一、 久坐時間在不同社會人口背景變項之描述性統計
本階段之研究共有 31 位參與者完成久坐時間問卷之前測與後測。為準確呈現問卷 測量之結果，研究者將前測與後測加總除以二所得之平均值 (同時計算出標準差) 詳列 如下 (表 4-4)。根據表 4-4 顯示，「年齡≥75 歲」之參與者，其整體久坐時間平均數 (標 準差) 為 529.56±208.53 分鐘/天，略高於「65-74 歲」之參與者 (529.56±208.53 分鐘/天)；
「女性」則為 538.34±198.17 分鐘/天，略高於「男性」(522.21±202.56 分鐘/天)；「未婚、
離婚或喪偶」者之平均數 (標準差) 為 573.57±181.64 分鐘/天，略高於「已婚」者 (521.34±202.56 分鐘/天)；「無全職工作」者之平均數 (標準差) 為 540.55±200.72 分鐘/
天，略高於「有全職工作」者 (494.57±187.34 分鐘/天)；「高中職以下」教育程度之平 均數 (標準差) 為 534.18±198.84 分鐘/天，與「大學以上」相近 (530.94±201.56 分鐘/天)；
而居住狀態為「獨居」之平均數 (標準差) 為 613.00±186.63 分鐘/天，略高於「與家人同 住」者 (517.78±197.90 分鐘/天)；BMI 指數為「過重/肥胖」者之平均數 (標準差) 為 639.58±191.94 分鐘/天，略高於 BMI 指數「正常」者 (433.35±144.10 分鐘/天)。而問卷 整體久坐時間為 533.14±196.34 分鐘/天。
表 4- 4 MOST 問卷整體久坐時間在不同社會人口背景變項之平均數摘要表
變項 類別 個數 整體久坐時間
(分鐘/天)
年齡 65-74 歲 n=26 529.56±208.53
≥75 歲 n=5 551.71±129.73
性別 男性 n=10 522.21±202.56
女性 n=21 538.34±198.17
婚姻狀態 已婚 n=24 521.34±202.56
未婚、離婚或喪偶 n=7 573.57±181.64
工作狀態 有全職工作 n=5 494.57±187.34
無全職工作 n=26 540.55±200.72
教育程度 大學以上 n=10 530.94±201.56
高中職以下 n=21 534.18±198.84
居住狀態 與家人同住 n=26 517.78±197.90
獨居 n=5 613.00±186.63
BMI (kg/m2) 正常 (<24) n=16 433.35±144.10 過重/肥胖 (≥24) n=15 639.58±191.94
整體樣本 N=31 533.14±196.34
註：整體久坐時間=前測+後測/2 之平均數±標準差
二、 久坐時間問卷之再測信度
根據表 4-5，高齡者久坐時間問卷各題項與整體久坐時間，在前測與後測之中位數 (四分位距) ，「看電視時間」皆為主要的久坐行為，無論在前測 (180.00 (120.00-257.14)) 或後測 (137.14 (85.71-210.00)) 分別佔整體久坐時間的 33% 及 27%；其次，為「社交久 坐時間」的比例 (前測=11%；後測=13.3%) 及「使用電腦時間」的比例 (前測=11%；後 測=12%) 占整體久坐時間較多。在個數方面，有 17 個參與者在後測表示沒有「其他久 坐時間」。而整體久坐時間在前測與後測為一天 551.89 (±219.16) 分鐘及 514.38 (±197.91) 分鐘，即 8.6 至 9.2 小時/天。
個別久坐時間題項與整體久坐時間在斯皮爾曼等級相關之再測信度結果顯示，「休 閒嗜好時間」(𝜌= (95% CI) = .83 (.63–.94)) 及「靜態通勤時間」(𝜌= (95% CI) = .74 (.52–.88)) 之斯皮爾曼相關係數皆高於 .70；「看電視時間」 (𝜌= (95% CI) = 0.69 (0.39–
0.89))、「使用電腦時間」 (𝜌 (95% CI) = .69 (.32–.93)) 、「閱讀時間」(𝜌 (95% CI) = .68 (.37–.89)) 和「其他久坐時間」(𝜌= (95% CI) = .69 (.38–.91)) 等四個題項之斯皮爾曼 相關係數皆高於 .60；而「社交久坐時間」 (𝜌= (95% CI) = .59 (.23–.83)) 之係數則低 於 .70。MOST 問卷「整體久坐時間」之斯皮爾曼等級相關再測信度為 .80 (95%
CI=.60–.92)) 。
個別久坐時間題項與整體久坐時間在組內相關係數之再測信度結果顯示，「休閒嗜 好時間」(ICC= (95% CI) = .97 (.93–.98)) 及「其他久坐時間」(ICC= (95% CI) = .91 (.81–.95)) 之組內相關係數皆高於 .75 之標準；「看電視時間」 (ICC= (95% CI) = .68 (.43–.83))、「使用電腦時間」 (ICC (95% CI) = .72 (.50–.86)) 、「社交久坐時間」(ICC (95% CI) = .67 (.41–82)) 和「靜態通勤時間」(ICC = (95% CI) = .70 (.47–84)) 等四個題 項之 ICC 介於 .67 ~ .72；而「閱讀時間」 (ICC = (95% CI) = 37 (-.03–.61)) 之係數則低 於 .40。MOST 問卷「整體久坐時間」之組內相關係數則為 .77 (95% CI=.57–.81)) 。
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表 4- 5 MOST 問卷之再測信度摘要表
變數
久坐時間 (分鐘/天) 再測信度
前測 後測 Spearman rho (95% CI) p 值 ICC (95% CI) p 值 看電視時間 180.00 (120.00-257.14), n=3 137.14 (85.71-210.00), n=1 .69 (.39–.89) p<.001 .68 (.43–.83) p<.001 使用電腦時間 60.00 (17.14-120.00), n=2 60.00 (30.00-128.57), n=2 .69 (.32–.93) p<.001 .72 (.50–.86) p<.001 閱讀時間 17.14 (4.29-60.00), n=5 17.14 (4.29-34.29), n=4 .68 (.37–.89) p<.001 .37 (-.03–.61) p<.03 社交久坐時間 60.00 (25.71-102.86), n=3 68.57 (25.71-120.00), n=3 .59 (.23–.83) p<.001 .67 (.41–82) p<.001 靜態通勤時間 30.00 (17.14-85.71), n=1 34.29 (17.14-94.29), n=4 .74 (.52–.88) p<.001 .70 (.47–84) p<.001 休閒嗜好時間 25.71 (0.00-42.86), n=2 17.14 (0.00-85.71), n=7 .83 (.63–.94) p<.001 .97 (.93–.98) p<.001 其他久坐時間 10.00 (0.00-42.86), n=1 0.00 (0.00-51.43), n=17 .69 (.38–.91) p<.001 .91 (.81–.95) p<.001 整體久坐時間 551.89±219.16 514.38±197.91 .80 (.60–.92) p<.001 .77 (.57–.81) p<.001
註：久坐時間=中位數 (四分位距) 及個數；整體久坐時間=平均數±標準差；CI= confidence interval；ICC= intraclass correlation coefficient
三、 效標關聯效度分析
根據表 4-6 久坐時間問卷後測與加速規測量總久坐時間之同時效度分析結果顯示，
其斯皮爾曼相關係數為 .229 (95% CI=-.160–.536) ，未達統計之顯著水準 (p > .05)。顯 示主觀測量的「問卷整體久坐時間」與「客觀總久坐時間」之間不具同時效度。
表 4- 6 MOST 問卷後測與加速規測量久坐時間之同時效度摘要表
變數 Spearman rho (95% CI) p 值 問卷整體久坐時間
VS.
客觀總久坐時間
.229 (-.160–.536) .216
為進一步了解兩種測量工具之間的關聯性，將「問卷整體久坐時間」 (514.38 分鐘 /天) 減去「客觀總久坐時間」 (802.38 分鐘/天) 後得出之平均差異值 (-288.0 分鐘/天)，
進行單一樣本 t 考驗，檢定結果顯示兩者變數之平均差異達顯著水準 (p<.001)，顯示 MOST 問卷與加速規測量久坐時間有所不一致之情形，且達到統計上的差異。再從表 4-7 的平均數差異來看，「問卷整體久坐時間」與「客觀總久坐時間」，兩種測量工具所得 之平均時間有較大的落差。而此結果違反測量工具一致性之假設 (Bland & Altman, 1999)，
故無法進一步採用 Bland-Altman Plot 進行兩種測量工具之線性迴歸模式，來了解兩種 工具的線性關係。
表 4- 7 MOST 問卷後測與加速規測量久坐時間之平均數差異摘要表
註：平均差異=MOST 問卷後測時間-加速規時間
變數 平均數±標準差 平均差異 (95% CI) p 值
問卷後測整體久坐時間 VS.
客觀總久坐時間
514.38±197.91
-288.0 (-360.86– -215.15) <.001 802.38±92.35
四、 討論
整體而言，研究階段二之結果，主要回答本研究問題四及問題五。本研究結果是國 內少數根據 WHO (2015) Process of translation and adaptation of instruments，所建議之研 究工具翻譯流程，進行臺灣高齡者久坐行為測量工具發展與驗證信度及效度之研究。本 研究採用 Gardiner 等 (2011b) 的 MOST 高齡者久坐時間問卷，根據 7 種高齡者常見的 坐式行為 (包括坐著看電視、使用電腦、閱讀、社交活動、靜態通勤、休閒嗜好及其他 坐式行為)，由 4 位相關領域之專家進行問卷檢驗與校正，以符合我國高齡者生活情境及 文化背景，建立初步的中文化高齡者久坐時間問卷之專家效度。中文化高齡者久坐時間 問卷，經由本研究實施間隔一週的再測信度，同時採用客觀儀器檢驗同時效度，對於衡 量高齡者花費在不同類型久坐行為時間以及整體久坐時間的計算，已提供初步的證據。
在問卷整體再測信度方面，本研究分析顯示，中文化高齡者久坐時間問卷之斯皮爾 曼等級相關係數為 .80，顯示有良好的再測信度，此結果高於澳洲高齡者測量之再測信 度 (𝜌= .56) (Gardiner et al., 2011b)。可能意味著澳洲高齡者的坐式行為較臺灣高齡者變 化大。從 Gardiner 等 (2011b) 的測量數據顯示，平均一天整體久坐時間之前測及後測 分別為 7.3 小時及 6.5 小時，平均相差 0.8 小時，而本研究平均一天整體久坐時間之前測 及後測分別為 9.2 小時及 8.6 小時，平均相差 0.6 小時，顯示本研究測量的變異程度較 小。另一個可能的解釋原因為不同測量的誤差可能關係到高齡者的認知、記憶與專心程 度 (Rikli, 2000)。而本研究再測信度結果，也與其他國家的研究相符，如比利時 (Van Cauwenberg et al., 2014b) 和荷蘭 (Visser & Koster, 2013)， 以及國內學者古博文等 (2016) 新發展的老年人靜態行為問卷，其整體再測信度分別為 ICC= .77、𝜌= .71、𝜌= .74。總 而言之，本研究以 7 種久坐行為題項執行一週之再測信度結果略高於過去的相關研究，
顯示中文化高齡者久坐行為問卷在重複測量下有良好的穩定性。
本 研究 在個 別久 坐行 為 項目 之 再 測信度 結 果，與 Gardiner 等 (2011b) 、Van Cauwenberg 等 (2014b) 之結果相似，也與國內學者古博文等 (2016) 最新發表的「老年 人靜態行為問卷」之研究結果部分相符。Gardiner 等 (2011) 分析美國老年人的看電視 時間 (𝜌= .78)、使用電腦時間 (𝜌= .90) 及閱讀時間 (𝜌= .77) 的再測信度皆高於 .70，有 良好的再測信度，而休閒嗜好時間則為可接受的再測信度 (𝜌= .61)，社交久坐時間 (𝜌= .38) 與靜態通勤時間的再測信度較差 (𝜌= .45) ，而其他久坐時間的再測信度較低 (𝜌=0.23) (Gardiner et al., 2011b)。Van Cauwenberg 等 (2014b) 在比利時老年人的研究則 顯示，看電視時間 (ICC=.92)、使用電腦時間 (ICC=.76) 及開車 (ICC=.79) 的再測信度 為良好；而閱讀時間 (ICC=.60)、休閒嗜好 (ICC=.57)、聽音樂和聊天 (ICC=.40)、講電 話 (ICC=.69)、搭乘靜態交通工具 (ICC=.46) 及吃飯 (ICC=.46) 的再測信度為普通~好，
其他久坐行為項目包括乘坐汽車、家務事、休息的 ICC 係數介於 .11~ .20，則不在本研 究測量題項之範圍。另外，國內學者古博文等 (2016) 的再測信度分析結果顯示良好的 項目有：使用電腦 (𝜌= .92) 與閱讀 (𝜌= .80)，可接受的項目為看電視時間 (𝜌= .67) 及 興趣嗜好 (𝜌= .61)，而信度較差的項目為聊天 (𝜌= .47) 及開車或乘車 (𝜌= .44)，其他則 為低度相關 (𝜌= 0.34)，而該研究尚有部分題目並未在本研究進行探討 (如用餐、小睡片 刻及工作或擔任志工)。
本研究在表 4-4 分析發現，本研究參與者在問卷整體久坐時間前測和後測之平均為 8.89 小時/天。此結果高於 Gardiner 等 (2011b) (Test1=7.3, T2=6.5, T3=5.7 小時/天)、Van Cauwenberg 等 (2014b) (7.7 小時/天) 以及古博文等 (2016) (T1=7.6, T2=7.0 小時/天) 之 研究。但低於 Visser 與 Koster (2013) (10.4 小時/天)。可能之原因在於不同測量工具的之 整體久坐時間會有較大的異質性。根據一項統合分析研究顯示，過去採用單一題項 (self-report total sitting time) 衡量高齡者整體久坐時間平均一天為 5.3 小時 (Harvey, Chastin,
& Skelton, 2015)。可以得知，衡量不同具體特性的久坐行為方式已獲得支持。且 Owen 等 (2010) 回顧性文章指出，久坐行為的測量不宜侷限於看電視或單一項久坐時間，應 更廣泛的測量所有的久坐行為。
在效標關聯效度方面，本研究採用加速規客觀測量總久坐時間顯示平均一天為 13.4 小時，並以此為效標分析問卷整體久坐時間之同時效度，顯示相關係數為 .23，未達顯 著之水準 (p>.05)。此結果與過去四篇發展高齡者久坐時間問卷的同時效度結果並不一 致 (.30 – .52) (Gardiner et al., 2011b; Van Cauwenberg et al., 2014b; Visser & Koster., 2013；
古博文等，2016)。其次，本研究將兩種測量所得之時間相減，分析其測量偏差之平均數 檢定顯示達顯著水準，表示兩種測量工具的測量結果並不一致。本研究顯示，問卷整體 久坐時間相較於客觀總久坐時間平均低估了 4.8 小時/天，相較於其他研究 (Gardiner et al., 2011b; Van Cauwenberg et al., 2014b; Visser & Koster, 2013；古博文等，2016) 約低估 0.58 小時至 3.6 小時。雖本研究一週再測信度已支持中文化高齡者久坐行為問卷的穩定 性，但效標關聯效度是非常微弱的。
推論幾個可能解釋的原因，首先，Forsen 等 (2010) 在身體活動量測量回顧性研究 指出，對於老人宜採用一對一訪談的形式相較於自陳的方式會較準確。另外，本研究採 用的問卷是採「過去一週」在各種活動花費的「小時、分鐘」回憶方式，可能較不精確，
而其他研究則是以「過去七天」在各種活動的「天」數，再詢問花費的「時間」 (Van Cauwenberg et al., 2014b；古博文等，2016)。上述原因可能會使高齡者無法準確地回憶 和估計參與某些久坐行為的持續時間，以至於問卷會有低估的情形。第二，社會期望現 象，可能會導致參與者刻意減少某些久坐行為的時間 (如看電視) (Van Cauwenberg et al., 2014b)。另一個原因可能是測量久坐行為的類型若愈少，其低估客觀測量總久坐行為之 情形可能會增加，像是高齡者常見「躺著」的行為 (如：小睡片刻) 在本研究並無測量 (古博文等，2016)。因為，不同結構的久坐行為涵蓋範圍相當廣，除了 Owen 等 (2011) 指出的休閒、工作、家庭及通勤的生活結構之外，Chastin, Schwarz 與 Skelton (2013) 更 進一步提出久坐行為的分類，應從多元的面向來衡量較為準確，包括行為的目的、姿勢、
環境、社交、主觀及客觀測量、相關行為 (坐著吃飯、抽菸、喝飲料) 、生理或心理狀 態 (殘疾、憂鬱、自我效能)、時間 (天、年、季節)、類型 (屏幕、非屏幕)。可見，高齡 者自陳式久坐行為該如何精準、聚焦的衡量相當重要 (Chastin et al., 2013)，仍然需要國 內相關研究者持續深入探討，才能達到共識。
另一方面，本研究客觀測量總久坐時間為平均一天為 13.4 小時，高於其他國家高齡 者的研究，如澳洲 (8.4 小時/天)、英國 (11.1 小時/天)、荷蘭 (10.2 小時/天)、比利時
另一方面，本研究客觀測量總久坐時間為平均一天為 13.4 小時，高於其他國家高齡 者的研究，如澳洲 (8.4 小時/天)、英國 (11.1 小時/天)、荷蘭 (10.2 小時/天)、比利時