式可以適配於校正樣
本與效度樣本。表 6 顯示，在寬鬆策略中，效度樣本所貢獻的 Minimum Fit Function (MFF)卡方值為 196.95，嚴謹策略中，效度樣本所貢獻的 MFF 卡方值為 215.27，兩個 MFF 卡方值的
差距為 18.32，自由度差距為 28，結果顯示其顯著水準大於 0.05，未達顯著水準，模式穩定獲
得支持。
表 5 嚴謹複核效化評鑑指標
適配度考驗指標 統計量數 適配度考驗指標 統計量數
自由度 154 相對適配指標 (Relative fit measures)
Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square(WLSχ2)
372.16 (P = 0.0) 非規範適配指標(NNFI) 0.92
Contribution to Chi-Square 215.27 比較適配指標(CFI)
Percentage Contribution to Chi-Square 58.54 簡效適配指標 (Parsimonious fit measures) 0.86
絕對適配指標(Absolute fit measures) 簡效規範適配指標(PNFI) 423.65
適配度指數(GFI) 0.92 胡特的臨界數(CN) 2.42
標準化均方根殘差(SRMR) 0.067 卡方值自由度比(χ2/df)
漸進誤差均方根(RMSEA) 0.060
56 造園景觀學報 12(3)：41～62
表 6 複核效化評估策略之適配評鑑表
整體模式適配 效度樣本
MFFχ2
(df)
WLSχ2
(df)
∆WLSχ2
(df)
MFFχ2
∆MFFχ2
(df)
卡方值貢
獻度％
寬鬆策略 328.29 (126)
332.02 (126)
196.95
59.99
嚴謹策略 367.74 (154)
372.16 (154)
40.14 (28)
p>0.05 215.27
18.32 (28)
p>0.05 58.54
伍、結論與建議
一、結論
本研究針對「荒野保護協會」中曾參與生態旅遊發展者，探討其對生態旅遊知覺、態度
與行為之現況與關係。研究發現「荒野保護協會」中曾參與生態旅遊發展者在生態旅遊知覺、
發展生態旅遊態度與參與生態旅遊行為的現況均佳，三個潛在構念平均分數皆達 3.95 以上。
但有一個子構面平均值低於 3.5，為「生態旅遊知覺」中的「建基於自然環境」，平均值為 3.43，顯示即使是曾參與生態旅遊發展的部份「荒野保護協會會員」，對生態旅遊的定義仍有部份誤
解。
本研究所嘗試建構之生態旅遊知覺、態度與行為模式」，在模式中，每個觀察變項均能有
效地反映潛在變項，擁有良好的聚合效度與區別效度，並具備可接受的建構信度。其中「永
續經營與發展」、「利益回饋的落實」此兩個觀察變項最能反映「生態旅遊知覺」構念；「認知」、
「情感」此兩個觀察變項最能反映「發展生態旅遊態度」構念；「法律行動」、「政治行動」此
觀察變項最能反映「參與生態旅遊行為」構念。
而在潛在變項間的相互影響關係方面，生態旅遊知覺對發展生態旅遊態度具有正向且顯
著地影響，γ1 為 0.86；發展生態旅遊態度對參與生態旅遊行為具有正向且顯著地影響，β1 為
0.64。整體模式中，生態旅遊知覺對參與生態旅遊行為係數γ2 雖然不存在，但經虛假關係檢
定後發現，生態旅遊知覺對參與生態旅遊行為並不是沒有影響，而是透過發展生態旅遊態度
這一個中介變項，對參與生態旅遊行為造成影響。此結果與 Hungerford and Volk (1989)及Burgess et al. (1998)所提出的行為改變線性模式圖相似，亦即當受訪者的生態旅遊知覺越高，
對發展生態旅遊的態度就會正向，進而影響其參與生態旅遊的負責任行為。
為了確立此最終模式並非樣本獨異性所產生的結果，以同一母群不同樣本處理模式穩定
的複核效化，研究結果顯示，最終模式穩定性獲得支持。
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 57
二、建議
荒野保護協會所舉辦的大小活動如溼地生態研習、定點解說、自然體驗之旅，甚至是各
分會會員年度聯誼等，其努力的方向已具有生態旅遊的意涵，但並不特意彰顯，其原因可能
在於擔憂原本立意甚佳的生態旅遊會不會成了「空有形式」，但「實質」上卻變成破壞生態的
元兇(黃怡碧，2004)，當為數眾多的遊客湧入生態旅遊地後，是否就變相的成為另類的大眾旅
遊？從本研究結果中發現，當該協會會員對生態旅遊有足夠的瞭解與認識，在態度上也趨向
認同時，將有助於負責任行為的發生。
政府相關部門若要推廣生態旅遊時，或許可以從強化環保團體會員的態度著手，此乃因
為他們比起一般社會大眾對環境、生態、保育等的概念較易接受，例如透過講習、研習或講
座來喚起會員的環境意識，並透過戶外解說活動，讓會員瞭解要落實生態保育及永續發展，
生態旅遊可以是一種選項。環保團體會員們彼此藉由觀摩典範或楷模，便能知道可實踐的負
責任行為有哪些；且在影響會員的態度前，必先確定他們是否能理解形成此態度的意義。當
環保團體會員知道生態旅遊的優點與推動原因後，相信必能有助於增強其對發展生態旅遊的
態度。例如告知為何自二 OO 二年迄今，台灣一直在積極推動生態旅遊，此乃是為了我國的觀
光活動能朝向更優質、健康、生態的型態發展。而從事生態旅遊活動過程中所展現出的旅遊
行為可說是一種對生態的承諾，且能改變傳統旅遊市場型態，對家庭、地區與國家的生活環
境也能帶來益處(Teo, 2004)。
根據模式圖檢視生態旅遊知覺與發展生態旅遊態度各觀察變項之標準化係數，可發現這
兩組觀察變項標準化係數略低，導致本研究知覺與態度這兩個潛在變項的建構信度不盡理
想，建議後續研究者可針對這兩個構念，進行量表發展之研究，藉以獲得更具信效度之問卷，
並對不同的研究對象進行施測，再次檢驗生態旅遊知覺、態度與行為間之因果關係。
本研究最終模式雖具有「穩定性」，但在不同母群中是否具有模式「延展性」則並未證實，
建議後續研究可針對不同母群進行驗證；如對生態旅遊活動推廣扮演舉足輕重角色的在地居
民或遊客，若此模式可在不同母群獲得模式延展性的驗證，相信對發展生態旅遊將有莫大的
助益。
此外，這次調查的受訪者中曾參與生態旅遊發展的會員高達 368 位(47%)，這些會員與未
曾參與生態旅遊發展的會員間，其對生態旅遊的知覺、態度與行為是否有所差異，且本研究
之最終模式在這兩群不同背景的會員當中是否相同，都是可以進一步深入探討的課題。
陸、致謝
本文係國科會專題研究計畫(NSC 93-2511-S-142-007-)之研究成果所改寫而成，特此致
58 造園景觀學報 12(3)：41～62
謝。另外，要感激國立嘉義大學教育學系黃芳銘教授在結構方程模式方法學上之啟蒙與指導，
同時也感謝黃雅雯、許立樺同學在研究期間的協助及黃文雄同學對本論文的校對與整理。
參考文獻
1. 王文科，(2001)，教育研究法(六版)，台北：五南書局。 2. 王鑫，(2004-06-08)，生態旅遊與永續旅遊，取自
http://berlioz.lifescience.ntu.edu.tw/biodiv/lecture/0526.pdf 3. 交通部觀光局，(1997)，台灣潛在生態旅遊及冒險旅遊產品研究與調查，台北：交通部觀光
局。 4. 交通部觀光局，(2004-02-01)，二○○二年「台灣地區生態旅遊年」活動行事曆，取自
http://www.tbroc.gov.tw/ 5. 行政院永續發展委員會國土分組，(2005)，生態旅遊白皮書，台北：行政院。 6. 余民寧，(2006)，潛在變項模式：SIMPLIS 的應用，台北：高等教育。 7. 吳忠宏，(2005)，生態旅遊的內涵與定義，國教輔導，45(2)，14-27。 8. 吳忠宏、王月鶯、李世昌、邱廷亮，(2005)，山美鄒族原住民對生態旅遊永續發展「認知」
與「態度」之研究，南開學報，3(2)，67-82。 9. 吳忠宏、邱廷亮，(2003)，山美鄒族原住民對發展生態旅遊認知與態度之研究，第五屆休閒
遊憩觀光學術研討會論文集，38-51，台中：中華民國戶外遊憩學會。 10.吳忠宏、黃宗成、洪常明，(2005)，澎湖居民對生態旅遊知覺與發展生態旅遊態度關係之研
究，戶外遊憩研究，18(3)，1-30。 11.吳忠宏、蘇珮玲，(2005)，職前教師參與生態旅遊活動之行為意圖研究，臺中教育大學學報：
教育類，19(2)，73-97。 12.吳敏惠，(2001)，遊客對生態觀光態度及行為認知差異之研究：以關渡自然公園賞鳥活動為
例，碩士論文，世新大學觀光學系，台北。 13.李思屏、林晏州 (2001) 遊客對生態旅遊之環境態度與行為關係之研究--以關渡自然公園為
例，戶外遊憩研究，7(4)，31-48。 14.李偉文，(2003)，關於生態旅遊的幾封電子郵件，荒野快報，130，2-3。 15.李銘輝、林鴻銘、鄧宏如，(2002)，國人出國旅遊對情色商品的知覺與行為傾向之研究，高
雄餐旅學報，5，33-50。 16.林新沛，(2004)，整合環境行為模式對不同環境行為的預測力比較，台北：國科會（編號：
NSC092-2415-H-110-004-SSS)。 17.林擎天、梁鳳紋，(2003)，生態旅遊者環境態度與環境行為對生態旅遊知覺之影響—以玉山
國家公園為例，第五屆休閒遊憩觀光學術研討會論文集，212-226，台中：中華民國戶
外遊憩學會。
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 59
19.邱皓政，(2003)，結構方程模式：LISREL 的理論、技術與應用，台北：雙葉。
20.洪蘭，(1997)，心理學，台北：遠流書局。 21.高尚仁，(1996)，心理學新論，台北：揚智書局。 22.張春興，(1986)，心理學，台北：東華書局。 23.莊啟川，(2002)，地方居民對觀光影響的知覺與態度之研究－以山美地區為例，碩士論文，
大葉大學休閒事業管理學系，彰化。 24.陳建州，(1996)，我國高級職業學校工業類科教師能源認知及能源態度之研究，碩士論文，
國立彰化師範大學工業教育研究所，彰化。 25.陳惠美，(2005)，觀光產業對生態旅遊之態度評估與管理機制之建立(I)(1/2)，台北：國科會
（計畫編號：NSC093-2621-Z-130-001-)。 26.湯幸芬，(2001)，鄉村旅遊的社會影響－對當地居民的知覺和態度影響分析，博士論文，國
立台灣大學農業推廣學研究所，台北。 27.黃怡碧，(2004-06-08)，生態旅遊，取自
http://study.nmmba.gov.tw/upload/Resource/conserv1137.htm 28.黃芳銘，(2002)，結構方程模式理論與應用，台北：五南書局。
29.黃芳銘，(2004)，社會科學統計方法學：結構方程模式，台北：五南書局。 30.黃躍雯、王鑫、黃宗成，(2001)，台灣原住民部落發展生態旅遊的概念架構與實踐方針，國
家公園學報，11(2)，192-212。 31.溫世頌，(1997)，教育心理學，台北：三民書局。
32.葉重新，(2000)，心理學，台北：空大書局。 33.劉安彥，(1997)，心理學，台北：三民書局。 34.歐聖榮、陳明川，(2003)，社區居民對生態旅遊衝擊認知與發展態度之研究：以嘉義縣山美
村為例，第五屆休閒遊憩觀光學術研討會論文集，104-117，台中：中華民國戶外遊憩
學會。 35.戴有德、黃宥瑄，(2005)，健康體適能俱樂部會員之運動承諾與顧客自發性表現行為關係之
研究，戶外遊憩研究，18(3)，31-56。 36.Bagozzi, R. P., & Yi, Y. (1988). On the evaluation of structural equation models. Journal of the
Academy of Marketing Science, 16(1), 74-94. 37.Bollen, K. A. (1989). Structural equations with latent variables. New York: Wiley. 38.Brown, T. J. (1999). Antecedents of culturally significant tourist behavior. Annals of Tourism
research, 26(3), 676-700. 39.Burgess, J., Harrison, C., & Filius, P. (1998). Environmental communication and the cultural
politics of environmental citizenship. Environment and Planning A, 30(8), 1445-1460. 40.Ceballos-Lascurain, H. (1996). Tourism, ecotourism and protected Areas. Gland, Switzerland:
60 造園景觀學報 12(3)：41～62
IUCN. 41.DeVellis, R. F. (2003). Scale development: Theory and applications (2nd ed.). Thousand Oaks,
Calif.: Sage. 42.Eagles, J. F., & Blackwell, R. D. (1995). Consumer behavior. Chicago: Dryden Press. 43.Ferguson, M. J., & Bargh, J. A. (2004). How social perception can automatically influence
behavior. TRENDS in Cognitive Sciences, 8(1), 33-39. 44.Gifford, R. (1997). Environmental psychology: Principles and practice. Boston: Allyn and Bacon,
Inc. 45.Grenier, D., Kaae, B. C., Miller, M. L., & Mobley, R. W. (1993). Ecotourism, landscape
architecture and urban planning. Landscape and Urban Planning, 25, 1-16. 46.Hartig, T., Kaiser, F. G., & Bowler, P. A. (2001). Psychological restoration in nature as a positive
motivation for ecological behavior. Environment and Behavior, 33(4), 590-607. 47.Hetzer, N. D. (1965). Environment, tourism, culture. Links (July): Reprint in Ecosphere (1970),
1(2), 1-3. 48.Hines, J. M. (1985). An analysis and synthesis of research on responsible environmental behavior.
Dissertation Abstracts International, 46(3), 655A. 49.Hines, J. M., Hungerford, H. R., & Tomera, A. N. (1986/87). Analysis and synthesis of research
on responsible environmental behavior: A meta-analysis. Journal of Environmental Education, 18(2), 1-8.
50.Hungerford, H. R., & Volk, T. L. (1989). Changing learner behavior through environmental education. The Journal of Environmental Education, 21(3), 8-21.
51.Hungerford, H. R., Peyton, R. B., Tomera, A. N., Litherland, R. A., Ramsey, J. M., & Volk, T. L. (1985). Investigating and evaluating environmental issues and actions skill development modules. Champaign, IL: Stipes publishing company.
52.Hungerford, H.R., & Peyton, R. B. (1976). Teaching environmental education. Portland, ME: J. Weston Walch.
53.Jensen, B. B. (2002). Knowledge, action and pro-environmental behaviour. Environmental Education Research, 8(3), 325-334.
54.Jöreskog, K. G., & Sörbom, D. (1993). LISREL 8: Structural equation modeling with the SIMPLIS command language. Chicago: Scientific Software International.
55.Kline, R. B. (1998). Principles and practice of structural equation modeling. New York: The Guilford Press.
56.Kollmuss, A., & Agyeman, J. (2002). Mind the gap: Why do people act environmentally and what are the barriers to pro-environmental behavior? Environmental Education Research, 8(3), 239-260.
生態旅遊知覺、態度與行為之因果關係研究：以荒野保護協會會員為例 61
57.Kuhlemeier, H., van den Bergh, H., & Lagerweij, H. (1999). Environment knowledge, attitudes, and behavior in Dutch secondary education. The Journal of Environmental Education, 30(2), 4-11.
58.MacCallum, R. C., Roznowski, M., Mar, C. M., & Reith, J. V. (1994). Alternative strategies for cross-validation of covariance structure models. Multivariate Behavioral Research, 29, 1-32.
59.Madrigal, R. (1995). Residents' perceptions and the role of government. Annals of Tourism Research, 22(1), 86-102.
60.Marcinkowski, T. J. (1988). An analysis of correlates and predictor of environmental behavior. Dissertation Abstracts International, 49(12), 3667A.
61.Perdue, R. R., Long, P. T., & Allen, L. (1990). Resident support for tourism development. Annals of Tourism Research, 17(4), 586-599.
62.Raines-Eudy, R. (2000). Using structural equation modeling to test for differential reliability and validity: An empirical demonstration. Structural Equation Modeling, 7(1), 124-141.
63.Ramsey, C. E., & Rickson, R. E. (1976). Environmental knowledge and attitudes. The Journal Environmental Education, 1(8), 10-18.
64.Stewart, W. P. (1994). Ecotourism and nature conservation: A definition with some recent development in Micronesia. Tourism Management, 11(3), 262-263.
65.Teo, A. (2004). Ecotourism in Taiwan: From saying to doing.「台灣生態旅遊之理論到實際」國
際研討會論文集, 149-152, 雲林：環球技術學院環境資源管理系所。 66.The International Ecotourism Society. (1993). Ecotourism guidelines for nature tour operators.
Burlington, VT: The International Ecotourism Society.
62 造園景觀學報 12(3)：41～62
