背景變項於老化態度、自覺健康及休閒參與之差異性分析

本節分別將趨老族之性別、年齡、教育程度、婚姻狀況、職業、固定月收入、居 住狀況、家人支持度及每月休閒費用等九項之社會人口背景變項，逐一對老化態度、

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自覺健康及休閒參與等變數，透過獨立樣本t 檢定或單因子變異數分析之統計方法，

加以進行其差異性分析，使得瞭解不同背景變項在老化態度、自覺健康及休閒參與上 是否具有顯著差異；此外，針對平均值有顯著差異之背景變項，再進一步使用雪費法 (Scheffé method)進行事後比較，以判別各組間的差異程度。其結果說明如下：

一、 性別

(一) 性別於各變數之獨立樣本t 檢定 1. 老化態度

由表4-3-1 統計結果顯示男女性別對於老化態度並無顯著差異（t 值為-0.427、

p 值為.670）；換言之，老化態度之認同度的高低並不會受到性別的不同而有所差 異。

於文獻探討中，蘇琬玲（2007）、魏惠娟（2009）及蕭娜足（2014）的研究 結果顯示性別對老化態度並無顯著差異，而本研究所得結果與之呈現一致。

表 4-3-1

性別於老化態度之獨立樣本 t 檢定摘要表

變數 性別 個數 平均數 標準差

t 值

顯著性 老化態度 男 181 3.87 0.406

-0.427 .670 女 228 3.88 0.396

2. 自覺健康

由表4-3-2 統計結果顯示男女性別對於自覺健康並無顯著差異（t 值為 0.971、

p 值為.332）；換言之，自覺健康的高低評價程度並不會受到性別的不同而有所差 異。

國外學者McBride、Altunsöz、Su、Xiang 與 Demirhan (2016) 對大學生於體 育課程後的自我學習調節及自覺健康之調查研究結果顯示性別對自覺健康並未 具顯著差異，而本研究結果則與之相一致。

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表 4-3-2

性別於自覺健康之獨立樣本 t 檢定摘要表

變數 性別 個數 平均數 標準差

t 值

顯著性 自覺健康 男 181 3.14 0.803

0.971 .332 女 228 3.06 0.847

3. 休閒參與

由表4-3-3 統計結果顯示男女性別對於休閒參與並無顯著差異（t 值為 0.900、

p 值為.369）；換言之，休閒活動參與程度的高低並不會受到性別的不同而有所差 異。

本研究所得結果與羅世錦（2010）、林健誠（2014）及廖聰明（2015）的研 究結果呈現一致，均顯示性別對休閒參與並無顯著差異。

表 4-3-3

性別於休閒參與之獨立樣本 t 檢定摘要表

變數 性別 個數 平均數 標準差

t 值

顯著性 休閒參與 男 181 2.22 0.563

0.900 .369 女 228 2.17 0.516

(二) 性別於各構面之獨立樣本t 檢定 1. 老化態度之構面

由表4-3-4 統計結果顯示男女性別在老化態度的三構面上，均未呈現顯著差 異，其中「老化認知」：t 值為 1.594、p 值為.112，「老化情感」：t 值為-1.154、p 值為.249，「行為意向」：t 值為-0.933、p 值為.352；另分析結果亦顯示出構面中 以「老化認知」的認同度最高，其次為「行為意向」，而「老化情感」的認同度 最低。

本研究所得結果與蘇琬玲（2007）及魏惠娟（2009）的研究結果呈現一致，

均顯示性別於老化態度三構面上均無顯著差異。

73 現顯著差異，其t 值為 2.409(t>1.96)、p 值為.017(*p≤.05)，即表示於「運動型」

休閒參與上，其男性顯著高於女性；另分析結果亦顯示出五構面中以「社交型」

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二、 年齡

(一) 年齡於各變數之單因子變異數分析 1. 老化態度

由表4-3-6 統計結果顯示不同組別的年齡對於老化態度並無顯著差異（p 值 為.415）；換言之，老化態度之認同度的高低並不會受到年齡的區別而有所差異。

Dodson (1990) 、魏惠娟（2009）及蕭娜足（2014）的研究結果顯示年齡對 老化態度並無顯著差異，而本研究所得結果與之呈現一致。

表 4-3-6

年齡於老化態度之單因子變異數分析摘要表

變數 組別 個數 平均數 標準差 變異數分析 Scheffé 事後比較

F 檢定

顯著性

老化態度

1 104 3.89 0.404

0.952 .415 ─ 2 118 3.88 0.379

3 86 3.81 0.380 4 101 3.91 0.436 總和 409 3.88 0.400 註：1. 45~49 歲 2. 50~54 歲 3.55~59 歲 4. 60~64 歲

2. 自覺健康

由表4-3-7 統計結果顯示不同組別的年齡對於自覺健康呈現顯著差異，其 p 值為.045(*p≤.05)，然經由雪費法(Scheffé method)進行事後比較，其結果卻為組間 均未達顯著差異；換言之，自覺健康的高低評價程度並不會受到年齡的區別而有 所差異。

本研究所得結果與陳冠宏（2009）及白雅惠與黃恆祥（2014）的研究結果呈 現一致，均顯示年齡對自覺健康並無顯著差異。

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2. 休閒參與之構面

由表4-3-10 統計結果顯示「娛樂型」休閒參與在不同組別的年齡上具顯著差 異，其p 值為.038 (*p≤.05) ，然經由雪費法(Scheffé method)進行事後比較，其結 果卻為組間均未達顯著差異；換言之，休閒參與構面中的「社交型」、「娛樂型」、

「運動型」、「技藝型」及「知識文化型」之活動參與程度的高低並不會因年齡的 區別而有所差異。

文獻中對休閒參與的相關研究，多數針對某一特定年齡族群進行探討，因此 年齡變項相對較少被考量其中，然就非侷限於特定年齡族群的研究顯示年齡在休 閒參與構面上分別具有顯著影響。而本研究對象趨老族雖為特定族群，但因考量 其年齡涵蓋的間距過大，即界於45 歲至 64 歲，故而將年齡再細分組別並納入變 項討論，因而所得結果仍無法與現有文獻進行比較。

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三、 教育程度

(一) 教育程度於各變數之單因子變異數分析 1. 老化態度

由表4-3-11 統計結果顯示不同的教育程度對於老化態度具顯著差異，其 p 值 為.000 (***p≤.001) ，再予以雪費法(Scheffé method)進行事後比較，其結果呈現

「碩士（含）以上」較其他教育程度組別的老化態度之認同度高，其中「大專」

又比「高中（職）以下」的老化態度之認同度高；換言之，老化態度之認同度的 高低是會受到教育程度的不同而有所差異，即呈現教育程度越高者，其老化態度 越顯正向。

Hori 與 Cusack (2006) 、邱天助（2002）、許儷巾（2007）、蘇琬玲（2007）、

何潁芬（2008）、翁嘉苓（2010）及蕭娜足（2014）的研究結果均顯示教育程度 對於老化態度具有顯著性差異，而本研究所得結果與之呈現一致。

表 4-3-11

教育程度於老化態度之單因子變異數分析摘要表

變數 組別 個數 平均數 標準差 變異數分析

Scheffé

事後比較

F 檢定

顯著性

老化態度

1 121 3.79 0.417

9.332 .000***

5>2 5>4 5>3>1 2 131 3.83 0.364

3 59 3.98 0.370 4 80 3.88 0.339 5 18 4.31 0.496 總和 409 3.88 0.400

註 1：1.高中（職）以下 2.高中（職） 3.大專 4.大學 5.碩士（含）以上 註 2：***p≤.001

2. 自覺健康

由表4-3-12 統計結果顯示教育程度的不同對於自覺健康並無顯著差異（p 值 為.204）；換言之，自覺健康評價程度的高低並不會受到教育程度的不同而有所差 異。

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本研究所得結果與陳冠宏（2009）及白雅惠與黃恆祥（2014）的研究結果呈 現一致，均顯示教育程度對自覺健康並無顯著差異。

表 4-3-12

教育程度於自覺健康之單因子變異數分析摘要表

變數 組別 個數 平均數 標準差 變異數分析

Scheffé

事後比較

F 檢定

顯著性

自覺健康

1 121 2.96 0.796

1.493 .204 ─ 2 131 3.11 0.836

3 59 3.23 0.823 4 80 3.12 0.867 5 18 3.27 0.826 總和 409 3.10 0.828

註：1.高中（職）以下 2.高中（職） 3.大專 4.大學 5.碩士（含）以上 3. 休閒參與

由表4-3-13 統計結果顯示教育程度的不同對於休閒參與呈現顯著差異，其 p 值為.049(*p≤.05)，然經由雪費法(Scheffé method)進行事後比較，其結果為組間均 未達顯著差異；換言之，休閒活動參與程度的高低並不會受到教育程度的不同而 有所差異。

本研究所得結果與陳冠宏（2009）及吳秉毅（2010）二者的研究結果呈現一 致，均顯示教育程度對休閒參與並無顯著差異。

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表 4-3-13

教育程度於休閒參與之單因子變異數分析摘要表

變數 組別 個數 平均數 標準差 變異數分析

Scheffé

事後比較

F 檢定

顯著性

休閒參與

1 121 2.09 0.579

2.403 .049* 組間均 未達顯著 2 131 2.22 0.518

3 59 2.29 0.518 4 80 2.18 0.508 5 18 2.34 0.453 總和 409 2.20 0.537

註 1：1.高中（職）以下 2.高中（職） 3.大專 4.大學 5.碩士（含）以上 註 2：*p≤.05

(二) 教育程度於各構面之單因子變異數分析 1. 老化態度之構面

由表 4-3-14 統計結果顯示教育程度的不同在老化態度的三構面上均有顯著 差異，其p 值分別為「老化認知」：.000 (***p≤.001)、「老化情感」：.000 (***p≤.001)、

「行為意向」：.000 (***p≤.001)，再予以雪費法(Scheffé method)進行事後比較，

其結果呈現「老化認知」構面上，其「碩士（含）以上」較其他教育程度組別的 老化態度之認同度高、「老化情感」構面上，其「碩士（含）以上」較「高中（職）

以下」及「高中（職）」的老化態度之認同度高、「行為意向」構面上，其「碩士

（含）以上」較「高中（職）以下」及「高中（職）」的老化態度之認同度高外，

另「大專」又比「高中（職）以下」的老化態度之認同度高；換言之，老化態度 構面中的「老化認知」、「老化情感」及「行為意向」之認同程度會受到教育程度 的不同而有所差異，即呈現教育程度越高者，其老化態度越顯正向。

Hori 與 Cusack (2006) 、許儷巾（2007）及蘇琬玲（2007）的研究顯示教育 程度於老化態度三構面上，均具顯著差異性，且呈負向影響關係，亦即隨著教育 程度越低其老化認同度越高；而本研究結果則為教育程度於老化態度三構面上均 呈現顯著的正向影響關係，即老化認同度越高相對地也具備較高的教育程度。

82 度上具顯著差異，其p 值分別為.050/.017 (*p≤.05) ，然經由雪費法(Scheffé method) 進行事後比較，其結果卻都為組間均未達顯著差異；換言之，休閒參與構面中的

「社交型」、「娛樂型」、「運動型」、「技藝型」及「知識文化型」之活動參與程度 的高低並不會因教育程度的不同而有所差異。

本研究所得結果與陳冠宏（2009）及吳秉毅（2010）二者的研究結果呈現一 致，均顯示教育程度在休閒參與的構面上並無顯著差異。

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四、 婚姻狀況

(一) 婚姻狀況於各變數之單因子變異數分析 1. 老化態度

由表4-3-16 統計結果顯示不同的婚姻狀況對於老化態度並無顯著差異（p 值 為.951）；換言之，老化態度之認同度的高低並不會受到婚姻狀況的不同而有所差 異。

本研究所得結果與李倩華（1987）、許儷巾（2007）、何潁芬（2008）及魏惠 娟（2009）的研究結果呈現一致，均顯示婚姻狀況對老化態度並未具顯著差異。

表 4-3-16

婚姻狀況於老化態度之單因子變異數分析摘要表

變數 組別 個數 平均數 標準差 變異數分析 Scheffé 事後比較

F 檢定

顯著性

老化態度

1 27 3.88 0.415

0.115 .951 ─ 2 8 3.90 0.239

3 317 3.88 0.414 4 57 3.85 0.334 總和 409 3.88 0.400 註：1.未婚 2.未婚有伴侶 3.已婚 4.已婚單身

2. 自覺健康

由表4-3-17 統計結果顯示不同的婚姻狀況對於自覺健康並無顯著差異（p 值 為.739）；換言之，自覺健康的高低評價程度並不會因婚姻狀況的不同而有所差 異。

本研究所得結果與陳冠宏（2009）及白雅惠與黃恆祥（2014）的研究結果呈 現一致，均顯示婚姻狀況對自覺健康並未具顯著差異。

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表 4-3-17

婚姻狀況於自覺健康之單因子變異數分析摘要表

變數 組別 個數 平均數 標準差 變異數分析 Scheffé

變數 組別 個數 平均數 標準差 變異數分析 Scheffé

在文檔中 探討趨老族老化態度、自覺健康 及休閒參與關係 (頁 85-139)