邁向正向老化
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正向老化的關鍵要素及情境效果之研究
陳楓媚 (Feng-Mei, Chen) 現職：台灣大學商研所博士生 服務單位：臺灣大學商學研究所-組織行為與人力資源管理組 Email：[email protected] 陸洛 (Luo, Lu) （通訊作者） 現職：台灣大學工商管理學系暨商學研究所教授 通訊處：106 台北市大安區羅斯福路四段 1 號台灣大學工商管理系 電話：（02）33669742 E-mail：[email protected]摘要 台灣自1993 年起已進入世界衛生組織（WHO）定義的高齡化社會 （Ageing Society）。面對高齡化社會的來臨，不同專業領域均開始關切 與因應。如何使得高齡者「正向老化」是心理學領域近年來關切的重點。 本研究採間隔半年的固定樣本追蹤研究（Panel Study），以滾雪球抽樣 的方式，問卷調查60 歲以上的台灣高齡人口，試圖了解構成高齡者「正 向老化」的基本指標及影響高齡者「正向老化」的關鍵因素。第一波成 功回收問卷 301 份，第二波成功追蹤 209 位高齡者。驗證性因素分析 （CFA）結果顯示「正向老化」為二階構念，主要有四個構成面向：老 化自我知覺、生命意義、主觀幸福感、安適幸福感。而迴歸分析發現， 高齡者的「控制信念（心態）」、「家庭關懷」、「活動參與」、「身心健康」、 「無重大災難」等狀態均會影響正向老化。此外，「初級控制信念」是 正向老化有效的「預測因子」；而「釋懷型次級控制信念」則是心理健 康不佳時的有效「緩衝因子」，有利提升主觀幸福感、安適幸福感、生 命意義。正向老化之關鍵影響要素及不同健康狀況下緩衝效果的研究， 將有助於提供明確的方向以幫助台灣高齡者成功地達到「正向老化」。 關鍵字：正向老化、控制信念、主觀幸福感、幸福感、生命意義、老化 自我知覺
研究動機與目的 唐代詩人杜甫曾在其詩作〈曲江〉二首之二中寫到：「朝回日日典春衣，每 向江頭盡醉歸。酒債尋常行處有，人生七十古來稀…」自詩中的內容可以了解古 人活到七十歲是相當稀少的事；但隨著醫療科技的進步，國人的平均壽命已延長 至80 歲以上。根據內政部（2014）公布「第十次國民生命表」顯示：「台灣民眾 平均壽命為79.12 歲（男性 75.96 歲、女性 82.47 歲），近 8 成男性和 9 成女性能 活超過65 歲。」而世界衛生組織（WHO）將高齡定為 65 歲以上的人口，故超 過有八成以上的男性和九成以上的女性都必須面臨老年期的到來，且約有半數的 老人必須度過長達近20 年的老年期。早期傳統的觀念中，「青年期」、「成年早期」 才是人生的精華時期，而老年期常被視為沒有生產力、退休養老、病痛纏身、生 命倒數的一個階段。但今日的人類已不能再以消極、被動的態度去面對高齡階段 的生活。在這長達20 年的人生最後階段，應該提前規劃並主動創造更具意義且 深富品質的高齡生活。在高齡社會的趨勢下，積極達成「正向老化」的目標是當 今社會政策和高齡人口皆須正視的一件事。 但何謂正向老化？如何達成正向老化？對於身心健康欠佳的高齡者，又該如 何達成正向老化？對身心健康不佳的老人而言，長期的身體病痛加上壽命的不確 定性，總使其活在生命倒數、壽命終結的恐懼之中；長期的心理壓力造成他們持 有「子女負擔」、「老來無用」的負面自我形象。而「老」是否真的「無用」？在 歷史的紀錄中，老而彌堅的人才比比皆是，治國、參政、傳承經驗…均能有不錯 的佳績。根據歷史記載中國共有83 個王朝，而 60 歲以上的帝王則有 30 個之多。 而宋代更有老人政治之說，其官員致仕（即退休）是以70 歲為限，當時年逾八 旬的文彥博依然可出任宰相；而當前很多政治、企業與學術界的領導者與專業人 才，年齡雖超過60 歲，但依然憑藉豐富專業知識及豐富的人生歷練引導著下一 個世代的未來。顯然「老」絕非「無用」，高齡者如何在此階段找到自我生存的 意義與價值，達到良好的自我統整，避免悲觀絕望的危機，才是要務。
台灣的老年人又是如何看待自己的高齡價值？國民健康署在2014 年 6 月 10 日公布「健康行為危險因子監測調查」，電話訪問24,624 位 15 歲以上民眾，結 果顯示65 歲以上高齡者，約 5 成覺得自己是家人負擔；但卻只有 20.8%民眾認 為老人是「家人或社會的負擔」，其中15~29 歲年輕人超過 8 成認同老人「有解 決問題的能力」（國民健康署，2014）。台灣年輕人對高齡者的看法普遍比高齡者 自身更為正向；但在社會互動與勞工就業上，台灣民眾對老人的刻板印象依然普 遍存在，並且對大眾與老人的互動意向有所影響（陸洛、高旭繁，2010）。高齡 者的正向老化態度與其持續就業的意願及主觀幸福感有正向關聯，但和其憂鬱症 狀則有負向關聯（Lu et al., 2010; Lu, 2012）。無論是社會大眾負面的刻板印象或 高齡者自身所抱持的負面自我知覺均可能導致他們封閉自我，拒絕融入群體生活 或與社會大眾互動，長久以來容易引發一些心理疾病和偏差行為。壽命延長是年 齡「數量」上的增加，但老年人所需的是生活「品質」的提升。對國家社會而言， 不健康、不快樂的老年人會引發高齡勞動參與的降低、醫療保險的高度負擔以及 種種隱藏的社會問題。如何幫助高齡者度過健康、安適、有意義地高齡生活是準 備步入高齡化社會的台灣必須努力的方向。 為了成功迎接高齡社會的來臨，不同專業領域均有眾多關於成功老化、正向 老化的研究。而正向老化截至目前為止仍無單一的定義。Rowe 和 Kahn（1997, 1998）指出成功老化必須包含三項要素：（1）避免疾病與失能、（2）維持心智與 身體功能、（3）持續參與生活；而 Crowther 等人（2002）在此定義中加入了正 向靈性（positive spirituality）的第四要素。此外，Baltes 和 Baltes（1990）提出 SOC 模式，透過選擇（selection ）、最適化（optimization）、補償（compensation） 來說明正向老化是一個適應的歷程。而世界衛生組織（WHO, 2002）則又提出另 一個活力老化的定義：「活力老化是高齡者健康、參與、安全三方面的最適化， 以提升高齡生活品質。」然而，正向老化是一個靜態的「狀態」，還是一個動態 的「歷程」？綜觀當前研究，雖兩類定義皆有支持者；但本研究認為依照正向老
化目前的定義，難以清楚區分出正向老化的「概念測量指標」，以及影響正向老 化的「有效預測因子」。舉例說明，若依Rowe 和 Kahn（1997, 1998）的定義， 「身體健康」是正向老化的影響因素（前因），還是正向老化自身概念的評量指 標之一（結果）？換言之，身體健康（因）可以預測正向老化（果），抑或身體 健康（果）即是正向老化概念的組成指標？筆者認為現今對於正向老化的定義上 有因果模糊不清的現象存在。本研究試圖將正向老化的概念測量指標和有效影響 因素(預測因子)區分開來，以期提供更明確的正向老化定義與測量指標，並在各 個不同面向上找出可預測正向老化的有效關鍵因素。 而本研究將以固定樣本相隔半年的追蹤研究，以實證研究的方法達成以下三 個研究目的：（1）找出正向老化的基本組成構面（概念測量指標），並重新定義 正向老化；（2）探討正向老化的有效影響因素（預測因子）；（3）在高齡者身心 健康不佳的情境下，分析控制信念、家庭關懷及活動參與的緩衝效果。在此，正 向老化「概念測量指標」可以提供有效的「評量構面」來評估「正向老化」的抽 象概念；而有效的關鍵影響因素則可提供正向老化具體的「達成方法」，再加上 情境效果的分析，可使得高齡者在身心健康不佳的情境下，運用「控制信念」、「活 動參與」以及「家庭關懷」的緩衝效果，更聚焦、更精確地在特定情境朝正向老 化的目標邁進。 文獻回顧與基本假設 一、 正向老化的定義與組成 近年來伴隨高齡議題逐漸被重視，社會開始著重如何讓高齡者的生活更正向、 更有意義，如何重視高齡生活「質」的提升，故有不同專業領域開始著重相關議 題的研究，進而產生諸多概念相近的名詞，例如：「活力老化」(Positive Aging）、 「成功老化」（Successful Aging）、「正向老化」（Positive Aging）、「健康老化」
（Healthy Ageing）等。何謂正向老化？目前並沒有單一的定義與評量標準，就 目前各研究常用的定義觀之，筆者可以將其區分成兩類：
（1）正向老化是一個「狀態」：根據世界衛生組織（WHO, 1990）定義健康 老化（Healthy ageing）是一種生理、心理與社會福祉的完整狀態。而 Rowe 和 Kahn（1997, 1998）指出成功老化必須包含三項要素：（A）避免疾病與失能；（B） 維持心智與身體功能；（C）持續參與生活，達成此三者交集，即是老化的最成 功「狀態」。此定義所指出成功老化三項要素和 WHO 所指出健康老化的概念極 為相近，「無病」已不再是用來代表健康的唯一標準，高齡者所追求的健康，除 了身心狀態的健全，還需擴大到社會層面，才可算是完整的健康狀態。Crowther 等人（2002）在 Rowe 和 Kahn 的成功老化定義中加入了正向靈性（positive spirituality）的第四要素。而世界衛生組織（WHO, 2002）又提出另一個活力老 化的定義：「使健康、參與和安全達到最適化機會的過程，以提高每一位老年人 生活品質。」綜上所述，無論WHO（1990, 2002）或 Rowe 和 Kahn（1997, 1998） 的定義皆將「正向老化」視為一種高齡生活的最佳「狀態」，只是不同定義提供 了不同「指標」作為衡量標準以評估何謂老化的「最佳狀態」。 （2）正向老化是一個「歷程」：Baltes 和 Baltes（1990）將成功老化定義成 心理適應良好的「過程」，其包含三個階段：選擇（selection）、最適化（optimization）、 補償（compensation），簡稱 SOC 模式。此模型重視人類行為的可塑性（彈性）， 認為人可以藉由修正自我的行為來適應特定情境的需求。當高齡者無足夠資源達 成既定目標時，會透過「選擇」某些目標，並評估使用哪些內外在資源足以達成 這些目標的「最佳化」，主要利用現有資源或憑藉其他方式「補償」已失去功能 的途徑來達成。在此SOC 模型之下正向老化的基本意涵是一個補償的適應歷程， 適應越好的老年人，其正向老化越成功。
由上文可知，正向老化在不同領域所使用的名稱非但相異，其定義與研究方 法也會隨著將其視為一種「狀態」或「歷程」而有所不同。若將正向老化視為多 個要素交集的最佳「狀態」，筆者認為此定義有以下幾個缺點：（A）因果概念模 糊：正向老化組成要素是影響正向老化的「因」（即有效預測因子），還是「果」， 即正向老化概念的組成指標之一？筆者以Rowe 和 Kahn（1997, 1998）的定義來 進一步說明：「避免疾病與失能」、「維持心智與身體功能」、「持續參與生活」是 Rowe 和 Kahn 成功老化定義中三大指標，他們認為此三項指標缺一不可，同時 具備才能達到成功老化，而其定義是採三個指標的「交集」來表示正向老化。但 此三個指標之間概念相關低，其所代表的是三個完全獨立的概念，若將其視為正 向老化的「預測因子」反而更加有理。即高齡者若能夠「避免疾病與失能」、「維 持心智與身體功能」以及「持續參與生活」（預測因子），均有助於達成正向老化 （果），故在此筆者認為該定義有因果概念模糊的感覺。（B）定義缺乏穩定性： 若正向老化定義中的各指標之間相關不高，無論學者採用哪些面向或要素所交集 而出的「最佳化狀態」來代表「正向老化」，未來研究均可能被加入新的評估要 素，定義容易被重新詮釋，概念缺乏穩定性。於此筆者認為這些指標本身更適合 被視為正向老化的「預測因子」，更勝於直接被用來代表正向老化的概念本身。「正 向老化」的指標之間若具有高度相關，則可說明其存在一個更高階的潛在構念， 其定義會較具有穩定性。（C）無法反映高齡者主觀感受：無論 Rowe 和 Kahn 或 WHO 對於成功老化定義都是「客觀狀態」的評估，未必能反映高齡者內心的「主 觀感受」，即一個高齡者無身心疾病，同時又持續參與社會活動，也未必代表他 滿意自己的高齡生活，更不意味著他能在高齡生活中找到自我價值與生命意義。 故筆者認為正向老化應該更是一種貼近生命意義、生活幸福的主觀自我評價，而 非僅是客觀影響要素的最佳化交集。 本研究試圖了解正向老化的基本的組成指標，並給予正向老化一個較明確、 穩定的定義。我們認為「正向老化」是個人對自身老化經驗的全面、正向的評價， 奠基於認知、情感、及自身概念這些心理歷程的運作，是一種生理、心理、社會
及靈性的心理狀態，包含了對自身經驗的正向主張。這樣的正向老化的概念基於 幾個基本假設： （1）正向老化是一種「主觀」認定的「正面自我評價」，並非「客觀」要素 的最佳化交集狀態：在此假設之下，正向老化主要透過高齡者自評取得，高齡生 涯是否充滿生命意義、擁有幸福感、對自我印象的評價是否足夠正面，應可更明 確地說明高齡者是否達到正向老化，若僅是透過健康、參與、安全等客觀化指標 的最佳化狀態來認定達成正向老化，恐會與高齡者的主觀感受有所落差。 （2）正向老化指標之間須具有高度相關：正向老化的定義若僅是透過一些 關鍵要素的交集來決定最佳化狀態，而關鍵要素之間相關又低，其概念可以不斷 被解構、重組成新的定義。在這樣的思維之下，正向老化很難有一個較穩定的定 義。本研究試圖透過高齡者對於、「老化自我知覺」、「主觀幸福感（Subjective Well-Being，簡稱 SWB）」、「安適幸福感（Peace of Mind，簡稱 POM）」、「生命 意義（Meaning in Life，簡稱 ML）」的自我評估來建構「正向老化」的組成指標。 在此，簡述以上四個組成指標的概念。首先，「老化自我知覺」意指個人對「老」 與「老化」的絕之與態度，以一般人對於「老人」的普遍性態度內涵為框架，老 人以自身老化經驗為參照基礎，所產生之自我評判即為老人對老化之自我知覺， 可視為老人自我概念的一環，特別與老化經驗有關，故其正面評價(即正向的老 化知覺)應是正向老化構念中的重要內涵，指涉積極正面的自我意象。而「老化 自我知覺」代表高齡者本身對於自我老化的知覺評估（主觀自評），其共區分五 個面向：外觀與生理、心理認知、人際關係與社會參與、工作與經濟安全。其次， 「主觀幸福感」意指人們根據自訂的標準，對生活品質整體的認知評價（Diener， Suh，Lucas & Smith，1999），主要有三個評價指標：積極情感、消極情感和總 體的生活滿意度，其評估主要是從個人經驗出發。而「安適幸福感」的概念是根 據Lee、Lin、Huang 和 Fredrickson (2013) 所發展的安適幸福感量表（Peace of Mind）而來，其認為幸福感是身心安適的一種平靜狀態，以恬淡幸福和隨遇而 安兩大概念進行量表的編制。最後，若依Battista 和 Almond（1973）所言，「生
命意義」是指個人肯定並相信某事的價值，並且積極投入於其中，而因個人對生 命有所領悟，明白自己朝某一個方向前進。此四項指標涵攝了認知（生命意義）、 情感（主觀幸福感、安適幸福感）和自我概念（老化自我知覺）三大基本心理運 作歷程，也全面指涉了生理、心理、社會、靈性各主要的適應功能範疇，應可相 當程度地捕捉「正向老化」的樣貌。本研究在第一波回收研究資料分析中，發現 「老化自我知覺」與「安適幸福感」、「主觀幸福感」、「生命意義」具有高度的相 關（r > .8）。故本研究在固定樣本的第二波追蹤資料中，試圖再度驗證第一波資 料（先導研究）回收分析的結果，以確認「正向老化」是否為一個更高階的構念？ 其組成指標是否包含了「安適幸福感」、「主觀幸福感」、「生命意義」以及「老化 自我知覺」。若是能夠確認出正向老化的組成指標，此將有助於給予正向老化一 個全新的定義以及明確的測量標準，並將正向老化的「組成指標」與「影響因素 （預測因子）」進行概念上的區隔。 二、 正向老化的關鍵影響要素 根據本研究的觀點，正向老化是高齡者對其生活自我認定具有「主觀幸福感」、 「安適幸福感」、「生命意義」以及「老化自我知覺」的正向程度。無論是Rowe 和Kahn（1998）對於成功老化所定義的三大要素或 WHO（2002）指出活力老化 是高齡者健康、參與、安全三方面的最適化。本研究均認為這些面向僅可視為正 向老化的影響（預測）因子；而正向老化主要透過「安適幸福感」、「主觀幸福感」、 「生命意義」以及「老化自我知覺」等四大指標進行評估。本研究將參照現有關 於正向老化的定義，而從健康、安全、參與、控制信念等四個面向找出正向老化 的有效預測因素。 根據 Rowe 和 Kahn（1998）成功老化所定義的三大要素，其中「避免疾病 與失能」、「維持心智與身體功能」等兩項要素以及WHO（2002）指出活力老化 三大面向中的「健康」，均說明了成功老化必須具備有健全的身心功能，此為「健
康」方面的影響。多數患有慢性或重大身體疾病及罹患憂鬱症的高齡者，可能會 缺乏信心或意願走向人群或參與勞動市場。研究指出社會肯定有助於提升自尊 （Thoits & Hewitt, 2001），若長期與社會隔離，高齡者容易透過偏頗的角度，不 斷地驗證負面的自我印象（如：將自我恐懼走入入群，解讀為人群排斥自我）。 最終將自我塑造成一個「無用、負擔」的弱者角色。故身心健康應是影響正向老 化的一個很關鍵因素。
除了健全的身心健康之外，「持續參與」也是成功老化的一個關鍵要素（Rowe, & Kahn, 1998），即WHO 指出的「參與」方面的最適化。活動力較高的高齡者， 會有較優的問題解決能力以及較高的生活滿意度（Nidhi, Kotwal, & Bharti Prabhakar, 2009），在此肯定了活動參與的重要性。志願服務的社會參與、生產性 活動有助於提升個人主觀的生活福祉（well-being）與身心健康（Choi & Bohman, 2007）。社會參與除了增加高齡者的活動力外，尚可以透過社會人際互動提供高 齡者心靈支持的力量。此外，Goodale（1993）指出「休閒」不但可以提高生命 意義，亦有助於個人的身心健康及社會關係，此說明了「社會及休閒活動參與」 對於高齡生活的助益。而在「安全方面」，自WHO 提出的觀點切入，主要強調 老人在社會、財務以及身體等方面的安全與需要，以保障老人保安的權利與需要， 並維護其尊嚴。而財務帶來的安全感和家庭關懷所提供心理層面的安全感是本研 究關心的目標。「家庭關懷」對於高齡者而言亦是一種社會支持，本研究將其歸 列為安全方面的影響因子，主要因家庭支持是諸多高齡者安全感的來源。曾孆瑾 （2004）指出高齡者主要的支持來源侷限在配偶、兒子、媳婦等家庭成員。配偶 的支持主要著重在陪伴、病痛照顧、處理日常家事；而子女的支持主要有金錢支 助、交通接送，除了家庭成員之外，他人對高齡者的實質幫助則是相當有限。所 以家庭對於高齡人口而言可謂是極重要的心理支持來源，此說明了家庭關懷對高 齡者的重要性。結合以上研究發現，本研究推論健康方面（身體健康、心理健康）、 安全方面（財務安全、家庭關懷）以及參與方面（社會參與、休閒參與）均是正
向老化有效的預測因子。 H1a：身體健康（健康方面）對正向老化有正面影響。 H1a：心理健康（健康方面）對正向老化有正面影響。 H2a：財務安全（安全方面）對正向老化有正面影響。 H2b：家庭關懷（安全方面）對正向老化有正面影響。 H3a：社會參與（參與方面）對正向老化有正面影響。 H3b：休閒參與（參與方面）對正向老化有正面影響。 控制信念（Locus of Control），是指個人對於生活事件，解讀自己與環境之 間相對關係的傾向，可分成內控及外控。內控者相信凡事皆可自我掌握，在成功 之時，傾向於將成功原因歸因於自己的努力，而失敗之時，則歸因於個人行為的 疏失。而外控者凡事聽天由命，他們傾向於將成功原因歸因於幸運或環境的幫助， 而將失敗原因歸因於外在因素。Heckhausen 和 Schulz（1995）提出「生活歷程 的控制理論（life-span theory of control）」，將控制歷程可以分為「初級控制 （primary control）」與「次級控制（secondary control）」。初級控制是指透過「改 變外在環境」條件的方式來達成控制；次級控制則是憑藉「改變自己」來達成控 制。一般而言，事件發生時，個體會先採初級控制來嘗試達成其目標，但隨著個 體發現外在環境已無法透過自己的力量（初級控制）去改變時，則會選擇「次級 控制」，如轉念、控制情緒等方式來維持個人的自我統整（Heckhausen & Schulz, 1995；Schulz & Heckhausen, 1996）。陸洛、高旭繁、周雲與蕭愛玲（2001）指出 初級控制信念較強的工作者、會有較低的壓力感受，較少的離職意願，且有較高 的工作滿意度以及較佳的身心健康。在此，肯定了初級控制信念對於個體身心健 康的影響。Heckhausen、Wrosch 和 Schulz（2010）曾指出初級控制與次級控制 在生命軌跡（Life-Span Trajectories）中的變化，老年人隨著年齡漸長，會感知自 己在生命發展的階段中逐漸失去初級控制的能力，相對於年輕人而言，他們對環
境控制的能力降低了；但次級控制的能力卻會隨著年齡而增加，因為老年人需要 透過次級控制去面對生活中所發生的問題。此種論述也呼應了 SOC 理論對老年 適應歷程的動態性看法。但儘管兩種控制信念或隨年齡消長，無論初級控制或次 級控制能力高的老年人，其對於環境中困境的掌控力，仍給他們老而有用的感覺， 或減少生活失控的壓力。故我們推論初級控制信念和次級控制信念高的老人，皆 較容易達成正向老化。 本研究在第一波資料回收時，發現次級控制信念題組的內部一致性信度低於 標準，故透過探索式因素分析（EFA），將次級控制信念再區分成兩個因子，並 將其命名為「堅持型次級控制信念」及「釋懷型次級控制信念」。「堅持型次級控 制信念」是指個體不放棄目標，透過目標取捨、目標堅持亦可達成目標的一種積 極信念。「成功是給堅持到底的人」，對目標永不放棄的一種心理信念，可以讓面 臨困境的高齡者對生活懷抱希望，雖然以較慢的速度但仍朝目標邁進；但當高齡 者持有較高的堅持型次級控制信念，代表其仍然感知自我可以改變生活困境以達 成目標，其個人心態上較為健康。故本研究推論堅持型次級控制信念會對高齡者 的正向老化有正向影響。而「釋懷型次級控制信念」則是一種放下的心態，若非 到了生活困境無法控制，持有此信念的高齡者對其正向老化的影響效果可能較弱。 本研究認為釋懷型次級控制信念僅在特定情境下才會正向影響正向老化，其推論 將於後文陳述之。 H4a：初級控制信念對正向老化有正面影響 H4b：堅持型次級控制信念對正向老化有正面影響 綜上所述，以健康、安全、參與及信念四方面探索「正向老化」之關鍵影響 條件也呼應了最近一項質性研究發現：陳佳雯、張妤玥、高旭繁、陸洛（2013） 以 SOC 老化調適歷程模式為理論框架，訪談台灣老人，探詢其對「正向老化」 之看法及做法，發現老人在此一最適化的調適歷程中，強調的正是：老得有「價
值」（透過社會參與、持續貢獻心力）、老得「有尊嚴」（維持健康、保有生活自 主的能力）、老得「有自主」（強化各項安全係數，為自己而活）、及老得「有活 力」（走入社會，保持心理富足的意義感）。此正所謂殊途同歸，動態的歷程觀所 窺見之「改變」與「轉化」，靜觀時，正是「正向老化」這一構念之組成成分。 不同理論視角的對話，為我們初步確認了「正向老化」構念的定義之合理性，接 續則是實證檢驗的問題了。 三、 正向老化的情境效果 諸多研究均肯定了家庭支持對於高齡者健康的正面影響，前文文獻中已說明。 但是本研究認為家庭關懷對於高齡者的影響仍有情境效果的存在，對於身心健康 不佳的老人而言，身體與心理的疾患，可能會使他們更需要家庭關懷來給予他們 生活或心靈上的支持，故推論家庭關懷對於身心不佳的老年人會產生保護效果。 此外，活動參與亦有相同的效果，因為身心健康不佳的老人若透過高度的社會參 與或休閒參與，可獲得和社會人群接觸的機會，極可能有助於提高自我的價值與 自尊，有助於正向老化。雖然身心健康佳的老人亦需要家庭關懷與活動參與，但 本研究認為家庭關懷與活動參與正向影響對於身心健康不佳的老人而言，其影響 應更為明顯。故在此亦推論活動參與（休閒參與、社會參與）對於身心健康不佳 的老年人會產生保護效果，有助於正向老化。 H5a：在高齡者身體健康差時，家庭關懷會產生緩衝效果，有助於正向老化。 H5b：在高齡者心理健康差時，家庭關懷會產生緩衝效果，有助於正向老化。 H6a：在高齡者身體健康差時，活動參與會產生緩衝效果，有助於正向老化。 H6b：在高齡者心理健康差時，活動參與會產生緩衝效果，有助於正向老化。 「釋懷型次級控制信念」指的是放下執著、不強求改變的一種控制信念，據 《內政統計年報》2013 年 12 月統計，中華民國皈依各宗教信徒共有 1,581,383
人，佛教、道教信仰佔多數（佛教有 988,568 人、道教有 815,006 人) （內政統 計年報，2013），但兩者界線向來不甚明確。在本次的高齡樣本中佛道信仰佔了 六成之多。老一輩的人自小受到佛教、道教信仰的影響，很多的佛法、智慧都成 了他們成長與人生處世的一種基本態度。佛法的相關書籍經常可以看到規勸世人 「一念放下，萬般自在」、「人生有八苦，生，老，病，死。愛別離，怨長久，求 不得，放不下。 」、「無人能束縛我們，只有自己束縛自己」、「放下心中是非見， 人生何處非菩提。」、「菩提本無樹， 明鏡亦非台， 本來無一物， 何處惹塵埃？」， 佛法的智慧總在教人如何從痛苦中解脫；而放下、釋懷的心態對於東方人來說經 常是遭遇重大的人生困境時，主要持有的終極信念。似乎唯有「心無罣礙」，才 能超脫痛苦，這佛教長久以來傳達給人們的處世智慧。本研究認為「釋懷型次級 控制信念」在困境中可對高齡者產生保護效果。故推論在高齡者於身心健康不佳 時，「釋懷型次級控制信念」會產生緩衝效果，有助其正向老化。換言之，對於 身心健康不佳（如患有憂鬱症、慢性疾病、重大疾患）的高齡者，持有較高的「釋 懷型次級控制信念」對其達成正向老化會有所幫助。 H7a：在高齡者身體健康差時，釋懷型次級控制會產生緩衝效果，有助於正向老化。 H7b：在高齡者心理健康差時，釋懷型次級控制會產生緩衝效果，有助於正向老化。
圖1 研究架構簡圖 研究方法 1. 研究對象與研究程序：本研究便利抽樣的方式，以問卷調查台灣 60 歲以上的 高齡人口，雖根據世界衛生組織的定義，高齡人口為 65 歲以上，但李良哲 （1999）曾以比例抽樣法，發現台灣對於高齡的印象為 60 歲，故為了符合台 灣的本土文化的背景，本研究將目標的高齡樣本年齡調降至60 歲。研究共發 放兩波問卷（相隔半年），第一波成功回收有效樣本301 份，第二波問卷成 功追蹤高齡樣本209 份。 2. 研究工具： 本研究採用問卷調查，問卷設計共有十大構面的題組，分別為「老化自我知 覺」、「家庭關懷」、「活動量表」、「心理健康」、「控制信念」、「主觀幸福感量表」、 「生命意義」、「安適幸福感」、「老人社會參與」、「老人休閒參與」、基本資料等。 以下將分別描述各個量表基本出處、題數、計分方向與量表的內部一致性信度。 (1) 老化自我知覺：改編自陸洛和高旭繁（2009）〈台灣民眾對於老人態 度─量表發展與信效度初探〉中的量表。共 24 題，採 Likert 四點量表， 安適幸福感
1 分代表非常不同意，4 分代表非常同意。題目如：「我是討人喜歡的」、 「我是樂於助人的」…分數越高，代表老化自我知覺越正向。此題組 的內部一致性信度Cronbach’s α = .94，具有良好的內部一致性信度。 (2) 家庭關懷：採用 Smilkstein、Ashworth 和 Montano （1982）的 family
APGAR 量表，選取 5 題。 1 分代表幾乎很少；3 分代表經常這樣。題 目如：「當我遭遇困難時可以從家人身上得到滿意的幫助」、「當我 想從事新的活動或發展時，家人都能接受並支持」…分數越高，代表 家庭關懷程度越高。此題組的內部一致性信度Cronbach’s α = .84，具 有良好的內部一致性信度。 (3) 身體健康（活動量表）：採用 Nagi（1976）論文所採用的活動量表， 此題組主要測量高齡者的「身體健康」狀態，選取7 題。0 分代表完全 不能；3 分代表沒有困難。題目如：「能連續站立半小時」、「能夠自 己上下樓」…分數越高，代表活動能力越高，即身體健康狀態越佳。 此題組的內部一致性信度Cronbach’s α = .92，具有良好的內部一致性 信度。 (4) 心理健康：採用Cheng 和 Williams (1986) 發展的 CHQ 心理健康量表， 選取10 題。0 分代表一點也不；3 分代表比平常更覺得。題目如：「覺 得頭痛或是頭部有壓迫感」、「感到胸前不適或壓迫感？」…分數越 高，代表心理健康狀況越差。但此題組的計分方式與其他題組的計分 方式呈現反向效果，並且與「心理健康」的所傳達的正面概念相反， 為了計分方向的一致性以及方便讀者以較直觀的方式理解心理健康的 概念，此題組全部反向計分。故分數越高，代表心理健康狀況越佳。 此題組的內部一致性信度Cronbach’s α = .89，具有良好的內部一致性 信度。
(5) 主觀幸福感：採用 Lu（2008）發展的主觀幸福感量表，選取 7 題。1 分代表非常不符合；4 分代表非常符合。題目如：「我過去的生活所有 事情似乎都是愉快的」、「我對現在生活中一些事感到滿意」…分數 越高，代表主觀幸福感越高。此題組的內部一致性信度 Cronbach’s α = .93，具有良好的內部一致性信度。 (6) 生命意義：採用Battista 和 Almond（1973）發展的生命意義量表，挑 選6 題。1 分代表非常不符合；4 分代表非常符合。題目如：「我知道 我人生中重要的意義是什麼」、「我有一些目標，若能達成的話會給 我極大的滿足感」…分數越高，代表生命意義越高。此題組的內部一 致性信度Cronbach’s α = .90，具有良好的內部一致性信度。 (7) 安適幸福感：採用Lee、Lin、Huang 和 Fredrickson (2013) 發展的安適 幸福感量表（Peace of Mind），挑選 6 題。1 分代表非常不符合；4 分 代表非常符合。題目如：「在目前生活中我覺得怡然自得」、「我的 生活給我一種平靜安穩的感覺」…分數越高，代表安適幸福感越高。 此題組的內部一致性信度Cronbach’s α = .90，具有良好的內部一致性 信度。 (8) 控制信念：採用Lu 和 Gilmour（2004）編制的控制信念題組，第一波 問卷選取 9 題，1 分代表非常不同意；4 分代表非常同意。其中 1～4 題為「初級控制」，題目如「我相信只要堅持不懈，最終定能達成心 願」、「我認為挫折正給了我們加倍努力的機會」…5～9 題為「次級 控制」，題目如「遇到困難時，我們應降低對自己的期望」、「我們 應該從失敗中學習教訓」。第一波初級控制題組的內部一致性信度 Cronbach’s α = .83，具有良好的內部一致性信度。但次級控制題組的信 度Cronbach’s α = .60，未達標準。當將該題組執行探索式因素分析（EFA）
則發現該題組可以區分成兩個因素，將其命名為「堅持型次級控制」 以及「釋懷型次級控制」，堅持型次級控制主要是面對生活困難仍然 「堅持到底」以求達到目標的一種控制信念；而釋懷型則是面對困難 時「不強求改變」、「徹底放下」的一種控制信念。造成此量表的不 穩定極可能是量表編制的對象為大學生，而本研究的施測對象為高齡 樣本所導致。為了進此題組的穩定效果，故第二波追蹤問卷發放時， 本研究將次級控制信念增加至 9 題。發現次級控制信念的題組依然可 以區分成「堅持型」與「釋懷型」，而分析結果顯示「堅持型次級控 制」四個題項的Cronbach’s α = .82，而「釋懷型次級控制」六個題項 的Cronbach’s α = .78，兩者均有不錯的內部一致性信度。 (9) 活動參與：老人活動參與由兩個量表的分數加總計分所得。其中「社 會參與」採用Lu、Kao 和 Hsieh（2010）的老人社會參與量表，選取 7 題。0 分代表無參與；1 分代表有參與，題目如：「幫忙家庭事業」、 「擔任義工或志願服務的工作？（指不支薪的職務）」…以加總分數 表示社會參與活動高低，分數越高，社會活動參與程度越高。另一個 為「休閒參與」，Lu、Kao 和 Hsieh（2010）的老人休閒參與量表，選 取 12 題。0 分代表無參與；1 分代表有參與，題目如：「看報紙、雜 誌、書籍」、「看電視、聽收 / 錄音機」…以加總分數表示休閒參與 高低，分數越高，社會活動參與程度越高。兩者分數加總則為「老人 活動參與」分數。 研究結果 1. 樣本特性 本研究第一波成功回收有效問卷301 份，第二波成功追蹤 209 位高齡者。表 1 為成功追蹤之 209 位高齡者的基本資料，樣本主要以女性為主（56.9%），在年
齡分佈上，70~79 歲的高齡者佔了 45.9%，教育程度以國中 / 高中職為主（40.3%） 。宗教信仰以佛、道教為主，共佔 60.3%；居住地集中在都市（39.4%）以及中 小型都市（36.1%），住在都市地區的高齡者佔了約九成，鄉村僅佔了一成。而婚 姻狀態則顯示69.7%的高齡者為已婚有偶或同居狀態。 表1 樣本特性表 樣本特性 人數 百分比(%) 性別 男 90 43.1 女 119 56.9 年齡 60 歲以下 1 0.50 61~69 歲 76 36.4 70~79 歲 96 45.9 80~89 歲 29 13.9 90 歲以上 7 3.30 教育程度 國小以下 63 30.6 國中 / 高中職 83 40.3 大學以上 60 29.1 宗教信仰 佛教 89 42.6 道教 37 17.7 民間信仰 / 軒轅教 / 回教 / 一貫道 50 24.2 天主教 / 基督教 9 4.30 其他 2 1.00 沒有信仰 22 10.5 居住地 鄉村 21 10.1 都市 82 39.4 中小型都市 75 36.1 大都市 30 14.4 婚姻狀況 已婚有偶 / 同居 145 69.7 配偶去世 / 單身 / 未婚 / 離婚 / 分居 63 30.3 註：女性，中老，高中職以下，佛道信仰，都市住民，已婚有偶 2. 驗證式因素分析與共同方法變異檢測 在研究變項的常態檢定上，若研究中的變項分配的偏態絕對值大於 3，則會 被視為是極端偏態，峰度絕對值大於 10 則會被視為有問題，是不能接受的範圍 （Kline, 1998）。而本研究兩波資料的各個變項，偏態均介於-2.77~ 1.16 之間，峰 度皆介於-0.51~ 8.56 之間（參見表 2）。雖然身體健康的題組兩波的偏態與峰度 皆較其他題組偏高，但尚在可以容忍接受的範圍內，故本研究的各個變項均合乎 常態分配的標準。
表2 主要研究變項描述性統計 (N=209) (1) 驗證式因素分析 而本研究的各個量表的信度方面，根據兩波資料內部一致性分析結果顯示， 第一波各量表Cronbach’s α 介於 .0.57 至 .93 之間，釋懷型次級控制題組內部一 致性信度偏低（Cronbach’s α = .57），第二波資料將次級控制信念總題組增加至9 題，結果顯示各量表Cronbach’s α 介於 0.78 至 .94 之間。根據 Ornum、Dunlap 和Shore（2008）標準，本研究工具顯示具有不錯的信度。其次透過驗證式因素 分析（CFA）的方式計算各研究構面的組合信度（composite reliability，CR），及 平均變異數抽取量（average variance extracted，AVE）來檢驗各構面的信效度是 否為佳。由於主觀幸福感、安適幸福感、老化自我知覺以及生命意義這四個潛在 變項之間具有高度的相關（r > .8），故極可能存在一個更高階的構念，本研究將 四個一階潛在變項組合成一個二階構念，命名為正向老化，結果顯示二階構念 （正向老化）的組合信度為.95，其下四個觀察變項的因素負荷量分別為主觀幸 福感（.88）、安適幸福感（.95）、老化自我知覺（.97）以及生命意義（.86），其 變項名稱 題數 平均數(分數範圍) 標準差 偏態 峰度 Cronbach’s α Time 1 (第一波) 老化自我知覺 24 71.98 (47~96) 8.74 .32 .96 .93 家庭關懷 5 12.08 (5~15) 2.47 -.56 -.07 .88 身體健康 7 19.54 (5~21) 2.82 -2.57 6.88 .90 主觀幸福感 4 12.00 (6~16) 2.10 .07 .53 .89 心理健康 10 24.15 (7~30) 5.24 -.96 .17 .90 初級控制 4 12.62 (8~20) 1.39 1.16 .80 .81 釋懷型次級控制 3 7.81 (3-12) 1.31 -.21 .39 .57 堅持型次級控制 2 6.36 (2-8) .81 .29 3.79 .78 生命意義 6 17.92 (9~24) 2.64 -.27 1.45 .88 安適幸福感 6 17.12 (8~24) 2.44 -.13 1.29 .80 Time 2 (第二波) 老化自我知覺 24 71.52 (42~95) 9.47 -.02 .18 .94 家庭關懷 5 12.05 (5~15) 2.38 -.54 -.14 .84 身體健康 7 19.23 (3~21) 3.27 -2.77 8.56 .92 主觀幸福感 4 12.06 (6~16) 2.21 .05 .06 .93 心理健康 10 23.34 (9~30) 5.27 -.54 -.51 .89 初級控制信念 4 12.50 (8~16) 1.55 .55 1.23 .83 釋懷型次級控制 6 16.67 (11-24) 2.39 .24 1.01 .78 堅持型次級控制 3 9.49 (6-12) 1.15 .64 1.41 .82 生命意義 6 17.89 (8~24) 2.86 -.10 0.98 .90 安適幸福感 6 17.60 (9~24) 2.97 .00 0.46 .79
值均大於標準 0.5；其餘六個一階構念的組合信度分別為身體健康（.90）、心理 健康（.88）、家庭關懷（.87）、初級控制信念（.81）、堅持型次級控制信念（.82）、 釋懷型次級控制信念（.76），指標值均大於 0.6 的標準，代表構念中的觀察變項 可以良好地反映所建構的潛在變項，亦即具有測量某個潛在變項所具備的理想組 合信度。 在效度分析方面，以上七個潛在變項（六個一階構念和一個二階構念）的平 均變異抽取量（average variances extracted，簡稱 AVE）均大於 0.5 的標準，可 稱之具有聚斂效度（Convergent Validity），表示這些測量指標變項能夠被某個變 項所解釋的量，大過於被測量誤差所解釋到的變異量。又根據Fornell and Larcker (1981) 及 Espinoza (1999) 說法，AVE 值亦可用來驗證變項間是否具有區辨效 度（discriminant validity），各構面之間的 AVE 值開根號均大於該個潛在變項與 其它構面之相關係數，則可稱具有區辨效度（參看表 3）。從本研究結果觀之， 各構面AVE 值最小的為 0.63，最大為 0.90，均大於其水平列或垂直欄的相關係 數值，因此應具相當程度之區辨效度。整體觀之，量表之觀察變項均能適當地反 映出所建構的潛在變項，故模式內在測量結構的適配度尚算理想。 表3 研究變項間之相關係數矩陣 1 2 3 4 5 6 7 1. 正向老化（二階） .90 2. 家庭關懷 .39 .76 3. 身體健康 .34 .09 .69 4. 心理健康 .42 .23 .51 .67 5. 初級控制 .44 .37 .32 .30 .72 6. 消極次級控制 .63 .16 .12 .22 .21 .63 7. 積極次級控制 .65 .19 .21 .27 .37 .53 .77 註：a.對角線為 AVE 開根號值，非對角線為各構面間的相關係數。 此值若大於水平列或垂直欄的相關係數值，則代表具備區辨效度。 (2) 共同方法變異檢測 本研究參考 Podsakoff 和 Organ（1986）所提出的建議作法，採用哈門氏單 因子測試法（Harman's one-factor test）來進行檢測，以避免單一受試者作答所造
成共同方法變異（CMV）的問題。於此將所有量表題項一起放入以進行探索式 因素分析（EFA），在未轉軸的情況之下，無法得出一個綜合的因子，則可證明 共同方法變異造成之偏誤小，且由第一因素解釋的變異量僅為 32.72%，其所解 釋的變異量未大於50%，故此可推測共同方法變異的問題在本研究中造成的影響 並不嚴重。 階層迴歸分析 從表4 中可得知重大事件對於高齡者的主觀幸福感有負向的預測效果（β = -.14，p < .05）；而婚姻狀態則可正向地預測生命意義（β = .15，p < .05）。在健 康方面，身體健康可正向地預測主觀幸福感（β = .18，p < .05）、安適幸福感（β = .16，p < .05）、生命意義（β = .24，p <.01）、老化自我知覺（β = .30，p < .001）； 而心理健康對於安適幸福感則有正向的預測效果（β =.16，p < .05）。故H1a、H1b 均獲得支持。在安全方面，財務安全可以正向地預測主觀幸福感（β = .15，p < .05）、 安適幸福感（β = .23，p < .01）、生命意義（β = .29，p < .001）、老化自我知覺（β = .26，p < .001）；而家庭關懷亦對於正向老化的四大指標均有正向的顯著預測效 果：主觀幸福感（β = .25，p < .001）、安適幸福感（β = .21，p < .01）、生命意義 （β = .17，p < .05）、老化自我知覺（β = .19，p < .01），於此得知，H2a、H2b 均 獲得驗證。在老人活動參與方面，休閒活動參與可以正向地預測老化自我知覺（β = .25，p < .01），但是社會活動參與則對於正向老化的四個指標均無顯著的預測 效果，故 H3b 獲得驗證，但研究結果則與 H3a 假設結果不符合，H3a 假設不成 立。
表4 預測主觀幸福感、安適幸福感、生命意義、老化自我知覺之階層廻歸 主觀幸福感(T2) 安適幸福感(T2) 生命意義(T2) 老化自我知覺(T2) 自變項 β ΔR2 β ΔR2 β ΔR2 β ΔR2 控制變項 (T1) .13*** .14*** .11** .11** 性別 .01 -.05 -.04 -.05 年齡 .10 .14+ .06 .20** 教育年數 .03 .01 .03 -.04 婚姻狀態 .02 .09 .15* .05 居住地 .01 .08 .07 .07 重大事件 -.14* -.11 .01 -.04 健康（T1） .07** .10*** .08*** .15*** 身體健康 .18* .16* .24** .30*** 心理健康 .10 .16* .02 .07 安全 (T1) .09*** .10*** .11*** .10*** 財務安全 .15* .23** .29*** .26*** 家庭關懷 .25*** .21** .17* .19** 參與(T1) 社會參與 -.07 .01 -.07 .01 -.07 .01 -.01 .03* 休閒參與 .13 .12 .14 .22** R2 .25 .30 .31 .35 F(df) (12,169) (12,170) (12,168) (12,158) 5.99*** 7.60*** 6.21*** 8.62*** *p < .05, **p < .01, ***p < .001 註：性別：1＝男性，0＝女性；婚姻狀態：1＝已婚/同居，0＝未婚/離婚/分居；居住地： 1＝都市，0＝鄉 村；重大事件(受訪半年內)：1=有，0=無 教育程度：9＝國中，12＝高中/職，14＝專科，16=大學，18＝碩士，22＝博士 調節效果分析 除了透過階層迴歸分析找出可以預測正向老化的因素外，本研究尚進行了調 節效果的分析。為了驗證安全方面的變項 （財務安全、家庭關懷）對於身心健 康預測正向老化的調節效果是否顯著，則將身體健康、心理健康與財務安全、家 庭關懷兩兩交互作用項中心化的相乘值置入迴歸式中，其結果顯示身體健康
×
財 務安全、心理健康×
財務安全、身體健康×
家庭關懷、心理健康×
家庭關懷等四個 交互作用項均不顯著，故H5a、H5b 的調節效果假設不成立。同理，為驗證活動 參與方面的變項（社會參與、休閒參與）是否為身心健康預測正向老化的有效調 節變項，本研究將身體健康、心理健康與社會參與、休閒參與的交互作用項中心 化相乘值置入迴歸式中，結果顯示此四個交互作用項亦均不顯著，故H6a、H6b 之調節效果的假設亦不成立。從表 5 中可以看出初級控制信念對於正向老化的四個指標均有正向的預測 效果，主觀幸福感（β = .49，p < .001）安適幸福感（β = .40，p < .001）、生命意 義（β = .47，p < .001）、老化自我知覺（β = .49，p < .001），故假設 H4a 獲得支 持。但堅持型次級控制均無法顯著預測正向老化，此與 H4b 的假設不符。而釋 懷型次級控制在心理健康預測主觀幸福感（β = - .20，p < .05）、安適幸福感（β = - .19，p < .05）、生命意義（β = - .16，p < .05）的調節效果顯著，但其對心理健 康預測老化自我知覺的調節效果卻不顯著（β = - .13，n.s.），H7 假設獲得支持。 為進一步得知釋懷型次級控制信念在心理健康預測主觀幸福感、安適幸福感、 生命意義之調節效果的型態，本研究將「心理健康（優）- 釋懷型次級控制信念 （高）」、「心理健康（優）- 釋懷型次級控制信念（低）」、「心理健康（差）- 釋 懷型次級控制信念（高）」、「心理健康（差）- 釋懷型次級控制信念（低）」等四 種情況，預測主觀幸福感、安適幸福感、生命意義的結果繪於圖1。圖形的結果 顯示，當高齡者心理健康狀況優的情況下，其釋懷型次級控制信念的高低對於主 觀幸福感、安適幸福感、生命意義影響的差異並不顯著。但當高齡者心理健康狀 況差時，釋懷型次級控制信念則是有效的「緩衝因子」，即對於心理健康狀況不 佳的高齡者而言，具有較高度的釋懷型次級控制信念，則較容易達成正向老化（見 圖2 所示）。
表 5 身心健康預測主觀幸福感、安適幸福感、生命意義、老化自我知覺之階層 廻歸-控制信念為調節變項 *p < .05, **p < .01, ***p < .001 註：性別：1＝男性，0＝女性；婚姻狀態：1＝已婚/同居，0＝未婚/離婚/分居；居住地： 1＝都市，0＝鄉 村；重大事件(受訪半年內)：1=有，0=無 教育程度：9＝國中，12＝高中/職，14＝專科，16=大學，18＝碩士，22＝博士 依變項 主觀幸福感(T2) 安適幸福感(T2) 生命意義(T2) 老化自我知覺(T2) 步 驟 預測變項 (T1) β ΔR2 ΔR2 β ΔR2 β ΔR2 1 性別 .07 .11** -.01 .14*** .06 .11** .02 .11** 年齡 .05 .10 .03 .15* 教育年數 .04 .02 .08 .06 婚姻狀態 -.02 .04 .05 .02 居住地 -.06 .04 .04 .02 重大事件 -.14* -.13* .00 -.06 2 身體健康 .09 .06** .10* .10*** .14* .06** .25** .15*** 心理健康 .11 .24** .03 .09 3 初級控制 .49*** .29*** .40*** .23*** .47*** .37*** .49*** .32*** 堅持型次級控制 -.06 .03 .09 -.07 釋懷型次級控制 .18** .09 .15* .25*** 4 身體健康*初級控制 -.13 .03 -.12 .05* -.17 .04* -.13 .02 身體健康*堅持型次級控制 .13 .12 .18 .17 身體健康*釋懷型次級控制 .00 -.01 -.09 -.09 心理健康*初級控制 .15 .18 .13 .02 心理健康*堅持型次級控制 .01 .09 .01 .08 心理健康*釋懷型次級控制 -.20* -.19* -.16* -.09 Total R2 .50 .46 .53 .54 Final F 9.75*** (17,167) 10.28*** (17,167) 13.14*** (17,164) 13.01*** (17,154)
綜合 一、 始終 或「 199 三者 參與 出的 最適 優缺 代表 合討論 、研究結果 正向老化 終莫衷一是 「歷程」，區 98）所指出成 者交集的最 與機會的最 的簡稱 SOC 適化（optim 缺點，本研究 表正向老化 果討論 化的議題近年 是。本文將幾 區分成兩類 成功老化是 最佳狀態；以 最適化。（2） C 模型，定義 mization）、 究認為若將 化概念，一來 年來相當熱 幾個常用的 ：（1）將正向 是避免疾病與 以及 WHO ） 將正向老 義化是心理 補償（com 將正向老化視 來指標間的 圖2 圖2 圖2 熱門，各領域 的「正向老化 向老化視為 與失能、維持 （2002）指 老化視為一個 理適應良好的 mpensation 視為不同影 的相關低（難 2a 心理健康對 調節變項： 2b 心理健康對 調節變項： 2c 心理健康對 調節變項： 域的研究文獻 化」定義， 為一種狀態 持心智與身 指出活力老 個歷程：B 的「過程」， ）等三階段 影響因素的最 難以代表同 對於主觀幸福感 釋懷型次級控 對於安適幸福感 釋懷型次級控 對於生命意義的 釋懷型次級控 獻逐年增加 依照將其定 ： Rowe 和 身體功能、持 化的定義： Baltes 和 Ba 包含選擇 段。但以上 最佳交集狀 同一構念）， 感的影響 控制信念 感的影響 控制信念 的影響 控制信念 加，但其定義 定義成「狀 和 Kahn（1 持續參與生活 ：健康、安 altes（1990 擇（selection 上兩類定義均 狀態，難以真 二來影響因 義卻 狀態」 997, 活， 安全、 ）提 ）、 均有 真正 因素
的概念較更適合被視為正向老化的預測因子（因），相較於將其交集視為正向老 化（果），且客觀的交集狀態也無法反映高齡者主觀的知覺感受。故本文主張從 高齡者主觀「自我認定」的概念重新給予正向老化新的定義與測量指標。 本研究透過兩波相隔半年的固定樣本追蹤資料的分析結果得知以下幾個重 要的結論： （1）正向老化的組成構面：正向老化有四大組成構面：主觀幸福感、安適 幸福感、生命意義、老化自我知覺。此四個指標皆著重在高齡者主觀的內心幸福 感受、對於生命意義的肯定、正面的老化自我知覺。在此，本研究嘗試透過研究 結果給予正向老化一個新的定義：「正向老化為高齡者對於『生命意義』、『幸福 感受』、『身心安適』與『自我知覺』的正向主觀認定。」當高齡者自我感覺生活 充滿意義，感受到幸福，且對於自身老化的印象是正面的狀況下，則可反映出其 高齡生活處於良好、正面的狀態。 （2）正向老化的有效預測因子：本研究根據 WHO（2002）對於活力老化 的基本定義，區分成三大面向：健康、安全、活動參與，本研究試圖在此三大面 向中，找出正向老化有效的預測因子。在健康方面，身體是正向老化有效的預測 因子，心理健康可以有效預測安適幸福感；在安全方面，財務安全、家庭關懷均 可以有效地預測正向老化四個指標。而參與方面，休閒活動老化自我知覺的有效 預測因子，但社會活動卻無法預測正向老化任何一個指標，其原因可能因為在社 會活動參與的過程中，社會風氣對於高齡者的社會參與的接受度（例如：兼職） 以及高齡歧視（例如：動作慢、學術速度差）所影響，使得參與社會活動對於高 齡者持有正面自我知覺的幫助不如休閒活動。此外，高齡者自身所持的信念（心 態）亦對其正向老化有重大的影響。本研究發現「初級控制信念」對正向老化四 個指標均有顯著的影響，此結果代表當高齡者評估自我對生活困境的「控制」能 力高時，有助達成正向老化，因為當高齡者認為可憑自己的力量改變生活逆境時， 顯示出對自我能力的肯定，有助於提升自我價值的感受，進而顛覆老而無用的負 面印象。故持有高度初級控制信念的高齡者，本身也會感受到較高的幸福感、安
適幸福感、生命意義以及較正向的老化自我知覺。本研究證實了身心健康、財務 安全、家庭關懷、休閒活動參與、初級控制信念均為達成正向老化的有效的預測 因子。除了上述的預測因子之外，尚有諸多影響因子可以有效預測正向老化，未 來研究可以朝此方面邁進，高齡者若能掌握有效的預測因子，未來將有助於提升 高齡生活的品質。 （3）正向老化的情境效果：本研究透過調節變項效果的分析得知，當高齡 者心理健康不差的情況下，釋懷型的次級控制信念具有「保護效果」，有助於提 升高齡者的幸福感、安適幸福感以及生命意義。此結果顯示當高齡者心理不健康 時，持有放下執著的信念，會比堅持改變逆境更有助於正向老化。雖然放下、不 堅持對於高齡者而言，似乎放棄了達成目標的機會，但在難以改變或巨大心理壓 力的逆境中，高齡者若持有釋懷的控制信念，反而有助於提高主觀幸福感、安適 幸福感以及生命意義。此結果非常吻合東方人在佛道信仰下，勸人放下執著，方 能心無罣礙的東方宗教文化。 二、研究貢獻與研究限制 本研究的主要貢獻是將「正向老化」的基本組成指標與影響因素進行了概念 上的區分，將正向老化的定義聚焦在「正向老化為高齡者對於『生命意義』、『幸 福感受』、『身心安適』與『自我知覺』的正向主觀認定。」並提供了四個明確的 測量指標（主觀幸福感、安適幸福感、生命意義以及老化自我知覺。）此定義將 有助於未來的高齡研究，可以提供明確的測量正向老化的方法。 本研究的主要限制是在控制信念的題組上，次級控制信念尚可區分出了更細 的兩個因子（堅持型次級控制信念、釋懷型次級控制信念）；但當初此量表的編 制是以大學生為主，故此結果可能是採用高齡樣本所導致。其造成的結果差異的 原因極可能是因為在東方的宗教文化背景下，民眾普遍持佛道信仰，尤其是老一 輩的高齡者，宗教信仰對其影響要比年輕一輩來的深遠。故推論此即為高齡樣本
可區分出釋懷型次級控制信念和堅持型次級控制信念的原因，而年輕的大學生對 卻無此結果。此結果有很強烈的本土性，深受東方文化影響；但在擴及到西方時， 極可能因為東西文化的差異，對於西方民眾而言，恐有怕難以感受東方佛道信仰 勸人放下執著、方能心無罣礙的宗教智慧。此外，本研究因為採便利抽樣，絕多 數的受訪者在信仰上均為佛道信仰（佔六成）且未有宗教信仰的人數太低，而居 住地也多集中在城市（佔九成），此樣本造成城鄉差異以及信仰效果的差異無法 有效地被列入本研究之中，此為研究的一大限制。未來應可針對不同信仰與居住 地進行深入收集各個類別的完整資料，減少類別間人數差距懸殊的問題。 參考文獻 內政統計年報（2013）：《宗教教務概況》。線上檢索於 2014 年 12 月 15 日，取自 http://sowf.moi.gov.tw/stat/year/list.htm 內政部（2014）：《第十次(民國 98 年-100 年)國民生命表」提要分析》。線上檢索 於2014 年 12 月 12 日，取自 http://www.moi.gov.tw/mobile/mobile_news/news_detail.aspx?sn=8819&type_c ode=02&pages=4 李良哲（1999）：〈成年人對中、老年人生活經驗、人格特質的知覺印象〉。《國立 政治大學學報》，78，1-54。 國民健康署（2014）：《國民健康署新聞稿附件》。線上檢索於 2014 年 12 月 13 日，取自http://health99.hpa.gov.tw/DOC/103%2006%2010%20 國民健康署新 聞稿附件.pdf 陸洛、高旭繁、周雲、蕭愛玲（2001）：〈兩岸三地員工之工作壓力、控制信念、 工作滿意及身心健康〉。《中華心理衛生學刊》，14(1)，55-87。 陸洛、高旭繁（2009）：〈台灣民眾對老人的態度─量表發展與信效度初探〉。《教 育與心理研究》，32，147-171。
陸洛、高旭繁（2010）：〈臺灣大學生對老人態度與其從業意向之關連性〉。《教育 與心理研究》，33，33-54。 陳佳雯、張妤玥、高旭繁、陸洛（2013）：〈老 了 ， 就 不 中 用 了 ？ 臺 灣 高 齡 者 最 適 老 化 之 歷 程 探 究〉。《本 土 心 理 學 研 究》，40，87-140。 曾孆瑾（2004）：〈由家庭結構與功能變遷之影響論老年社區照顧問題〉。《社區發 展季刊》，106，150〜158。 衛生福利部（2014）：《79 至 102 年自殺統計數據》。線上檢索於2014 年 12 月 13 日，取自 http://www.mohw.gov.tw/CHT/DOMHAOH/DM1_P.aspx?f_list_no=179&fod_li st_no=5269&doc_no=47545
Battista, J., & Almond, R. (1973). The development of meaning in life. Psychiatry, 36, 409-427.
Baltes, P. B., & Baltes, M. M. (1990). Successful aging: Perspectives from the
behavioral sciences. New York: Cambridge University press.
Cheng, T. A., & Williams, P. (1986) .The design and development of a screening questionnaire (CHQ) for use in community studies of mental disorders in Taiwan.
Psychological Medicine, 16, 415-422.
Choi, N. G., & Bohman, T. M. (2007). Predicting the Changes in Health Status, Marital and Caregiving Status, Work and Volunteering, and Health-Related Behaviors Contribute? Journal of Aging and Health, 19(1): 152-177.
Crowther, M. R., Parker, M. W., Achenbaum, W. A., Larimore, W. L., & Koenig, H. G. (2002). Rowe and Kahn's model of successful aging revisited: Positive
spirituality, the forgotten factor. The Gerontologist, 42(5), 613-620.
Diener, E. D., & Suh, E. M. (1999). National differences in subjective well-being. In D. Kahneman , E. D. Diener , & N. Schwarz (Eds.), Well-being: The
Espinoza, M. M. (1999). Assessing the cross-cultural applicability of service quality measure: A comparative study between Quebec and Peru, International Journal
of Service Industry Management, 10(5), 449-468.
Fornell, C., & Larcker, D. (1981), Evaluating structure equations models with unobservable variables and measurement error, Journal of Marketing Research,
18, 39-50.
Goodale, T. (1993). Park & recreation. Vital Speeches of the Day, 59(20), 632─637. Heckhausen, J., & Schulz, R. (1995). A life span theory of control. Psychological
Review, 102, 284-304.
Heckhausen, J., Wrosch, C., & Schulz, R. (2010). A motivational theory of lifespan development. Psychological Review, 117, 32-60.
Kline, R. B. (1998). Principles and practice of structural equation modeling. New York: The Guilford Press.
Lee, Y. C., Lin, Y. C., Huang, C. L., & Fredrickson, B. L. (2013). The construct and measurement of peace of mind. Journal of Happiness Studies, 14, 571-590. Lu, L., & Gilmour, R. (2004). Culture, self and ways to achieve SWB: A
cross-cultural analysis. Journal of Psychology in Chinese Societies, 5, 51-79. Lu, L. (2008). The individual- and social-oriented Chinese bicultural self: Testing the
theory. Journal of Social Psychology, 148, 347-373.
Lu, L., Kao, S. F., & Hsieh, Y. H. (2010). Positive attitudes towards older people and well-being among Chinese community older adults. Journal of Applied
Gerontology, 29, 622-639.
Lu, L. (2012). Attitudes towards aging and older people’s intentions to continue working: A Taiwanese study. Career Development International, 17, 83-98. Nagi, S. Z. (1976). An epidemiology of disability among adults in the United States.
Milbank Memorial Fund Quarterly, 54, 439-467.
Nidhi Kotwal and Bharti Prabhakar. (2009). Physical needs and adjustments made by the elderly. Stud Home Comm Sei , 3(2): 115-121.
Ornum, W. V., Dunlap, L. L., & Shore, M. F. (2008). Psychological testing across the life span. Upper Saddle River, NJ : Pearson Prentice Hall.
Podsakoff, P. M.,& Organ, D. W. (1986). Self-reports in organizational research: Problems and prospects. Journal of Management, 12(4): 531-544.
Rowe, J. W., & Kahn, R. L. (1997). Successful aging. The Gerontologist, 37(4), 433-440.
Rowe, J. W., & Kahn, R. L. (1998). The structure of successful aging. In J. W. Rowe & R. L. Kahn (Eds.), Successful Aging (pp. 36-52). NewYork: Random House. Schulz, R., & Heckhausen, J. (1996). A life-span model of successful aging.
American Psychologist, 51, 702 – 714.
Smilkstein, G., Ashworth, C., & Montano, M. A. (1982). Validity and reliability of family APGAR as a test of family function. Journal of Family Practice, 15, 303-311.
Thoits, P. A., & Hewitt, L. N. (2001). Volunteer work and well-being. Journal of
Health and Social Behavior, 42(2), 115-131.
WHO. (1990). Healthy ageing, Geneva: World Health Organization.
