Results Table 1 shows means and sta

Results Table 1 shows means and standard deviations of items measured at T1 and T2, and T1–T2 change scores. Observed ranges for self-reported speeding were 0–4, and dangerousness 1–5. All variables were approximately normally distributed with adequate variance, although a ceiling effect may exist in the danger at 80km/h variable. This variable showed a mean of 4.69 at T1, and 4.35 at T2. A logarithmic transformation was used to correct a negative skew. This was transformed by creating T1 and T2 binomial variables, combining the categories ‘all the time’, and ‘most of the time’, and comparing them with other categories. The untransformed variable appears in Table 1 but the transformed variable was used for all inferential tests.Table 1 also shows that self-reported speeding and perceived danger at 70 and 80km/h decreased significantly from T1 to T2. The change in self-reported speeding was negatively associated with changes in perceived danger at 70 (rð253Þ ¼ 2:17, p , :05), and 80km/h (rð253Þ ¼ 20:13, p , :05), but not changes in risk beliefs (rð253Þ ¼ :06, p ¼ :346). These negative associations may appear incongruous, as scores on all variables decreased from T1 to T2. This can be resolved by the fact that the effect size (h2) of the reduction of self-reported speeding was greater than those of perceived danger at 70 and 80km/h.Preparatory analyses A discriminant function analysis was performed to detect differences on T1 variables between participants included and excluded at T2. The function was significant (l ¼ :981, x2 ð6Þ ¼ 14:90, p , :05). Follow-up t tests showed that non-retained participants were significantly older (Mean ¼ 46.51, SD ¼ 16:81) than those retained (Mean ¼ 42.00, SD ¼ 13:49; tð644:24Þ ¼ 3:95, p , :01). Of the participants, 47 reported being unaware of the media/enforcement campaign. Four 2 £ 2 mixed model ANOVAs were conducted, using the distinction between those who reported being aware and those unaware of the campaign to predict T1 and T2 observations of speeding, danger at 70 and 80km/h, and risk beliefs. There were neither significant overall differences between aware and unaware participants, (speeding, Fð1;253Þ ¼ 0:66, h2 ¼ :001; danger at 70, Fð1;253Þ ¼ 0:03, h2 ¼ :000; danger at 80, Fð1;253Þ ¼ 0:03, h2 ¼ :000), nor any interactions with T1–T2 differences (speeding, Fð1;253Þ ¼ 0:54, h2 ¼ :002; danger at 70, Fð1;253Þ ¼ 0:10, h2 ¼ :001; danger at 80, Fð1;253Þ ¼ 0:06, h2 ¼ :000). This suggests that patterns of responses amongst unaware participants did not differ from those who reported being aware of the campaign. T1 to T2 correlations were computed to examine temporal consistency of the measures over this period. Speeding (rð253Þ ¼ :51, p , :001) and risk beliefs (rð253Þ ¼ :66, p , :001) showed moderate correlations. Smaller correlations were observed for danger at 70km/h (rð253Þ ¼ :43, p , :001), and danger at 80km/h (x2 ð1Þ ¼ 36:07, f ¼ :37, p , :001).Cross-sectional analyses Table 2 shows cross-sectional Pearson and point-biserial correlation coefficients between all variables. The three risk perception variables were moderately intercorrelated, providing some evidence of criterion validity. Consistent with the hypothesis, speeding was negatively correlated with all risk perception items at both T1 and T2.

結果 (繁體中文) 1:

結果
表1示出的裝置和在T1和T2測量項目的標準偏差，和T1-T2變化得分。對自報超速觀察到的範圍為0-4，和危險性1-5。所有變量進行了大約通常與適當的方差分佈，雖然天花板效應可以在80公里每小時可變的危險存在。該變量顯示出平均的4.69在T1，和4.35在T2。對數變換被用來糾正負偏態。這是通過創建T1和T2二項式變量，結合類別'所有的時間'轉化，和“大部分時間”，並與其他類別的比較。未轉化的變量出現在表1中，但被用於所有推理測試的轉化的變量。
表1還表明，自我報告的超速，在70和80公里感知危險/ h的著地從T1到T2下降顯。，80公里/小時（rð253Þ¼20:13，P：05）：自我報告的超速的變化呈負70（05rð253Þ¼2:17，P），在感知危險的變化有關，但不改變在風險信仰（rð253Þ¼：06，p =：346）。這些負面關聯可以出現不協調，因為在所有的變量得分從T1下降到T2。這可以通過一個事實，即自報超速減少的影響大小（H2）明顯高於感知危險在70和80公里每小時更大的解決。
預備分析
被執行的判別函數分析，以檢測包含和排除在T2參與者之間關於T1變量的差異。該功能是顯著的（L¼：981，X2ð6Þ¼14:90，P，：05）。後續t檢驗表明，非保留參與者都顯著地較大（平均¼46.51，SD¼16:81）比保留（平均42.00¼，SD¼13:49;tð644：24TH¼3:95，P： 01）。參與者中，47報導是不知道媒體/執法行動的。四2£2混合模型的方差分析進行的，使用這些誰報告意識到那些不知道運動預測超速，危險的T1和T2的意見在70 80公里/小時，而風險信仰之間的區別。有沒有顯著的認識與不知道參與者之間的總體差別，（超速，FD1;253Þ¼0:66，H2¼：001;危險在70，FD1;253Þ¼0:03，H2¼：000; 危險，在80，FD1;253Þ¼0點03分，H2¼：000），也沒有與T1-T2的差異（超速任何相互作用，FD1;253Þ¼0:54，H2¼：002;在70，FD1危險;253Þ¼ 0:10，H2¼：001; 80危險，FD1;253Þ¼0:06，H2¼：000）。這表明中之間不知道與會者的響應是模式沒有從那些誰報告意識到運動的不同。T1到T2的相關性進行了計算，以檢查在此期間的措施時間一致性。超速（rð253Þ¼：51，P，001）和風險信仰（rð253Þ¼：66，P，001）呈中度相關。觀察到在70公里每小時（rð253Þ¼001：：43，P，）危險較小的相關性在80公里每小時（X2ð1Þ¼36:07，F¼：37，P，001），和危險。253Þ¼0:10，H2¼：001; 危險，在80，FD1;253Þ¼0:06，H2¼：000）。這表明中之間不知道與會者的響應是模式沒有從那些誰報告意識到運動的不同。T1到T2的相關性進行了計算，以檢查在此期間的措施時間一致性。超速（rð253Þ¼：51，P，001）和風險信仰（rð253Þ¼：66，P，001）呈中度相關。觀察到在70公里每小時（rð253Þ¼001：：43，P，）危險較小的相關性在80公里每小時（X2ð1Þ¼36:07，F¼：37，P，001），和危險。253Þ¼0:10，H2¼：001; 危險，在80，FD1;253Þ¼0:06，H2¼：000）。這表明中之間不知道與會者的響應是模式沒有從那些誰報告意識到運動的不同。T1到T2的相關性進行了計算，以檢查在此期間的措施時間一致性。超速（rð253Þ¼：51，P，001）和風險信仰（rð253Þ¼：66，P，001）呈中度相關。觀察到在70公里每小時（rð253Þ¼001：：43，P，）危險較小的相關性在80公里每小時（X2ð1Þ¼36:07，F¼：37，P，001），和危險。超速（rð253Þ¼：51，P，001）和風險信仰（rð253Þ¼：66，P，001）呈中度相關。觀察到在70公里每小時（rð253Þ¼001：：43，P，）危險較小的相關性在80公里每小時（X2ð1Þ¼36:07，F¼：37，P，001），和危險。超速（rð253Þ¼：51，P，001）和風險信仰（rð253Þ¼：66，P，001）呈中度相關。觀察到在70公里每小時（rð253Þ¼001：：43，P，）危險較小的相關性在80公里每小時（X2ð1Þ¼36:07，F¼：37，P，001），和危險。
橫截面的分析
表2示出的橫截面Pearson和所有變量之間的點二列相關係數。這三個風險認知變量適度intercorrelated，提供標準的有效性一些證據。與假設一致，超速呈負相關，在T1和T2的所有風險認知項目相關。

結果 (繁體中文) 2:

結果
表 1 顯示了在 T1 和 T2 和 T1_T2 變化分數下測量的專案的平均值和標準差。觀察到的自報超速範圍為 0⁄4，危險程度為 1⁄5。所有變數大致正態分佈，具有足夠的方差，儘管在 80km/h 變數的危險中可能存在上限效應。此變數在 T1 顯示平均值 4.69，在 T2 顯示平均值為 4.35。對數變換用於校正負偏斜。通過創建 T1 和 T2 二項變數，將類別"所有時間"和"大多數時間"組合，並將它們與其他類別進行比較，從而對其進行了轉換。未轉換的變數出現在表 1 中，但轉換後的變數用於所有推斷測試。
表1還顯示，自報超速和感知危險在70和80公里/小時顯著下降，從T1到T2。自我報告的超速變化與 70 （r_253] 1/4 2：17， p， ：05） 和 80km/h （r_253_ 1/4 20：13， p ， 05） 感知危險的變化有負相關，但風險信念的變化（r_253_ 1/4 ：06， p 1/4 ：346）。這些負關聯可能看起來不協調，因為所有變數的分數從 T1 下降到 T2。這可以通過以下事實來解決：減少自行報告的超速的影響（h2）大於70公里和80km/h的感知危險。
預備分析
執行了鑒別函數分析，以檢測 T2 中包括和排除的參與者之間對 T1 變數的差異。函數顯著（l 1/4 ：981，x2 =6 = 1/4 14：90，p ， 05）。後續t測試顯示，非留用參與者比保留的參與者（平均1/4 46.51，SD 1/4 16：81）要老得多（平均1/4 42.00，SD 1/4 13：49;t_644：24_1/4 3：95，p ，01）。在出席者中，47人報告說不知道媒體/執法運動。進行了四個 2 + 2 混合模型 ANOVA，使用那些報告知道的人和那些不知道運動的人之間的區別，以預測 T1 和 T2 的超速、危險在 70 和 80km/h 和風險信念的觀察。有知覺和不知不覺的參與者之間沒有顯著的整體差異（超速，F1;253+ 1/4 0：66，h2 1/4 ：001;危險在70，F1;253= 1/4 0：03，h2 1/4 ：000;危險在80，F1;253= 1/4 0：03， h2 1/4 ：000），也不與 T1_T2 差異進行任何交互（超速，F1;253° 1/4 0：54，h2 1/4 ：002;危險在 70，F_1;253° 1/4 0：10， h2 1/4 ：001; 危險在 80， F_1;253= 1/4 0：06， h2 1/4 ：000）。這表明，不知情的參與者的反應模式與報告瞭解該運動的人沒有區別。計算了 T1 到 T2 相關性，以檢查該時間段內度量值的時間一致性。加速（r_253_ 1/4 ：51， p ， [001） 和風險信念 （r_253] 1/4 ：66， p ， [001] ） 顯示中等相關性。在70km/h（r_253*1/4：43，p，001）和80km/h（x2 =1=1=1/4 36：07，f 1/4 ：37，p ，001）時，觀察到危險相關性較小。
橫截面分析
表 2 顯示了所有變數之間的橫截面 Pearson 和點雙序列相關係數。三個風險感知變數具有適度相關性，為標準有效性提供了一些證據。與該假設一致，超速與 T1 和 T2 上的所有風險感知專案呈負相關。

結果 (繁體中文) 3:

結果
錶1顯示了在T1和T2量測的項目的平均值和標準差，以及T1-T2變化得分。自報超速的觀察範圍為0-4，危險性為1-5。所有變數均近似常态分配，且具有足够的方差，儘管在80km/h變數下可能存在上限效應。這個變數在T1的平均值為4.69，在T2的平均值為4.35。使用對數變換來校正負偏斜。這是通過創建T1和T2二項變數，將類別“一直”和“大部分時間”組合起來，並將它們與其他類別進行比較而實現的。未轉換的變數出現在錶1中，但轉換後的變數用於所有推理測試。
錶1還顯示，自報的70和80公里/小時的超速和感知危險從T1顯著降低到T2。自我報告的超速變化與70公里/小時（rð253ÞÞ4 2:17，p，：05）和80公里/小時（rð253Þ4 20:13，p，：05）時感知危險的變化呈負相關，但與風險信念的變化無關（rð253Þ4:06，p_：346）。當所有變數的分數從T1下降到T2時，這些負相關可能看起來不一致。這可以通過以下事實來解决：在70和80公里/小時時，自報超速的减速效果大小（h2）大於感知危險的减速效果大小（h2）。
預備分析
採用判別函數分析法檢測在T2時被包括和被排除的參與者在T1變數上的差异。其功能有顯著性差异（l/4:981、x2/6/14:90、p/05）。隨訪t檢驗顯示，未保留的受試者明顯比保留的受試者年齡大（平均值為4 4.5 1，標準差1 6:81），平均值為4 4 2.00，標準差1 3:49，標準差644:24，標準差3:95，p，：01）。在參與者中，47人報告說不知道媒體/執法運動。進行了四次2英鎊的混合模型ANOVAs，使用那些報告意識到的人和那些不知道預測T1和T2觀察到的超速、70和80公里/小時的危險以及風險信念的運動的人之間的區別。意識到和不意識到的參與者之間沒有顯著的總體差异（超速，Fð1；253Þ4 0:66，h2ð4:001；70時的危險，Fð1；253Þ4 0:03，h2ð4:000；80時的危險，Fð1；253Þ4 0:03，h2ð4:000），也沒有任何與T1–T2差异的交互作用（超速，Fð1；253Þ4 0:54，h2ð4:002；70時的危險，Fð1；253Þ四分之一0:10，h2四分之一：001；80時危險，F四分之一；253Þ四分之一0:06，h2四分之一：000）。這表明，不知情參與者的反應模式與那些報告知道這場運動的參與者沒有區別。計算T1到T2的相關性，以檢查這段時間內測量值的時間一致性。超速（rð253Þ4:51，p，：001）與風險信念（rð253Þ4:66，p，：001）呈中度相關。在70km/h時的危險性（rð253Þ四分之一：43，p，：001）和80km/h時的危險性（x2ð1Þ四分之一36:07，f四分之一：37，p，：001）的相關性較小。
橫斷面分析
錶2顯示了所有變數之間的橫截面皮爾遜和點雙列相關係數。三個風險感知變數之間存在中度相關性，為標準有效性提供了一些證據。與假設一致，在T1和T2，超速與所有風險感知項目呈負相關。