第四章 結果與討論
第四節 老化態度、自覺健康及休閒參與關係之分析
為瞭解老化態度、自覺健康及休閒參與三變數間之關係，本節將透過皮爾森相關 分析法，先以檢視兩兩變數間是否存在關聯性及其關係緊密程度，再進一步運用多元 迴歸分析法，續以反映兩個以上變數之間的相關性與正負相關的方向及影響強度。
一、 皮爾森相關分析
由表4-4-1 皮爾森相關分析結果顯示，老化態度、自覺健康及休閒參與兩兩變數 間均存在關聯性且呈現趨近中度的正相關。
表 4-4-1
變數間皮爾森相關分析表
註：**p≤.01 時（雙尾），相關顯著
老化態度 自覺健康 休閒參與
老化態度 1
自覺健康 .369** 1
休閒參與 .360** .311** 1
二、 多元迴歸分析
經由皮爾森相關分析後，得以確認老化態度、自覺健康及休閒參與兩兩變數間相 互存有關聯性，但礙於皮爾森相關分析僅能呈現兩兩變數間關聯性，卻無法反映彼此 變數間的相關性，故需再透過多元迴歸分析，以進一步釐清兩個以上變數之間及兩個 以上構面的自變數對依變數之相關性與正負相關的方向及影響強度，並藉由分析結果 加以驗證研究假說是否成立。以下則針對變數間，即自變數對依變數與構面間，即自 變數構面對依變數，分別予以迴歸分析。
(一) 變數間迴歸分析
1. 自覺健康對老化態度之迴歸分析
由表4-4-2 分析結果顯示自覺健康對老化態度存有顯著的正向影響關係，其 β 係數為.369（正數）、t 值為 8.004(t>3.28)、p 值為.000***、調整後 R²值為.134，
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亦即表示自覺健康與老化態度有正向關係，且達***p≤.001 顯著水準，另自覺健 康能解釋老化態度的變異量達13.4%；換言之，即自覺健康評價程度越高，其老 化態度相對地越顯正向。
本研究所得結果與李倩華（1987）、陳寶美（1994）、許儷巾（2007）、蘇琬 玲（2007）、何潁芬（2008）、魏惠娟（2009）及蕭娜足（2014）的研究結果呈現 一致，均顯示健康狀況對老化態度具顯著的正向影響關係。
綜上所論，得以驗證研究假說H1 成立，即趨老族自覺健康會正向影響老化 態度。
表 4-4-2
自覺健康對老化態度之迴歸分析摘要表
註：***p≤.001
依變數：老化態度
模型 非標準化係數 標準化係數
t 值 p 值 β 之估計值 標準誤 Beta 分配
（常數） 3.324 0.071 46.595 .000***
自覺健康 0.178 0.022 .369 8.004 .000***
R²/調整後的 R² .136/.134
F 值/顯著性 64.060/.000***
結果與討論：趨老族可藉由透過自覺健康的提升，同時能建立並加強正向的 老化態度；反觀全球正身歷人口高齡化，其中台灣更於今年躍升為高齡社會，而 如何面對高齡化所帶來的衝擊與問題，無不為各國考驗的難題，而經由本研究結 果發現於面臨高齡化社會狀態下，趨老族除單純建立與培養正向的老化態度外，
亦可透過自覺健康的提升，連帶地正向增強老化態度的認同度。
2. 自覺健康對休閒參與之迴歸分析
由表4-4-3 分析結果顯示自覺健康對休閒參與存有顯著的正向影響關係，其 β 係數為.311（正數）、t 值為 6.607(t>3.28)、p 值為.000***、調整後 R²值為.095，
亦即表示自覺健康與休閒參與有正向關係，且達***p≤.001 顯著水準，另自覺健 康能解釋休閒參與的變異量達 9.5%；換言之，即自覺健康評價程度越高，其休
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閒活動的參與程度亦相對提升。
林聰哲（2008）、陳冠宏（2009）、沈東翰（2010）、李立良與李志恭（2011）、 金玲蓉（2011）、林佳臻等人（2013）、覃子榮（2014）及 Gloria et al. (2015) 的 研究結果均呈現健康狀況、自覺健康狀況對健康促進行為、休閒參與具有顯著的 正向影響關係，而本研究所得結果與之相一致。
綜上所論，得以驗證研究假說H2 成立，即趨老族自覺健康會正向影響休閒 參與。
表 4-4-3
自覺健康對休閒參與之迴歸分析摘要表
註：***p≤.001
依變數：休閒參與
模型 非標準化係數 標準化係數
t 值 p 值 β 之估計值 標準誤 Beta 分配
（常數） 1.570 0.098 16.040 .000***
自覺健康 0.202 0.031 .311 6.607 .000***
R²/調整後的 R² .097/.095
F 值/顯著性 43.649/.000***
結果與討論：趨老族可藉由透過自覺健康的提升，同時能促使休閒活動的參 與度增加；隨著社會高齡化現象，全球無不想方設法地解決其所帶來的衝擊與問 題，其中首當其衝的便是健康議題，而健康促進則為三段五級中的初級預防，更 是被加以重視的前端性作為，其中休閒參與則屬於健康促進中的一環，而經由本 研究結果發現於面臨高齡化社會狀態下，趨老族除單純鼓勵個人從事健康促進行 為外，亦可透過自覺健康的提升，連帶地正向增加其休閒活動的參與度。
3. 休閒參與對老化態度之迴歸分析
由表4-4-4 分析結果顯示休閒參與對老化態度存有顯著的正向影響關係，其 β 係數為.360（正數）、t 值為 7.776(t>3.28)、p 值為.000***、調整後 R²值為.127，
亦即表示休閒參與與老化態度有正向關係，且達***p≤.001 顯著水準，另休閒參 與能解釋老化態度的變異量達12.7%；換言之，即休閒活動的參與程度越高，其
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老化態度相對地越顯正向。
目前並無相關文獻具體探討及研究老化態度與休閒參與的相關性，但蘇琬玲
（2007）針對中部退休教師之社會參與與老化態度關係的研究中，其研究結果發 現「休閒活動」對老化態度具正向影響關係；而本研究結果則與之相趨近，即顯 示休閒參與對老化態度存有顯著的正向影響關係。
綜上所論，得以驗證研究假說H3 成立，即趨老族休閒參與會正向影響老化 態度。
表 4-4-4
休閒參與對老化態度之迴歸分析摘要表
註：***p≤.001
依變數：老化態度
模型 非標準化係數 標準化係數
t 值 p 值 β 之估計值 標準誤 Beta 分配
（常數） 3.287 0.078 42.220 .000***
休閒參與 0.268 0.034 .360 7.776 .000***
R²/調整後的 R² .129/.127
F 值/顯著性 60.461/.000***
結果與討論：趨老族可藉由增加休閒活動的參與度，同時能建立並加強正向 的老化態度；隨著社會高齡化現象，於面對老化所產生的身心問題前，如何培養 與加強正向的老化態度是重要的根本作為，而經由本研究結果發現於面臨高齡化 社會狀態下，趨老族除單純建立、培養與增強正向的老化態度外，亦可透過休閒 活動參與度的提升，相對地正向增強老化態度的認同度。
4. 自覺健康及休閒參與對老化態度之迴歸分析
由表4-4-5 分析結果顯示自覺健康及休閒參與共同對老化態度存有顯著的正 向影響關係，其β 係數分別為.284/.271、t 值分別為 6.098/5.813(t>3.28)、p 值均 為.000***、調整後 R²值為.198，亦即表示自覺健康及休閒參與共同對老化態度有 正向關係，且達***p≤.001 顯著水準，另自覺健康及休閒參與共同解釋老化態度 的變異量達19.8%；換言之，即自覺健康評價程度及休閒活動的參與程度越高時，
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相對地老化態度則越顯正向。
表 4-4-5
自覺健康及休閒參與對老化態度之迴歸分析摘要表
註：***p≤.001
依變數：老化態度
模型 非標準化係數 標準化係數
t 值 p 值 β 之估計值 標準誤 Beta 分配
（常數） 3.007 0.088 34.295 .000***
自覺健康 0.137 0.023 .284 6.098 .000***
休閒參與 0.202 0.035 .271 5.813 .000***
R²/調整後的 R² .202/.198
F 值/顯著性 51.508/.000***
再由表4-4-6 階層迴歸分析結果顯示自覺健康及休閒參與共同對老化態度的 迴歸分析中，呈現自覺健康對老化態度的β 係數為.284，且具有*** p≤.001 的顯 著性，而自覺健康對老化態度迴歸分析中，呈現一樣具有*** p≤.001 的顯著性，
但所得的 β 係數為.369，較高於自覺健康及休閒參與共同對老化態度的 β 係數 值，顯見當休閒參與變數介入時，自覺健康對老化態度雖仍具顯著性，但其影響 力卻有所削弱，足以驗證休閒參與是自覺健康與老化態度的中介變數，且扮演著 部分中介的角色，如圖4-4-1 所示。
目前並無相關文獻具體探討自覺健康與休閒參與對老化態度的研究，故本研 究所得結果是為創新之發現，其結果為趨老族之自覺健康及休閒參與共同對老化 態度有顯著的正向影響關係，且休閒參與是自覺健康與老化態度的部分中介變數。
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加重要，綜上之研究結果堪為創新之發現。
(二) 構面間迴歸分析
1. 休閒參與構面對老化態度之迴歸分析
由表4-4-7 休閒參與構面對老化態度迴歸分析結果顯示「社交型」休閒活動 參與對老化態度存有顯著的正向影響關係，其β 係數為.237、t 值為 4.111(t>3.28)、
p 值為.000***、調整後 R²值為.151，亦即表示社交型休閒參與與老化態度有正向 關係，且達***p≤.001 顯著水準，另休閒參與五構面共同解釋老化態度的變異量 達15.1%；換言之，即社交型休閒活動的參與程度越高，其老化態度相對地越顯 正向。
表 4-4-7
休閒參與各構面對老化態度之迴歸分析摘要表
註：***p≤.001
依變數：老化態度
模型 非標準化係數 標準化係數
t 值 p 值 β 之估計值 標準誤 Beta 分配
（常數） 3.277 0.081 40.619 .000***
社交型 0.143 0.035 .237 4.111 .000***
娛樂型 -0.033 0.036 -.053 -0.913 .362 運動型 0.060 0.032 .114 1.860 .064 技藝型 0.030 0.028 .060 1.059 .290 知識文化型 0.068 0.036 .123 1.904 .058
R²/調整後的 R² .162/.151
F 值/顯著性 15.528/.000***
結果與討論：趨老族可藉由增加休閒活動的參與度，同時能建立並加強正向 的老化態度；其中又以「社交型」休閒活動參與對老化態度具顯著的正向影響關 係，即代表著趨老族可透過提升「社交型」休閒活動的參與度，以增強其正向的 老化態度。
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綜上所述為探討趨老族老化態度、自覺健康及休閒參與三變數之間的關係，經透 過皮爾森相關分析法，檢視出兩兩變數間確實存在關聯性，且呈現趨近中度的正相關；
再而運用多元迴歸分析法，以深入瞭解兩個以上變數間的相關性與正負相關方向及影 響強度，於自變數：自覺健康對依變數：老化態度、休閒參與，以及自變數：休閒參 與對依變數：老化態度的迴歸分析結果中，獲得研究假說H1、H2 及 H3 驗證成立，
亦即為H1：趨老族自覺健康會正向影響老化態度、H2：趨老族自覺健康會正向影響 休閒參與、H3：趨老族休閒參與會正向影響老化態度，同時於階層迴歸分析中，驗證 出休閒參與是自覺健康與老化態度的中介變數，且扮演著部分中介的角色，但由路徑 係數反映出提高自我健康的評價程度對增強老化態度的認同度相對地更加重要；另由
亦即為H1：趨老族自覺健康會正向影響老化態度、H2：趨老族自覺健康會正向影響 休閒參與、H3：趨老族休閒參與會正向影響老化態度，同時於階層迴歸分析中，驗證 出休閒參與是自覺健康與老化態度的中介變數，且扮演著部分中介的角色，但由路徑 係數反映出提高自我健康的評價程度對增強老化態度的認同度相對地更加重要；另由