自變項與休閒活動參與與否之關係

本節主要說明個人變項、社經地位變項以及社區環境變項與老年人在 休閒參與與否之關係，並透過二元邏輯迴歸說明之。再進行二元邏輯迴歸 分析前，研究者先將類別變項轉換成虛擬變項(詳細參照組說明可參閱第 三章)，並進行多元共線性診斷，二元邏輯迴歸之共線性診斷標準以相關 係數小於.8 為主、允差大於 0.1 以及 VIF 小於 10 為主。

此分析所放入迴歸模型之變項，其相關係數介於-0.454至0.545之間，

允差介於0.466至0.908之間，VIF介於1.101至2.146之間，故無多元共線 性之問題。

而自變項與休閒參與與否之整體模式考驗結果的x²＝36.141^*

(P=.010)，達到顯著，表示至少有一個自變項可以有效解釋老年人的休閒 參與與否，而進一步針對個別參數之顯著性指標來看，達到顯著的指標為：

非正式社會支持程度(wald值=12.759^***，p=.000)，表示當老年人獲得非正 式社會支持程度越高時，比較會參與休閒活動(見4-3-1)。

從此迴歸考驗的結果可知，會影響老年人是否參與休閒活動的變項為 非正式社會支持程度，但參閱過往文獻，指出影響休閒參與與否的因素還 包括年齡、婚姻狀況、居住安排、自評健康情況、憂鬱程度、教育程度等，

而研究者推測其餘自變項未達顯著之因素來自於「看電視、聽收/錄音機」

的參與比例太高，而此類休閒活動比較偏向靜態、居家，相對於其他種類 的休閒活動來說，自變項對於此類休閒的影響力較低，因此會影響分析結 果，導致難以看出自變項對於休閒參與與否的影響性，故本研究刪除「看 電視、聽收/錄音機」後，再次進行二元迴歸分析。

刪除「看電視、聽收/錄音機」後，自變項的相關係數介於-0.533至 0.434之間，允差介於0.466至0.908之間，VIF則介於0.101至2.146之間，

顯示自變項之間的相關性不強，無多元共線性問題。

刪除「看電視、聽收/錄音機」後，自變項與整體模式顯著性考驗的 x²＝239.834^***(P=.000)，達到顯著，而進一步觀看個別參數的顯著性指標，

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達到顯著的指標包括：喪偶(wald值=4.124^*，p=.042)、有宗教信仰(wald 值=4.948^*，p=.026)、體能狀況(wald值=23.161^***，p=.000)、憂鬱程度(wald 值=14.553^***，p=.000)、非正式社會支持程度(wald值=4.188^*，p=.041)、

教育程度為高中以上(wald值=24.648^***，p=.000)以及會開(騎)車(wald值

=6.340^*，p=.012)。表示與已婚老年人相比，喪偶的老年人在參與休閒活 動的機會低於已婚者；有宗教信仰的老年人高於無宗教信仰的老年人；體 能狀況越好、憂鬱程度越低或非正式社會獲得越多的老年人，在參與休閒 活動的機會較高；而與不識字者相比，教育程度為高中以上的老年人，參 與休閒活動的機會較高；最後，會開(騎)車者比起不會開(騎)車的老年人，

較有機會參與休閒活動。

由此可知再扣除「看電視、聽收/錄音機」此類休閒活動項目後，會 影響老年人是否參與休閒活動的變項包括：個人變項中的婚姻狀況、宗教 信仰、體能狀況、憂鬱程度、非正式社會支持程度；社經地位變項中的教 育程度以及社區環境變項中的是否會開(騎)車(見表4-5-3)。

對照過往文獻，涂淑芳(1996)指出，缺乏體能是老年人參加休閒活動 的最大阻力，因此體能狀況越不好者，休閒活動參與狀況越低，而本研究 結果亦能呼應此說法。在非正式社會支持程度上，Cutler和

Hendricks(1990)指出社會支持乃是影響老人休閒參與的社會層面因素 (引自於林冠穎，2008)。過去相關研究如鄭政宗等(2006)以及黃世芳(2009) 等皆發現社會支持程度與休閒活動參與率之間存在著正向的顯著關係，與 本研究結果雷同。在教育程度方面，本研究發現教育程度為高中以上的老 年人，參與休閒活動的機會高於不識字的老年人，過去相關研究也指出，

教育程度越高的老年人在休閒活動的參與越活躍(歐正中，2006；吳秀汝 等，2011)。

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*p<.05；**p<.01；***p<.001

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