本研究假設參與者創傷經驗之有無將顯著預測其抑制功能的強弱，抑制功能 的強弱將顯著預測心智推論能力之高低，且創傷經驗之有無將顯著預測心智推論 能力之高低，即抑制功能可能於創傷經驗與心智推論能力之關聯中扮演一中介變 項之角色。
各變項特性部分，本研究將創傷經驗之有無視為二分變項，依據參與者在 PDS 第一部分的勾選情形將其分為「創傷經驗組」與「無創傷經驗組」（勾選一 項以上者便視為創傷經驗組；未勾選任一項者便為無創傷經驗組）。抑制功能部 分，本研究以參與者在史楚普測驗中「干擾指數」的得分做為抑制功能之指標，
故為一連續變項。心智推論能力部分，由於參與者在觀點取替量表之總分多集中 於高分處，不符合常態分佈（Skewness= -1.46），可能因此影響分析結果，故本 研究將參與者依觀點取替量表得分之平均數（mean= 15.16）分為兩組，得分小 於等於 15 分者為心智推論低分組，得分大於等於 16 分者則為心智推論高分組，
並以此二分變項進行後續分析討論。整體分析策略模式見圖一；各測驗之描述統 計見表二。
圖一：本研究之分析策略模式圖。
創傷經驗（有/無）
抑制功能 心智推論能力分組
（高分組/低分組）
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表二
各測驗之描述統計
觀點取替量表 史楚普測驗 全量表智商 PTDS
平均數 15.16 -4.15 106.33 2.62
標準差 3.41 10.28 13.61 5.01
第一節、創傷經驗與抑制功能之關聯
本研究依據創傷經驗與否將參與者分為無創傷經驗組（41 名）與創傷經驗 組（37 名），兩組之基本人口變項特性如表三。結果顯示，兩組僅在教育程度上 有顯著差異（無創傷經驗組顯著高於創傷經驗組），在其餘特性上均無顯著不同。
表三
創傷組與非創傷組於各變項之描述統計與組間差異分析。
無創傷經驗組
（n = 41）
創傷經驗組
（n = 37）
類別變項 n % n % χ2值
性別 男 21 51.2% 20 54.1%
女 20 48.8% 17 45.9% .06
連續變項 M SD M SD t值
教育程度 12.76 3.33 10.30 4.29 -2.84**
年齡 72.71 6.31 74.62 6.87 1.28 全量表智商 107.51 14.81 105.03 12.22 -.80
**p < .01.
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壹、創傷經驗對抑制功能之差異分析與回歸檢驗
在史楚普測驗的得分上，創傷經驗組之得分顯著低於無創傷經驗組（t = 2.17,
p < .05，詳如表四）。進一步以一般線性模式檢驗創傷經驗之有無與史楚普測驗
得分間的關聯，並於分析中加入年齡、性別、教育程度，及全量表智商等作為共 變項，以排除基本人口特性與智商之可能影響；結果如表五所示，創傷經驗能顯 著預測史楚普測驗之得分（B= 5.36, p < .05）。
表四
創傷經驗對抑制功能之差異分析。
平均數（標準差） t p
無創傷經驗組 （n = 41） -1.82 （11.10） 2.17 .033 創傷經驗組 （n = 36） -6.80 （8.67）
表五
創傷經驗對抑制功能之一般線性模式迴歸檢驗。
變項 B S.E. t p
創傷經驗 -5.36 2.46 -2.18 .033 性別 -.88 2.35 -.38 .708 年齡 -.15 .20 -.78 .440 教育程度 -.43 .37 -1.17 .244 全量表智商 .16 .11 1.45 .151
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第二節、創傷經驗與心智推論能力之關聯
壹、創傷經驗與心智推論能力分組之迴歸分析
此部分利用 Logistic 迴歸，以基本人口變項特性（性別、年齡、教育程度）
及全量表智商為共變項，探索創傷經驗與心智推論能力之關係。結果發現創傷經 驗未能顯著預測心智推論之高低分組（詳細數據如表六）。
表六
創傷經驗與心智推論能力分組之Logistic迴歸分析。
變項 B S.E. p OR（95% C.I.）
創傷經驗 .58 .51 .254 1.79（0.66, 4.84）
性別 -.05 .48 .918 .95（0.37, 2.44）
年齡 -.00 .04 .844 .99（0.92, 1.07）
教育程度 .17 .08 .031 1.19（1.02, 1.39）
全量表智商 -.04 .02 .069 .96（0.92, 1.00）
第三節、抑制功能與心智推論能力之關聯
壹、抑制功能與心智推論能力分組之迴歸分析
此部分以 Logistic 迴歸分析探索史楚普測驗之得分與心智推論能力之關係。
結果顯示，以基本人口特性（性別、年齡、教育水準）與全量表智商為共變項時，
兩者間的關聯未達顯著（詳見表七）；然除了上述基本人口特性、全量表智商外，
同時加入創傷經驗為共變項時，史楚普測驗得分便可顯著預測心智推論能力之分 組，史楚普測驗得分每高一分，心智推論能力為高分組的機率即增加 1.05 倍（odds
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ratio, OR = 1.05），詳細數據如表八所示。
表七
史楚普測驗與心智推論能力分組之 Logistic 迴歸分析：
以性別、年齡、教育程度、全量表智商為共變項。
變項 B S.E. p OR （95% C.I.）
史楚普測驗 .04 .03 .101 1.04（0.99, 1.09）
性別 -.04 .49 .930 0.96（0.37, 2.49）
年齡 -.00 .04 .925 1.00（0.92, 1.08）
教育程度 .16 .08 .046 1.17（1.00, 1.36）
全量表智商 -.05 .02 .055 0.95（0.91, 1.00）
表八
史楚普測驗與心智推論能力分組之 Logistic 迴歸分析：
以性別、年齡、教育程度、全量表智商、創傷經驗為共變項。
變項 B S.E. p OR（95% C.I.）
史楚普測驗 .05 .03 .049 1.05（1.00, 1.11）
創傷經驗 .82 .55 .133 2.27（ .78, 6.63）
性別 -.06 .49 .904 .94（ .36, 2.48）
年齡 -.01 .04 .893 .99（ .92, 1.08）
教育程度 .20 .08 .020 1.22（1.03, 1.44）
全量表智商 -.05 .03 .039 .95（ .90, 1.00）
貳、創傷經驗之調節效果
承上，由於加入創傷經驗為共變項時，史楚普測驗得分便可顯著預測心智推 論能力。為分析此一現象，故本研究進一步以創傷經驗之有、無分組，以探討創 傷經驗是否影響史楚普測驗得分與心智推論能力間之關聯。結果顯示，以性別、
年齡、教育水準、全量表智商為共變項時，創傷經驗可有效調節史楚普測驗得分 與心智推論能力分組間之關聯；即正常組之史楚普測驗得分能顯著預測心智推論
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能力之分組（OR = 1.12, p < .05），但在創傷經驗組中未存在此關聯；詳細數據請 見表九。
表九
史楚普測驗與心智推論能力分組在控制組／創傷組中之關聯。
變項 B S.E. p OR（95% C.I.）
控制組 史楚普測驗 .11 .05 .017 1.12（1.02, 1.23）
性別 -1.89 1.00 .059 0.15（0.02, 1.07）
年齡 -.12 .09 .166 0.88（0.74, 1.05）
教育程度 .40 .19 .039 1.49（1.02, 2.17）
全量表智商 -.11 .05 .034 0.89（0.80, 0.99）
創傷組 史楚普測驗 .00 .04 .973 1.00（0.92, 1.09）
性別 .77 .76 .310 2.17（0.49, 9.64）
年齡 -.01 .06 .919 0.99（0.89, 1.11）
教育程度 .12 .11 .253 1.13（0.92, 1.38）
全量表智商 -.03 .04 .342 0.97（0.90, 1.04）
第四節、小結
本研究欲探討創傷經驗與老年人抑制功能及心智推論能力之關聯，並假設抑 制功能在此關聯中扮演一中介變項之角色。研究中以差異分析及迴歸分析檢驗上 述假設；中介效果部分，結果顯示創傷經驗能顯著預測抑制功能，抑制功能亦能 顯著預測心智推論能力之分組，然創傷經驗未能顯著預測心智推論能力之強弱，
故抑制功能之中介效果並不存在。
除上述抑制功能的中介效果檢驗外，迴歸分析之結果進一步顯示，創傷經驗 與心智推論能力之關聯雖未達顯著，但創傷經驗於抑制功能與心智推論能力的關 聯中扮演調節變項之角色，即無創傷經驗組中，抑制功能可顯著預測心智推論能 力之強弱，但創傷組中，抑制功能與心智推論能力的關聯便未達顯著。整體而言，
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本研究假設獲部分支持，並有意料外的發現。整體結果與調節模式見圖二、三。
圖二：創傷經驗、抑制功能與心智推論能力之迴歸分析模式圖。
圖三：創傷經驗對抑制功能與心智推論能力關聯之調節模式圖 創傷經驗（有/無）
*p< .05
抑制功能 心智推論能力分組
（高分組/低分）
組）
註：－ 達顯著；-- 未達顯著
*p < .05.
5.36*
抑制功能 心智推論能力分組
（高分組/低分組）
創傷經驗（有/無）
無 .11*
有 .00
註：－ 達顯著；-- 未達顯著
*p < .05.
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