銀髮族自覺身心健康狀況量表編製之研究
－以台中市南區社區照顧關懷據點銀髮族為例
李素箱1楊欽城2吳桂桂3鄒碧鑾4
摘要
本研究主要目的在編製一份具有良好信、效度之社區照顧關懷據點銀髮族自覺身心健康狀況量表，以瞭解社區照顧關懷據點之銀髮族其自覺身心健康狀況情形，並可做為社區照顧關懷據點及政府行政部門，對衡量社區照顧關懷據點銀髮族自覺身心健康狀況及教學與行政改進依據的研究使用。本研究所發展出的社區照顧關懷據點銀髮族自覺身心健康狀況量表，係經由項目分析(Item Analysis)與探索性因素分析(Exploratory Factor Analysis)考驗結果，彙整成為3個構面、14個題目。探索性因素構面的累積解釋變異量為56.024%，顯示本量表具有良好的建構效度(construct validity)。另在信度(reliability)分析方面，總量表的Cronbach α係數為.889，而各構面的Cronbach α係數在.750至.871之間，足以顯示本量表具有一致性(consistency)及穩定性(stability)。
關鍵詞：銀髮族自覺身心健康狀況量表、信度、效度、項目分析、探索性因素分析
1李素箱朝陽科技大學管理學院休閒事業管理學系教授兼副院長暨系主任
TEL 0928-905680 E-Mail [email protected]
2楊欽城朝陽科技大學通識教育中心助理教授
TEL 0930-847180 E-Mail [email protected]
3吳桂桂朝陽科技大學人事室副主任
TEL 04-23323000*3023 E-Mail capherine@c8ut.edu.tw
4鄒碧鑾朝陽科技大學休閒事業管理學系研究生
TEL 0919-716469 E-Mail [email protected]
前言
一、研究背景動機
台灣由於醫療水準及公共衛生的努力與提升，使得國民平均餘命延長，又加上生育率下降，使得台灣人口老化現象嚴重。根據內政部戶政司（2009）資料顯示，台閩地區在1993年65歲以上銀髮族人口已佔總人口比率達7.1％，達聯合國的「高齡化社會」指標，正式邁入世界衛生組織(WHO)所謂的老人國家。2002年台灣65歲以上銀髮族人口比率突破9%，至2009年已高達10.6%，每十人中至少就有一人是65歲以上的老年人。另外，由內政部統計處（2009）資料顯示，台灣地區平均餘命在2000年為73.8歲，2005年為74.5歲，2008年已達78.5歲，顯示銀髮族的壽命有逐年延長的趨勢。根據顏千淑（2004）研究指出，婚姻與生育價值觀改變、養育子女的成本上漲及婦女就業率提高、女性主義抬頭等因素都是造成生育率持續降低的主要因素。另從內政部統計處（2009）統計資料發現，國人出生率從2001年的11.65％，2004年的9.56％，到2008降至8.64％，顯示生育率亦有逐年降低的趨勢。老化人口持續增加而出生人口卻持續減少，勢必造成家庭與國家的嚴重負擔。再根據行政院衛生署（2009）資料顯示，銀髮族的醫療保健費用，在健保剛開辦時，65歲以上銀髮族比率大約只佔7%，到2008年已超過10%且醫療費用卻大幅成長到169%；以2008年為例，銀髮族人口占全部人口的10.3%，醫療費用支出卻佔據高達34.4％，其中每個銀髮族的醫療費用是一般人的3.3倍，也是各年齡層中耗費最高者，所以健保大半都用在這些銀髮族身上，在在顯示高齡社會對國家經濟及醫療經費的沉重的負擔，老化社會已成為世界各國共同關切的議題
我國內政部為因應社會結構變化，對家庭所造成的衝擊，在銀髮族的身心健康照顧方面，於94年5月18日奉行政院核定「建立社區照顧關懷據點實施計畫」，希望透過政府部分經費補助，帶動社區中各個民間團體，發揮社區自主參與的精神，能在社區中設置照顧關懷據點，就近照顧社區銀髮族。其目的是鼓勵銀髮族到關懷據點參加各種健康促進活動，並與生活背景相近的社區銀髮族相識，延伸生活的觸角，讓他們的身心更健康。
「銀髮族自覺身心健康狀況量表」，可以用來觀察社區照顧關懷據點銀髮族自覺身心健康狀況之現況及衡量活動實施的效果。雖然在政府部門已編製有「建立社區照顧關懷據點實施效益評估問卷」，其內容包括心理、生理及社會層面。但在學術上並未有編製「銀髮族自覺身心健康狀況量表」的研究，本研究期能編製一份適合社區照顧關懷據點所使用「銀髮族自覺身心健康狀況量表」，以作為未來瞭解社區照顧關懷據點銀髮族自覺身心健康狀況，並提供社區照顧關懷據點及政府行政方面的依據。
二、研究目的
根據上述研究背景與動機，本研究目的旨在編製一份適合社區照顧關懷據點衡量銀髮族自覺身心健康狀況量表，以作為了解銀髮族自覺身心健康狀況並提供社區照顧關懷據點及政府行政方面的依據。
貳、文獻回顧
本章根據研究目的及待驗證之相關文獻的搜集與探討，進行文獻回顧，以台中市南區社區照顧關懷據點銀髮族為研究對象，故本章依據政府單位及學者們的定義及看法作為本研究之論述基礎。
由於人口高齡化是近年來已開發國家普遍面臨的問題與趨勢，隨著人口結構老化及壽命的延長，台灣地區需要長期照顧的老人與日俱增，又台灣少子化現象嚴重，家庭成員減少，照顧銀髮族身心健康問題，將使家庭成員的負擔加重，也對社會造成極大的衝擊。為達成「在地老化、健康老化」的理想，行政院（2005）在「台灣健康社區六星計畫推動方案」中，更是以「建立社區照顧關懷據點計畫」為社福醫療面向的指標性計畫，並鼓勵社區居民透過社區營造及社區自主參與的方式，發揮社區自助互助的照顧功能。因此設立社區照顧關懷據點，是為協助各直轄市、縣（市）政府及社區照顧關懷據點辦理據點業務，有效提升社區照顧關懷據點服務品質及服務量，以促進老人生理、心理健康並拓展社會關係為目的。因此老化議題已廣受各相關單位重視，並紛紛進行研究探討，茲分述如下：
邱啟潤等（2000）以高樹鄉10個村65歲以上的銀髮族1395人為研究對象，以生理、心理、社會健康三個層面來測量銀髮族自覺身心健康狀況。在自覺生理健康狀況方面，以牙齒、視力、聽力、睡眠、胃口、精神等六大方面的綜合評估，認為「很好」皆為7％以下，其中以牙齒及視力是自覺最差的兩項。在自覺心理健康狀況方面，以記憶、憂鬱、失眠、緊張、綜合判斷等五個描述性問題來作評估，發現較嚴重為失眠其次是憂鬱。在自覺社會健康狀況方面則是以「三個月內參加社區活動的情況」及「一個月內與親朋好友交往的情形」兩題問項合計來評估，研究發現銀髮族自覺心理健康狀況比自覺生理健康狀況佳，而生理健康狀況又比社會健康狀況佳。
陳碧玉（2001）以年滿65歲以上的醫院門診和住院病患、以及社區老人為研究對象，其研究工具有「老人身心健康調查表」（包括「個人基本資料」、「社會支持量表」等）和「老年憂鬱量表」。以「台灣老年憂鬱量表」做為測量銀髮族的身心健康狀況，內容包括身體健康狀況、自覺心理壓力及社會支持，此量表總共30題，分成情感、認知與身體三大層面，每個層面再分成細項目，其中情感層面包括快樂、期待、不喜歡、不安、悲傷、哭泣、煩悶、容易激動和早晚情緒變動等十項；認知層面包括希望、無助、價值感、自信心、罪惡感、自殺、煩惱、記憶、注意力和作決定等十項；身體層面包括精力、精神運動、啟動、社交活動及興趣、體重、胃口、睡眠、性慾和便秘等十項。經描述統計顯示，社區老人組罹患的慢性疾病數最少，日常活動能力障礙度最低，獲得的社會支持量最多，研究證實社會支持對憂鬱的發生具有緩衝作用。同時發現社區老人比住院老人及門診老人對照組身心狀況較佳社區老人在情感、認知與身體的自覺健康狀況都比醫院門診和住院病患來都佳。
林世昌（2000）；趙安娜等（2004）；陳姵璇（2008）研究指出，以參與態度與生活滿意度關係研究發現，銀髮族從事規律、柔和的休閒活動，可以讓參與者有舒適、安寧的感覺，並且可以提高生活品質，學習效果能給予銀髮族心理、生理、社交狀況得到良好的改善效果及極佳的滿意度。其中以「生活作息」較好；相較之下「人際互動」略顯不足，而排序為「生活作息」、「身心狀況」及「人際互動」。
另外柯志賢等（2004）也對銀髮族進行自覺健康狀況表的研討，其量表包含「我的健康狀況和同年齡的人差不多」、「我的健康狀況會影響我和他人的來往」、「一般來說，我很滿意我目前的健康狀況」、「我想我的健康會愈來愈壞」、「我的健康狀況不會影響我從事太極拳、快走等低強度的動態性活動」共四題，研究結果發現銀髮族自覺健康狀況屬普通的狀態（M＝3.65）。董和銳（2005）針對全台灣年滿60歲銀髮族，調查其1993年至1996年之自覺健康分佈情形。結果發現，受訪銀髮族在1993年至1996年之自覺健康有相當明顯的改變，慢性疾病、功能限制與日常生活障礙與自覺健康有顯著相關，其中教育程度低、女性、經濟較困難與居住鄉村者，比較容易將自己的健康評為很不好或不好，慢性疾病功能限制與日常生活障礙皆與自覺健康有關。
李葆瑋（2006）、王秀文（2008）使用Short Form-36(SF-36)為測量評估工具，此為1970年代Rand公司所發展出來評量健康及醫療結果的工具，現在已經成為世界上最廣為使用的量表。開始時的18道題目經過不斷的發展到1990年發展出36道題目之ShortForm-36健康調查量表。至2000年已有40個以上國家翻譯成各國語言版本（盧瑞芬、曾旭民、蔡益堅，2003）。SF-36量表共有八個構面為(一)生理功能10題，(二)因身體健康所導致的角色受限4題，(三)身體疼痛2題，(四)一般健康狀況5題，(五)活力狀況(Vitality,VT) 4題，(六)社會功能2題，(七)因情緒問題所導致的角色受限3題，(八)心理健康5題共計35 題，還有一題問受訪者目前健康情形較一年前好或壞，是詢問過去一年來健康的變化情形，不計算在以上8個構面內，可做為跨時間施測的比較參考。本研究應銀髮族的需要，參考其中的「心理健康」、「生理功能」、「社會功能」等構面題項。
再針對銀髮族實案研究方面，蔡桂城（2007）；張君如等（2008）以台中市長青學苑老人為例，探討老人社會支持、自覺健康狀況、休閒參與與生活效能之相關研究結果顯示，其社會支持、自覺健康狀況均會對老人的生活效能成正向影響關係；其中動態性休閒活動比較會影響老人自覺健康狀況與生活效能之關係；靜態性休閒活動比較會影響老人社會支持與生活效能之關係。也顯示社會支持、自覺健康狀況與生活效能之關係會受到休閒參與的影響。
王慧伶（2008）以高雄市6個社區照顧關懷據點的銀髮族為研究對象，受訪銀髮族平均生活品質屬於中上程度，以「生理健康面向」為最高，最低為心理面向。研究發現銀髮族參加社區照顧關懷據點的健康促進活動可改善銀髮族生活品質，並增加銀髮族的身心健康。
關淑倩（2008）研究指出，在長期照顧機構倚賴輪椅老年人，以氣功運動訓練，每次35分鐘，而對照組則維持原有之日常生活，二組皆以簡式健康量表(BSRS-5)作為評估工具，檢測結果經過分析，發現於生理、心理健康成效方面，皆顯著獲得改善。
根據內政部（2010）建立社區照顧關懷據點實施效益評估問卷中的社會功能評估表明列：一、我覺得參加據點活動後，自己比較能從事一般日常活動。二、我覺得參加據點活動後，讓我精神情緒比較好。三、我覺得參加據點活動後，讓我覺得比較受到尊重。四、我覺得參與據點活動後，使我與家人關係更和諧。五、我覺得參與據點活動後，使我有較佳的朋友人際關係。六、我覺得參加據點活動後，讓我比較會考慮到服務他人。七、我覺得參加據點活動後，我覺得社區有人關心我。
綜合以上政府部門統計及學者的研究，顯示銀髮族的身心健康狀況包括生理、心理、社會健康三個層面，銀髮族健康的身心除了配合健全的社會醫療外，生理與心理方面的活動規劃亦具其重要性。銀髮族自覺身心健康狀況如此影響個人健康、家庭與社會甚劇，因此維護銀髮族的自覺身心健康狀況將是刻不容緩的重點。
叁、研究方法
一、量表初稿編製
本研究的量表主要參考李葆瑋（2006）、王秀文（2008）SF-36身心健康量表及內政部（2010）建立社區照顧關懷據點實施效益評估問卷中社會功能評估表等文獻資料、理論基礎之相關研究後，發展原始量表之構面及題項，經逐字審議評估，並請學者專家審查與修訂，完成自覺身心健康狀況量表，此量表問卷內容包括二部分：(一)銀髮族社經背景基本資料。
(二)自覺身心健康狀況，問題共有16題，分為三個構面，分別測量心理功能、生理功能、社會功能等個人主觀感覺，題號為1至16；心理功能有6題，生理功能有5題，社會功能有5題。其中第1、2、3、5、7、10、11為反向題。銀髮族自覺身心健康量表初稿完成後，敦請數位學校老師就問卷內容的適用性，包括正確性、需要性加以評估，並提供建議，經修改後完成預試問卷。本預試量表採用李克特（Likert）五點尺度量表計分方式，分為「非常同意、同意、普通、不同意、非常不同意」五等級。分別給予5、4、3、2、1分的分數，得分越高表示自覺健康程度越佳。
二、研究對象
本研究於2010年1月15日以台中市南區社區照顧關懷7個據點42位65歲以上銀髮族為研究對象，問卷回收率為100％。
三、資料處理
本研究採用SPSS12.0作為分析及統計之軟體工具，進行各項研究假設的統計驗證。採用方法如下：
(一)臨界比值法（極端值法）：將量表總分依高低排列，得分前27%者為高分組，得分
後27%者為低分組，以逐題進行高低分組之平均數差異比較，取各題項（p <0.05）
達顯著水準且決斷值（CR）大於3以上者作為題項鑑別度之依據。
(二)Pearson相關係數分析：求出各題項與量表總分的相關係數。選決項目的標準式是項目與總分相關須達.40以上，且達顯著水準（p<.05）。如此表示該能區分受試者反
映的程度，反之則代表該題項不明確，應以刪除。
(三)因素分析：進行因素分析之前，應以KMO值及Bartlett球型檢定來判別題項間是否
適合進行因素分析。依據Kaiser(1974)指出：KMO值大於.60以上即可進行因素分
析。如適合因素分析再以「探索性因素分析」建構因素效度。
(四)Cronbach α信度考驗：以Cronbach α係數衡量量表的一致性。
(五)本研究統計考驗顯著水準為p<.05。
肆、研究結果
一、項目分析
本問卷於預試問卷發放後，主要針對量表的題項加以分析，以作為正式問卷選題的參考。本問卷第1、2、3、5、7、10、11為反向計分題，需進行倒轉計分，其他題目為正向計分。本研究項目分析採決斷值（Critical Ration）及Pearson相關係數等，兩種分析方法來分析每個題目的鑑別度即收歛效度。其方法是以獨立樣本t考驗將量表總分依高低排列，得分前27%者為高分組，得分後27%者為低分組，以逐題進行高低分組之平均數差異比較，取各題項（p <.05）達顯著水準且決斷值（CR）大於3以上者作為題項鑑別度之依據。經由項目分析過程中發現第11題及第16題的CR值未達3以上，所以予以刪除。本研究為求嚴謹再求出各題項與量表種總分的Pearson相關係數，選決項目的標準是項目與總分相關須達.40以上，且達顯著水準（p<.05）。再經由上述二種項目分析的過程中發現其CR值及相關係數良好，本量表剩下14題皆具有鑑別力。分析如表一所示。
表一 自覺身心健康狀況量表之項目分析摘要表
構面 | 題項 | 決斷值CR | Pearson 相關係數 | 篩選 |
心理 功能 | 1.我感到容易心煩意亂＊ | 4.504(**) | .584(**) | ○ |
2.我覺得悶悶不樂＊ | 7.056(**) | .538(**) | ○ | |
3.我覺得會因為情緒不好而分心＊ | 4.206(**) | .457(**) | ○ | |
4.我感到心情很平靜 | 7.234(**) | .609(**) | ○ | |
5.我感到容易緊張＊ | 7.743(**) | .637(**) | ○ | |
6.我感到充滿活力 | 6.752(**) | .579(**) | ○ | |
生理 功能 | 7.我感覺肩頸僵硬跟酸痛＊ | 7.049(**) | .407(*) | ○ |
8.我能從事費力活動，例如跑步、提重物等 | 3.605(*) | .391(*) | ○ | |
9.我感到健康方面很好 | 6.935(**) | .600(**) | ○ | |
10.我感覺體力不好（如爬樓梯）＊ | 4.643(**) | .522(**) | ○ | |
11.我感覺眼睛乾澀＊ | 2.578 | .546(**) | × | |
社會 功能 | 12.我覺得與家人關係良好 | 5.164(**) | .495(**) | ○ |
13.我覺得與朋友的人際關係佳 | 4.113(**) | .497(**) | ○ | |
14.我覺得社區有人關心我 | 4.610(**) | .526(**) | ○ | |
15.我會考慮到據點服務他人 | 4.282(**) | .557(**) | ○ | |
16.我覺得據點活動對我健康有幫助 | 2.068 | .413(**) | × |
*為反向題* p < .005，** p < .001；○代表「保留」，×代表「刪除」
二、因素分析
本研究根據理論因此使用探索性因素分析驗其效度。依據Kaiser(1974)指出，在進行因素分析之前，應先以取樣適切性量數值（KMO）及Bartlett球型檢定來判別題項間是否適合進行因素分析，KMO值的大小判斷準則如表二所示。
表二 KMO值判別表
KMO統計量值 | 因素分析適合性 |
.90以上 | 極適合進行因素分析 |
.80以上 | 適合進行因素分析 |
.70以上 | 尚可適合進行因素分析 |
.60以上 | 勉強可進行因素分析 |
.50以上 | 不適合進行因素分析 |
.50以下 | 非常不適合進行因素分析 |
取樣適切性量數值（KMO）及Bartlett球型檢定檢驗考驗結果如表三所示。KMO值為.802，為良好程度的相關情形，且Bartlett 球型檢定(Test of Sphericity)達顯著水準(自由度120，P＜.001)，表示母群體的相關矩陣間有共同因素存在，適合進行因
素分析。本研究採主成分分析法（Principal Component Analysis）抽取因素，以最大變異法進行直交轉軸，抽取特徵值大於1.0的共同因素，並選取因素負荷量大於.40的題目。共得三個構面14個題項，且全部題項皆落入原先設定的構面中。其中第一個因素為「心理功能」因素內含1、2、3、4、5、6等六題，因素負荷量介於.675與.813之間，可解釋變異量為23.232﹪。第二個因素為「生理功能」因素內含7、8、9、10等四題，因素負荷量介於.586與.823之間，可解釋變異量為17.575﹪。第三個因素為「社會功能」因素內含11、12、13、14等四題，因素負荷量介於.649與.750之間，可解釋變異量為15.217﹪。本研究所編制的「銀髮族自覺身心健康狀況量表」，經探索性因素分析後具有良好的建構效度。本量表之因素分析結果如表四所示。
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數。 | .802 | |
Bartlett 球形檢定 | 近似卡方分配 | 301.740 |
自由度 | 120 | |
顯著性 | .000 | |
表四 探索性因素分析摘要表
題號 | 題項 | 因素構面 F1 F2 F3 |
1. | 我感到容易心煩意亂＊ | .675 |
2. | 我覺得悶悶不樂＊ | .709 |
3. | 我覺得會因為情緒不好而分心＊ | .732 |
4. | 我感到心情很平靜 | .813 |
5. | 我感到容易緊張＊ | .713 |
6. | 我感到充滿活力 | .715 |
7. | 我感覺肩頸僵硬跟酸痛＊ | .586 |
8. | 我能從事費力活動，例如跑步、提重物等 | .823 |
9. | 我感到健康方面很好 | .641 |
10. | 我感覺體力不好（如爬樓梯）＊ | .727 |
11. | 我覺得與家人關係良好 | .676 |
12 | 我覺得與朋友的人際關係佳 | .750 |
13. | 我覺得社區有人關心我 | .746 |
14 | 我會考慮到據點服務他人 | .649 |
特徵值 | 3.717 2.812 2.435 | |
解釋變異量(﹪) | 23.232 17.575 15.217 | |
累積解釋變異量(﹪) | 23. 232 40.808 56.024 | |
*為反向題
三、信度分析
為瞭解本研究「銀髮族自覺身心健康狀況量表」經「項目分析」及「因素分析」後的可靠性及一致性和穩定性，故對量表佐以信度分析，以SPSS統計運算的Cronbach’s α值為判斷標準，進行信度分析，檢驗總量表及量表之內部一致性。一般學者認為Cronbach α值至少需在0.7 以上才算具有一致性，而本問卷自覺身心健康狀況量表之Cronbach α值為.889大於0.7，每題項及各構面Cronbach’s α值都達0.7以上，表示內部一致性相當高，具有良好的信度，分析結果如表五所示。
伍、結論
本研究所發展出的社區照顧關懷據點銀髮族自覺身心健康狀況量表，係經由項目分析(Item Analysis)與探索性因素分析(Exploratory Factor Analysis)考驗結果，彙整成心理功能、生理功能、社會功能等3個構面、14個題目。探索性因素構面的累積解釋變異量為56.024%，顯示本量表具有良好的建構效度(construct validity)。另在信度(reliability)分析方面，總量表的Cronbach α係數為.889，而各構面的Cronbach α係數在.750至.871之間，足以顯示本量表具有一致性(consistency)及穩定性(stability)。整體而言，本研究銀髮族自覺身心健康狀況量表，可提供社區照顧關懷據點及政府行政部門方面的改進的研究工具，讓社區照顧關懷據點及政府行政部門在衡量社區照顧關懷據點實施成效，且讓社區照顧關懷據點銀髮族更為滿意。
表五自覺身心健康狀況量表之刪題後各題項Cronbach’s α值係數
構面 | 題項 | 刪題後 Cronbach’s α值 | 刪題後 Cronbach’s α值 | |
心理 功能 | 1.我感到容易心煩意亂＊ | .871 | .871 | |
2.我覺得悶悶不樂＊ | .838 | |||
3.我覺得會因為情緒不好而分心＊ | .854 | |||
4.我感到心情很平靜 | .825 | |||
5.我感到容易緊張＊ | .860 | |||
6.我感到充滿活力 | .843 | |||
生理 功能 | 7.我感覺肩頸僵硬跟酸痛＊ | .855 | .784 | |
8.我能從事費力活動，例如跑步、提重物等 | .823 | |||
9.我感到健康方面很好 | .800 | |||
10.我感覺體力不好（如爬樓梯）＊ | .808 | |||
社會 功能 | 11.我覺得與家人關係良好 | .722 | .750 | |
12.我覺得與朋友的人際關係佳 | .673 | |||
13.我覺得社區有人關心我 | .686 | |||
14.我會考慮到據點服務他人 | .705 | |||
自覺身心健康狀況量表共14題.889 | ||||
*為反向題
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度檢測。台灣衛誌，22(6)，512-518。
Abstracts
The aim of this research is to understand and create a scale according to the condition of the community concerned lot to the senior citizens’ self-conscious body and mental health. This research can be used to determine the teaching and the improvement for the community concerned lot and the department of administration in the government. The scale developed from this research is the effect through the test of item analysis and slice factor analysis and divided into 3 dimension and 14 questions. The cumulative of variance of the exploratory factor dimension is 56.024%, which reveals good construct validity in this scale. As for the analysis of reliability, the alpha model of the scale is .889, and the alpha model of every dimension is between .750 and .871, revealing consistency and stability on this scale.
柔道選手休閒活動參與對賽前焦慮之影響探討
以98年全國運動會柔道選手為例
摘要
本研究旨在探討全國運動會柔道選手，休閒活動參與對賽前焦慮之影響。以98年全國運動會柔道選手為研究對象，採問卷調查法作為資料蒐集之工具，所得資料經描述性統計、t檢定、單因子變異數分析和迴歸分析。研究結果發現不同性別、年齡、訓練年資及段數等四項因子，對休閒活動參與狀況、賽前心理狀況部分達顯著差異，其中性別與段數對娛樂型休閒活動參與有顯著差異、不同訓練年資對社交型休閒活動亦達顯著差異。另外，休閒活動參與對賽前焦慮會達顯著影響。其中，娛樂型休閒活動成顯著負向影響、社交型為正向顯著影響。柔道選手對社交型休閒活動參與情形越高，賽前焦慮的改善也越佳。此結果可提供學校及教練做為輔導選手訓練之餘從事休閒活動之參考，以減少賽前焦慮情形。
關鍵詞：柔道選手，休閒活動參與，賽前焦慮
壹、前言
一、研究背景與動機
柔道運動自1882年發展至今也已一百多年了，柔道運動在臺灣社會發展一段時間後，也逐漸進入學校中發展。目前大學、高中、國中及國小等均設有柔道場地，也由於柔道在教育界發展得相當快速，因此促進了柔道社團的成長，更透過社團活動的推廣進而發展成柔道校隊。柔道訓練也從以前的土法煉鋼到現在的科學化訓練、以及重視選手的平時身心的平衡狀況。同時也開始重視了選手比賽前的生理、心理狀況。另外，柔道選手為了爭取升學，因此在全運會、全中運、全國中正杯、台灣區柔道錦標賽以及各大專校院所舉辦的獨立招生上競爭激烈，進而產生了壓力以及焦慮感。然而，適當的壓力與焦慮感可以激發選手爭取最高榮譽的潛力，但過度的壓力與焦慮感往往會影響正常的比賽水準。因此柔道選手賽前焦慮是值得教練關注的議題。
臺灣柔道優秀選手的水準與世界級優秀選手的實力差距不大，比賽未能拿下理想的成績，比賽中心理素質不穩定所致。所以讓不同的柔道選手了解自我的賽前焦慮程度及如何控制賽前焦慮所帶給的負面影響，以及瞭解到過低或過高的焦慮，都對運動成績表現有著不利的影響，是有其必要的。即使是身經百戰資歷豐富的優秀柔道選手，在面對競賽時，仍然還是會表現出緊張及焦慮的情緒，更何況是資歷較淺的柔道選手。因此，為了能在競賽當中達到最佳狀態，爭取最佳成績，如何讓選手減少競賽情境的壓力，是教練所關心的重點。
過家興（1991）研究指出，運動訓練的內容，是為達到運動訓練的目的，實現運動訓練的任務，在整個訓練的過程中應包含身體素質、技術、戰術、心理、智能及恢復訓練。筆者長期參與柔道訓練多年觀察發現，在選手的訓練期、放鬆期、以及恢復期之間，常常沒有好好地去釐清心境，導致於選手在長時間的訓練下，產生了心理與生理上的疲憊與壓力，更進一步的會去影響到選手參加比賽時以及上場前的賽前焦慮。再者，不同階級、資歷之選手，將會有著不同程度的賽前焦慮。筆者也發現到目前台灣各大專校院、體育大學及高中職的專項柔道選手們，很少有機會去安排自己所喜好的休閒活動，且生活中所接觸到的休閒活動也很少，而各個不同的柔道選手喜好的休閒活動以及產生出的賽前焦慮程度也有不同之處。另外，我國柔道選手在平常生活作息中，柔道專項的訓練時間幾乎佔了個人生活中的一大部分時間，因此在長期付出且艱苦的練習努力下，如何能在運動場上爭得一席之地，除了本身必須要具備良好的體能與技術之外，比賽時良好的心理狀態亦是成功關鍵。
在閱讀相關文獻後，發現多數文獻都是在探討運動員的心理狀態，很少有針對柔道選手的休閒活動對賽前焦慮進行探討。因此，本研究將進行柔道選手休閒活動參與對賽前焦慮之影響探討。結果可做為學校及教練從事訓練及輔導之參考。
二、研究目
(一)了解柔道選手休閒活動參與及賽前焦慮情形。
(二)探討不同背景資料之柔道選手與休閒活動參與及賽前焦慮之差異情形。
(三)探討不同休閒活動參與對其賽前焦慮之影響情形。
貳、文獻回顧
一、柔道運動起源
當今世界國際柔道聯盟，所推展的柔道運動，是採用於1882年（明治15年），嘉納治五郎先生首創的「日本講道館柔道」為正式名稱。在國際柔道聯盟規章第一條明確認定「國際柔道聯盟，是依據嘉納治五郎先生所創的柔道」為基柱。並公認尊稱嘉納治五郎先生為柔道之父（黃武雄，1987）。柔道運動項目開始在世界發光發熱始於1956年東京舉辦第一屆世界柔道錦標賽（女子1980年開始舉辦），1964年日本東京舉辦第18屆奧運會，男子柔道列為正式比賽項目，1992年巴塞隆納奧運會女子柔道亦列為正式比賽項目（呂耀宗，2001）。
「柔道」是一種借力使力，以柔克剛的對抗性運動，是一種修身養性兼具健身之運動，透過國際性運動競技的方式，期能達到鍛鍊健全體格、培養高尚道德，並建立起國際間的友誼，進而創造幸福和平的大同世界之目的（湯銘新，1981）。另外，柔道是一種著重反應速度、敏捷性、肌耐力及瞬間爆發力的戰鬥式運動，根據羅友維（1999）研究指出，柔道運動是技擊類開放性的運動項目，學習柔道運動者，必須具備良好的適應能力和洞悉對手的分析能力及理解動作技術內涵的領悟力和堅忍不拔的精神，且優秀的柔道選手必須擁有高度敏銳、洞悉、分析、適應對手的智慧，才能在攻防中奏效。因此，柔道選手必須具備良好的心理素質，才能在競賽中脫穎而出。
二、休閒、休閒活動定義
從英文字源來看，「休閒」(leisure ) 是源自拉丁文的licere，意
即「被允許的」(to be permitted ) 或是「自由的」(to be free )；法文loisir
也是引伸自拉丁文的licere，意思是「自由」；希臘文的schole 或skole 涵義即為休閒(leisure)，而其休閒係指無拘無束的行動，或指擺脫工作之後所獲得的自由時間或所從事的自由活動(Kraus﹐1990)；「休閒」從中文字源來看，漢代許慎於《說文解字》中所記，「休」，從人依木，人在操勞過甚時，常倚靠樹木來減低疲乏，休養精神，故休之本意為息止也，有休息、休養等待的意思(高樹藩，1999)。林一真（2000）認為廣義的休閒是指任何人自願從事且能獲得心靈安適滿足的活動；狹義的休閒是指個人在正規工作與責任外，自願從事的活動，以放鬆身心，使生活多姿多彩，充實知識增進創造力。另外，李力昌（2005）也提出休閒是剩餘之事，是在必要條件之後所剩餘的時間，也就是擺脫必要生產或勞動之後的一種隨心所欲的時間。
(一)休閒之重要性
休閒非但可以紓解我們身上的疲勞，更可以提供我們培養與提昇精神及心靈涵養的機會，所以休閒的藝術可以說就是生活藝術。研究指出，人們需要休閒的程度不亞於需要工作的程度(葉智魁，1995)。吳文銘（2001）研究也指出：休閒參與通常是指參與活動的種類與參與活動的頻率，而所參與的活動是指非工作性質的活動，且這種活動是可以自由選擇參與或不參與。另外，蘇廣華（2001）研究也指出休閒參與乃是指參與某種休閒運動的頻率或個體所參與之休閒活動型，並界定為自由時間所從事之休閒活動的項目、時數與頻次。
(二)休閒之功能
蔡宏進（2004）研究指出休閒活動對於個人及社會均具有重大功能，也就是休閒活動的有效運用，對人格發展、工作效率、人生目標、社會文明的提升，均有密切的關係與影響。另外，黃金柱（1999）研究也指出休閒活動不但可促進健康體適能，具有治療功能，能撫慰人心更能紓解各種壓力，滿足高層次心理需求，進一步提昇工作服務效能。在休閒活動的功能界定方面，林新龍(2000)認為應分為三種效益，1.對生理健康影響，促進心智、生理情緒、社會價值觀接近教育理念；2.對個人社會化影響，促進人際關係之間的友誼發展；3.對人格與心智的影響，帶來良好情緒改善個人免疫系統，也替個人的心智與健康帶來良好的影響。
(三)休閒活動參與分類與相關研究
國內學者認為認為衡量個體的休閒參與法有兩類。如：自由時間運用、休閒活動參與頻率(高俊雄，1999)。休閒是自由時間運用，一個人在一天中分成數個單位時間，將每一個時段從事的活動加以紀錄。參與頻率法是將一個人在某段時間參與某一種活動的頻率，以數字或描述差異，如偶而參與、經常參與等方式表達。陳彰儀（1989）將國內外學者相關研究彙整發現，目前最常使用的休閒活動分類方法為主觀分類法與因素分析法，因此將此兩種相關研究分類方法整理如下：
周慶和（2007）將45項休閒活動項目分類為：大眾媒體活動、文化活動、運動活動、社交活動、戶外活動、個人嗜好活動等6種休閒參與類型。許雅婷（2007）將50項休閒活動項目分類為：知識藝文型、娛樂消遣型、社交型、消費性大眾活動、體能活動、遊憩性體育活動、戶外活動、極限（挑戰）型、消費性體育活動、其他。另外，黃薇如(2007)也將休閒活動分類為知識性、娛樂性、技藝性、社交服務性、運動性、戶外遊憩性。
以因素分析法之相關研究。如：余青忠(2003)以因素分析法將休閒活動分為文藝型、娛樂型、體能型、閒逸型、休養型、戶外型、大眾型、消費型、一般型。黃柏儒(2006)將休閒活動分為藝文性、體能性、社交性、娛樂性、技術性。李文題（2001）將21項休閒活動分類為：家庭型、社交型、消遣型、遊逛型、休憩型、運動型、進修型等7種類型。
另外，林晉宇（2003）研究偏遠地區青少年之休閒參與中，特將休閒活動分類為：(一)運動性；(二)知識性；(三)社交性；(四)娛樂性；(五)閒意性等5種類型。結果發現，偏遠地區青少年參與休閒類型依序為娛樂性、社交性、閒意性、運動性與知識性；在不同性別與年級在青少年休閒參與上有顯著差異存在。
張晉祥（2006）以臺北縣中等學校田徑選手進行休閒參與現況之研究，研究中將休閒活動分類為：(一)技藝性；(二)戶外性；(三)知識性；(四)消費性；(五)遊憩性；(六)觀賞性；(七)消遣性等七種類型。結果發現，中學田徑選手參與活動類型依序為消遣性、觀賞性、戶外性、遊憩性、消費性、知識性、技藝性；在個人背景變項休閒參與差異性考驗，性別、年級與不同訓練年資皆有部份達顯著差異水準，不同田徑專長項目與不同訓練時數則皆未發現顯著差異。另外，黃麗蓉（2002）將國內休閒相關研究進行彙整後發現：「國內學者大都使用主觀分類法，所得到的休閒類型結果大致分為知識性、娛樂性、社交性、體育性(運動性)、藝術性(文藝性)與實用性等類型」。
三、休閒效益與相關研究
休閒效益是一個人在從事活動的過程中，對活動有所體驗，並對個人或社會產生有益的影響（林欣慧，2002）。如果選手在非訓練及睡覺的時間裡能夠獲得充分的休息、恢復身心健康狀態，那麼對於後續的訓練和比賽成績必然會因為產生超補償作用而有所幫助(陳全壽，1993)。效益（Benefits）被認為是一種好處，當個人、團體、社會、經濟、實質環境與其他情境有所改善的狀態（葉怡屏，2007）。而在郭肇元(2003)的研究結果中指出，被動式的休閒活動確實比其他得休閒活動，對身心健康的發展較顯無益處。由此也可之選擇不同的休閒活動依舊會影響對身心健康的程度，因此本研究希望可以了解，使用休閒活動作為賽前焦慮調適之後，哪些休閒活動對賽前焦慮最有效果。
四、賽前焦慮與相關研究
(一)焦慮的定義
張春興（1984）認為焦慮是由緊張、不安、焦慮、憂慮及擔心等成受交織而成的複雜情緒狀態。由於選手長期處於高度的競爭壓力下，因此會有不同程度的焦慮反應；而競賽通常是大多數選手壓力的主要來源（馮麗花，2004）。林淑英（ 2005 ) 則指出壓力發生後會產生焦慮、苦惱、憂鬱、緊張等情況。由此可知，產生焦慮的原因來自於壓力源，壓力源乃是前因，而所導致的後果則是壓力反應，壓力反應則包含了焦慮、緊張、注意力不集中、憂鬱、害怕及憤怒等現象。
(二)運動競賽焦慮的意義
在過去運動競賽焦慮一直是運動心理學研究領域中很重要的研究主題之一。因為焦慮會伴隨著身體的激發或覺醒的一種不安、擔憂與焦急的負面情緒狀態。因此，焦慮包含思想成分，稱為認知焦慮，另一成分為身體焦慮，是個人對身體激發程度的知覺（簡耀輝等，2002）。再從周文祥（1993）、季力康（1996）的研究發現，過大的心理壓力，不但影響運動員的生理能量、勝利，同時也將降低運動樂趣；壓力也會毀滅運動員的自信，更會導致運動員受傷或提早離開運動場，運動員在訓練過程或比賽中。在激烈的競技運動中，運動員常遭受到強大的壓力，導致注意力分散，使運動成績的表現大受影響。
綜合以上文獻得知，休閒活動是在工作或課業完畢後，一段完全不受限制，且無任何身心之壓力的時間裡，自願的從事於達到身心皆處於愉悅狀態之活動者稱之。另外從文獻歸納可知，各學者對於休閒活動的分類持有各種不同的看法，而各種分類法在劃分上皆有其優缺點；一般來說相關研究需依循研究對象的特性及較常參與之休閒項目將其休閒類型區分。在眾多的休閒參與研究中各個研究者對休閒活動的分類皆有不同見解，因此本研究經參考相關文獻後，亦採用主觀分類法，將休閒活動分類為「知識型」活動、「運動型」活動、「社交型」活動、「娛樂型」活動、「閒意型」活動等五種類型進行統計分析。
叁、研究方法
一、研究架構
二、研究範圍
(一)研究對象
本研究以參加98年全國運動會之柔道選手為研究對象。
(二)施測方式
本研究採問卷調查法，研究採立意取樣方式進行施測，問卷發放由研究者本人於98年全國運動會比賽親自至比賽會場發放問卷，施測時，由研究者本人講解問卷填答方式，並告知受試者所有的資料僅做研究之用，請受試者依據問卷中的填答說明，依自己的實際狀況，逐題正確的填答，填答的過程如有疑問，可以隨時發問。問卷施測130人，回收125份、有效回收率達96％。
三、研究工具
本研究工具共分叁大部份，第一部份、個人基本資料；第二部份、休閒參與現況；第三部份、賽前心理等三部份，問項共計62題，分別敘述如下：
(一)個人基本資料
1.性別2.年齡3.訓練年資4.段數共計四題。
(二)休閒活動參與狀況
本研究之休閒活動參與問項係參考蘇瓊媚（2009）及林晉宇（2003）等研究自行編製，採用主觀分類法將休閒活動分為知識型休閒活動、運動型休閒活動、社交型休閒活動、娛樂型休閒活動及閒意型休閒活動等五類，本問卷共有36個題項，題項是採李克特五點尺度量表方式計分。
(三)賽前心理狀況
本研究採用評量之賽前焦慮量表主要依據 傅秀雅（2005）運動競賽特質焦慮之影響因素，並參考洪若懷（2004）、陳建勳（2005）、鄧碧珍（2001）之賽前焦慮相關研究之問卷題項自行進行編製，問卷表共有22個題項，採李克特五點尺度量表方式計分。
四、量表信度分析
以內部一致性的信度Cronbach α值係數衡量總量表之信度，休閒活動參與量表(0.89)、賽前心理狀況量表(0.7)，皆表示具有良好信度。
五、資料處理
本研究在資料分析採用之統計軟體為SPSS 程式進行統計分析，研究中所有差異性顯著水準皆定為α＝.05。使用統計方法如下：
一、描述性統計（Descriptives statistics）：以描述性統計中的次數分配、百分比、平均數與標準差來瞭解98年全國運動會柔道專項選手之個人背景變項、休閒參與現況和賽前心理狀況之分布情形。
二、推論性統計（Inferential statistics）：
（一）獨立樣本t 檢定（Independent t-test）：以獨立樣本t 檢定來分析不同性別之專項選手在休閒參與及賽前心理狀況各因素上的差異情形。
（二）單因子變異數分析（One-Way ANOVA）：以單因子變異數分析來分析訓練年資、段數之98年全國運動會柔道專項選手在休閒參與及賽前心理狀況上的差異情形，當變異數分析後發現群體間有顯著差異時，則以雪費法（Scheffe’s）進行事後比較，藉以分析群組間的差異情形。
(三)迴歸分析(Linear Regression Analysis)
迴歸分析是用來分析一個自變數與依變數間的數量關係，以預測當自變數為某一水準或數量時，依變數反應的數量或水準。本研究以迴歸方程式分析98年全國運動會柔道專項選手在休閒參與及賽前心理狀況上的差異情形之影響因子。
肆、實證結果與分析
一、個人基本資料分析
為瞭解98年全國運動會柔道選手之基本資料分佈情形，以描述性統計方式呈現出受試者之基本資料，共計125份，內容包括性別、年齡、訓練年資、段數等4個問項。各項資料分析結果茲詳述如下：
（一）性別
受試選手中以男性選手佔最多為73人(佔58.4%)，其次是女性選手的受試者，共有52人(佔41.6%)。
（二）年齡
受訪選手以19-22歲的選手佔最多，共有65人(佔52%)， 23-25歲的受試者為最低有14人(佔11.2%)。
（三）訓練年資
受訪選手訓練年資以10年以上的人數為多數，共有51人(佔40.8%)，其次是7-9年、(33.6%)、4-6年(20%)，而3年以下的比例最低，僅7人(佔5.6%)，從以上資料顯示，大部分柔道選手以訓練年資10年以上及7-9年比例最高。
四、段數
受訪選手段數以二段者有52人(佔42.4%)，初段者有39人(佔31.2%)，三段以上者有31人(佔24%)，無段者有3人(佔2.4%)，顯示二段者選手居多。從以上資料顯示，大部分參與比賽柔道選手以初段及二段者比例最高。
綜合上述，本研究之受訪者以98年全國運動會柔道選手男性居多、年齡以19-22歲且訓練年資10年以上，段數二段者居多。
二、柔道選手休閒活動參與和賽前焦慮現況分析
(ㄧ)休閒活動參與之現況分析
1.休閒活動參與情形之平均數分析
柔道選手的休閒參與以「玩電腦(M=3.64)」最高，最低為「剪報(1.32)」。最高構面依序為「娛樂型休閒活動(M=2.92)」、最低為「知識型休閒活動」(M=1.78)。亦即98年全國運動會柔道選手對於參與休閒活動意願中等，參與活動多以娛樂型休閒活動為主。
(二)賽前焦慮現況之分析
1.賽前焦慮情形之平均數分析
柔道選手的賽前焦慮以「在比賽前，我只想贏不想輸(M=4.21)」最高。最低為「在比賽前，我會無法進食(M=2.43)」、。最高構面為「認知(3.38)」、最低為「身體(M=3.03)」。亦即98年全國運動會柔道選手對於賽前焦慮，以認知方面為主。
三、不同背景變項柔道選手對休閒活動參與及賽前焦慮之差異
(一)不同背景變項柔道選手與休閒活動參與之差異
1.不同性別柔道選手休閒活動參與之差異情形
由表一結果顯示，不同性別柔道選手在休閒活動參與上「知識型」、「運動型」、「社交型」及「閒意型」休閒活動上均無顯著差異存在；但在「娛樂型」上則有顯著差異存在；從平均數比較發現，男性「娛樂型」之參與程度明顯高於女性。
2.不同年齡柔道選手休閒活動參與之差異性情形
由單因子變異數分析結果顯示，不同年齡柔道選手在休閒參與上「知識型」（F=1.56, p>.05）、「運動型」（F=0.54, p>.05）、「社交型」（F=0.37, p>.05）、「娛樂型」（F=1.28, p>.05）及「閒意型」（F=1.92, p>.05）上均無顯著差異存在。顯示柔道選手在休閒參與上並不會因為年齡上不同而產生差異。
表一 不同背景變項柔道選手與休閒活動參與之差異
構面名稱 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | T值 | P值 | 比較 |
知識型 | 男 | 73 | 1.84 | 0.59 | 1.31 | 0.19 | |
女 | 52 | 1.70 | 0.48 | ||||
運動型 | 男 | 73 | 2.48 | 0.56 | 1.90 | 0.59 | |
女 | 52 | 2.28 | 0.61 | ||||
社交型 | 男 | 73 | 2.33 | 0.81 | 1.81 | 0.72 | |
女 | 52 | 2.08 | 0.69 | ||||
娛樂型 | 男 | 73 | 3.07 | 0.76 | 2.88 | 0.00* | 男>女 |
女 | 52 | 2.71 | 0.60 | ||||
閒意型 | 男 | 73 | 2.47 | 0.79 | 0.72 | 0.46 | |
女 | 52 | 2.37 | 0.72 |
註：*p>.05
3.不同訓練年資柔道選手休閒活動參與之差異情形
由表二單因子變異數分析結果顯示，不同年齡柔道選手在休閒參與上「知識型」（F=0.33, p>.05）、「運動型」（F=2.37, p>.05）、「娛樂型」（F=1.01, p>.05）及「閒意型」（F=0.39, p>.05）上均無顯著差異存在；但「社交型」休閒活動（F=3.10, p<.05）則有顯著差異存在。經Scheffe事後比較發現，訓練年資三年以下柔道選手在「社交型」休閒活動參與程度明顯高於訓練年資7到9年的柔道選手。
表二 不同訓練年資柔道選手休閒活動參與之差異情形
構面名稱 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | F值 | P值 | Scheffe事後比較 |
知識型 | 3年以下 | 7 | 1.80 | 0.37 | 0.33 | 0.80 | |
4~6年 | 25 | 1.79 | 0.60 | ||||
7~9年 | 42 | 1.71 | 0.40 | ||||
10年以上 | 51 | 1.83 | 0.65 | ||||
運動型 | 3年以下 | 7 | 2.66 | 0.43 | 2.37 | 0.07 | |
4~6年 | 25 | 2.25 | 0.57 | ||||
7~9年 | 42 | 2.29 | 0.52 | ||||
10年以上 | 51 | 2.53 | 0.64 |
表二 不同訓練年資柔道選手休閒活動參與之差異情形(續完)
構面名稱 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | F值 | P值 | Scheffe事後比較 |
社交型 | 3年以下 | 7 | 2.82 | 0.81 | 3.10 | 0.02* | 1>3 |
4~6年 | 25 | 2.20 | 0.80 | ||||
7~9年 | 42 | 2.00 | 0.74 | ||||
10年以上 | 51 | 2.34 | 0.72 | ||||
娛樂型 | 3年以下 | 7 | 3.15 | 1.05 | 1.01 | 0.39 | |
4~6年 | 25 | 2.80 | 0.73 | ||||
7~9年 | 42 | 2.83 | 0.66 | ||||
10年以上 | 51 | 3.02 | 0.71 | ||||
閒意型 | 3年以下 | 7 | 2.64 | 0.66 | 0.39 | 0.75 | |
4~6年 | 25 | 2.48 | 0.86 | ||||
7~9年 | 42 | 2.34 | 0.78 | ||||
10年以上 | 51 | 2.44 | 0.70 |
註：*p>.05
4.不同段數柔道選手休閒活動參與之差異情形
由表三單因子變異數分析結果顯示，不同段數柔道選手在休閒參與上「知識型」（F=1.63, p>.05）、「運動型」（F=1.11, p>.05）、「社交型」（F=0.05, p<.05）及「閒意型」（F=0.18, p>.05）上均無顯著差異存在；但「娛樂型」休閒活動（F=3.84, p<.05）則有顯著差異存在。顯示柔道選手在「娛樂型」休閒活動會因為段數上不同而產生差異。
(二)不同背景變項柔道選手對賽前焦慮之差異
1.不同性別柔道選手對賽前焦慮差異情形
由獨立樣本 t檢定結果顯示，不同性別柔道選手在賽前焦慮上「認知」方面（t=-1.00, p>.05）、「身體」方面（t=-1.44,p>.05）上均無顯著差異存在。顯示不同性別柔道選手在賽前焦慮上並不會因為性別而產生差異。
2.不同年齡柔道選手賽前焦慮之差異情形
由單因子變異數分析結果顯示，不同年齡柔道選手在賽前焦慮上「認知」方面（F=0.48, p>.05）、「身體」方面（F=0.86, p>.05）上均無顯著差異存在。顯示柔道選手在賽前焦慮上並不會因為年齡上不同而產生差異。
表三 不同段數柔道選手休閒活動參與之差異情形
構面名稱 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | F值 | P值 |
知識型 | 無段者 | 2 | 1.50 | 0.00 | 1.63 | 0.18 |
初段者 | 39 | 1.64 | 0.50 | |||
二段者 | 56 | 1.82 | 0.50 | |||
三段以上者 | 28 | 1.92 | 0.68 | |||
運動型 | 無段者 | 2 | 1.66 | 0.00 | 1.11 | 0.34 |
初段者 | 39 | 2.44 | 0.59 | |||
二段者 | 56 | 2.39 | 0.64 | |||
三段以上者 | 28 | 2.41 | 0.45 | |||
社交型 | 無段者 | 2 | 2.20 | 0.00 | 0.05 | 0.98 |
初段者 | 39 | 2.22 | 0.86 | |||
二段者 | 56 | 2.21 | 0.78 | |||
三段以上者 | 28 | 2.28 | 0.65 | |||
娛樂型 | 無段者 | 2 | 2.90 | 0.00 | 3.84 | 0.01* |
初段者 | 39 | 3.23 | 0.88 | |||
二段者 | 56 | 2.80 | 0.66 | |||
三段以上者 | 28 | 2.73 | 0.43 | |||
閒意型 | 無段者 | 2 | 2.50 | 0.00 | 0.18 | 0.90 |
初段者 | 39 | 2.48 | 0.76 | |||
二段者 | 56 | 2.43 | 0.80 | |||
三段以上者 | 28 | 2.34 | 0.70 |
註：*p>.05
3.不同訓練年資柔道選手賽前焦慮之差異情形
由單因子變異數分析結果顯示，不同訓練年資柔道選手在賽前焦慮上「認知」方面（F=132, p>.05）、「身體」方面（F=1.07, p>.05）上均無顯著差異存在。顯示柔道選手在賽前焦慮上並不會因為訓練年資上不同而產生差異。
4.不同段數柔道選手賽前焦慮之差異性考驗
由分析結果顯示，不同訓練年資柔道選手在賽前焦慮上「認知」方面（F=0.74, p>.05）、「身體」方面（F=0.65, p>.05）上均無顯著差異存在。顯示柔道選手在賽前焦慮上並不會因為段數上不同而產生差異。
四、柔道選手休閒活動參與對賽前焦慮之迴歸分析
(一)休閒活動參與狀況對賽前焦慮狀況之影響情形
為瞭解柔道選手休閒活動參與狀況構面中，對賽前心理狀況的影響程度，以柔道選手參與休閒活動狀況為效標變項，賽前焦慮為預測變項，進行迴歸分析及顯著性檢定，以進一步瞭解各構面在賽前焦慮中所影響之迴歸係數(比重)。
表四 休閒活動參與狀況對賽前焦慮狀況之影響情形
賽前焦慮 休閒活動參與 | 認知 | 身體 | ||
因素 | Beat | t值 | Beat | t值 |
知識型 | 0.156 | 1.63 | 0.092 | 0.965 |
運動型 | 0.042 | 0.33 | -0.048 | -0.390 |
社交型 | 0.127 | 0.99 | 0.254 | 2.000* |
娛樂型 | -.351 | -2.94* | -.343 | -2.881* |
閒意型 | 0.036 | .333 | 0.022 | 0.207 |
R2 | 0.318 | 0.327 | ||
註：*p>.05
由表四資料可知， 影響「賽前焦慮-認知方面」的休閒活動參與之娛樂型構面β係數為-2.94(p<0.05)， 所以休閒活動參與之娛樂型構面有顯著負向影響。因此，「賽前焦慮-認知方面」愈高的柔道選手賽前焦慮就愈低，主要受到休閒活動參與之娛樂型休閒活動所的影響 。
影響「賽前焦慮-身體方面」的休閒活動參與之社交型和娛樂型構面β係數分別為2.00(p<0.05)及-2.88(p<0.05)，所以休閒活動參與之社交型和娛樂型構面皆有顯著的影響，在社交型構面為負向影響，在娛樂型構面為正向影響。因此，「賽前焦慮-身體方面」愈高的柔道選手賽前焦慮就愈高，主要是受到休閒活動參與之社交型休閒活動所的影響。反之，「賽前焦慮-認知方面」愈高的柔道選手賽前焦慮就愈低，主要是受到休閒活動參與之娛樂型休閒活動所的影響。
由簡單迴歸分析中發現，柔道選手的休閒活動參與對賽前焦慮在休閒活動參與之娛樂型構面皆成負向影響，而在社交方面為正向影響，迴歸模式之解釋能力達31.8%及32.7%，顯示休閒活動參與顯著影響賽前焦慮。
伍、結論與建議
一、結論
(一)柔道選手以男性選手居多，年齡以19-22歲且訓練年資10年以上，段數二段者居多。
(二)個人基本資料與休閒活動參與之現況及差異情形
1.休閒活動參與之現況
柔道選手的休閒參與以「玩電腦(M=3.64)」最高，其次依序「跑步(M=3.57)」、「看電視、DVD(M=3.31)」、「聽廣播聽音樂(3.11)」，最低為「剪報(1.32)」其次依序「溜冰、溜直排輪、滑板(M=1.49)」、「彈奏樂器(M=1.52)」、「 繪畫、書法(M=1.56)」。最高構面依序為「娛樂型休閒活動(M=2.92)」、「閒意型休閒活動(M=2.43)」、「運動休閒活動型(M=2.40)」、「社交型休閒活動」(M=2.23)、「知識型休閒活動」(M=1.78)。亦即98年全國運動會柔道選手對於參與休閒活動意願中等，參與活動多以娛樂型休閒活動為主。
2.不同背景變項對休閒活動參與之差異情形
柔道選手在不同背景變項中性別、訓練年資和段數對休閒活動參與實際情形上部份呈現差異。其中性別與段數對娛樂型休閒活動參與有顯著差異、不同訓練年資對社交型休閒活動也有顯著差異。經Scheffe 事後檢定結果，發現男性「娛樂型」休閒活動之參與程度明顯高於女性。訓練年資三年以下柔道選手在「社交型」休閒活動上參與程度明顯高於訓練年資7到9年的柔道選手。
(三)不同背景變項對賽前焦慮之現況及差異情形
1.賽前焦慮之現況
柔道選手的賽前焦慮以「在比賽前，我只想贏不想輸(M=4.21)」最高，其次依序「在比賽前，我擔心會失誤(M=4.08)」、「在比賽前，我盼望比賽趕快開始(M=3.79)」、「在比賽前，我擔心無法把該有的水準發揮出來 (M=3.68)」。最低為「在比賽前，我會無法進食(M=2.43)」、其次依序「在比賽前，我會脾氣很壞(M=2.55)」、「在比賽前，我會覺得反胃(M=2.55)」、、「在比賽前，我會一直踱步(M=2.56)」。最高構面為「認知(3.38)」、最低為「身體(M=3.03)」。亦即98年全國運動會柔道選手對於賽前焦慮，以認知方面為主。
2.不同背景變項對賽前心理狀況之差異情形
柔道選手在不同背景變項中性別、年齡、訓練年資和段數對賽前焦慮實際情形上無差異。顯示柔道選手在賽前焦慮上並不會因為不同背景變項上不同而產生差異。
(四)休閒活動參與對賽前焦慮之影響情形
影響「賽前焦慮-身體方面」休閒活動參與之社交型和娛樂型構面皆有顯著的影響，在社交型構面為正向影響，在娛樂型構面為負向影響。因此，「賽前焦慮-身體方面」愈高的柔道選手賽前焦慮就愈高，主要是受到休閒活動參與之娛樂型休閒活動所的影響。反之，「賽前焦慮-認知方面」愈高的柔道選手賽前焦慮就愈低，主要是受到休閒活動參與之娛樂型休閒活動所的影響。
再從迴歸分析中發現，柔道選手的休閒活動參與對賽前焦慮在休閒活動參與之娛樂型構面皆成負向影響，而在社交方面為正向影響，顯示休閒活動參與顯著影響賽前焦慮。
二、建議
(一)學校相關單位建議
1.研究發現，在人口背景變項會對於休閒活動參與產生差異性，所以可針對選手不同人口背景變項而安排不同休閒活動，因此可以針對不同人口背景，建議學校相關單位應可針對不同人口背景之柔道選手，安排個別的休閒活動，增加柔道專項選手參與休閒活動之意願及機會。
2.研究結果發現，玩電腦為柔道選手最常參與之休閒活動項目，因此建議可針對柔道選手需求電腦相關軟體，可提升柔道選手參與休閒活動意願及休閒活動效益。
3.建議學校方面多從選手方面從事社交型休閒活動參與，以減少賽前焦慮情形。
(二)後續研究建議
本研究主要是探討98年全國運動會柔道選手休閒活動參與對賽前焦慮之影響探討之研究，未來可持續分別針對不同賽事進行相關研究，亦可擴大至全台灣之柔道選手進行更深入之探討，以增加文獻應用性。
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The Effects of Leisure Activity Participation on Pre-competition Anxiety among Judo Contestants in 2009 National Athletic Games in Taiwan
Lee Su-shiang吳桂桂張維志王盛宇
Abstract
This study investigated the effects of leisure activity participation on pre-competition anxiety among Judo contestants in 2009 National Athletic Games in Taiwan. Participants were Judo athletes competing in 2009 National Athletic Games. Survey method was adopted and a questionnaire was used to collect data. Collected data were analyzed using descriptive statistics analysis, t test, one way ANOVA, and simple regression analysis via SPSS. The results show partial significant differences between leisure activity participation and pre-competition anxiety in terms of age, gender, years of training experience, and rank. Among them, the participation of entertainment leisure activities differs significantly by gender and rank; the participation of social leisure activities differs significantly by years of training experience. In addition, the results indicate a significant difference between leisure activity participation and pre-competition anxiety. Entertainment leisure activities have negative effects while social leisure activities have positive effects on the participants. In sum, a high level of participation in leisure activities results in a decrease of pre-competition anxiety among Judo contestants. Based on the findings, recommendations were made towards improving and planning leisure activity for school administrators and coaches in reducing pre-competition anxiety.
Keywords：Judo contestants, Leisure activity Participation, Pre-competition anxiety
老年人休閒活動參與感受及生活品質與幸福感之探討─以臺中縣長青學苑為例
摘要
本研究旨在探討老年人休閒活動參與感受及生活品質與幸福感之影響。以台中縣5區長青學苑463位老年人為研究對象，採問卷調查作為資料收集之工具，所得資料經描述性統計、t檢定、單因子變異數分析與簡單迴歸分析後結果發現：子女數多寡、教育程度、每月固定收入與是否與子女同住與休閒活動參與感受、生活品質、幸福感等項均達顯著差異；休閒活動參與對其感受呈現正相關，而年齡對參與活動有相關影響。年齡會影響活動參與情形，另外，參與休閒活動可提昇老年人之休閒活動參與之感受及幸福感。根據研究結果可提供作為規劃長青學苑課程之參考。
關鍵詞：老年人，休閒活動參與感受，生活品質，幸福感
壹、前言
一、研究背景與動機
由於國家醫療水準及民眾重視養生樂活，民眾平均餘命普遍延長，使得人口結構大幅的改變，然而人口老化勢將對經濟、醫療、及家庭都造成衝擊。根據美國「人口調查與統計局」的資料顯示，2008全世界65歲及以上老年人口有5億600萬人。臺灣內政部統計處於2010年統計出我國65歲以上老年人口總計有245萬7千人，佔總人口比例10.6%，老化指數更是達到65.1％。隨著嬰兒潮時代的屆齡人口與低生育率及全世界面臨人口老化議題的情況下，臺灣於1993年已跨過聯合國所界定之老化人口7%的門檻，正式成為老齡化社會國家；而且老化指數係呈現逐年上升之現象（行政院經建會，2006）。因此，老年人的居家生活、安養、休閒、心理及社會適應等問題將使政府面臨的重大衝擊，同時也是子女所關心的重點。
人於身體當中有許多系統，當這些系統於年老後機能將會逐漸退化。根據馬素華(1997)研究中指出，老化會使個體產生變化，而這些退化包括神經系統、循環系統、呼吸系統、肌肉骨骼、心血管系統、視覺、聽覺及身體外型與器官功能的變化，而老人亦會因情緒等心理上的改變，造成老化作用加速。因此，藉由規律的休閒活動來延緩老化，並對人的心肺耐力、肌力、骨質流失、柔軟度等及身體組成產生良好效果。而且藉著規律運動的實施，亦可提高身體的活動量，降低疾病的發生，促進器官的機能，延緩老化的發生(蔡碧女、陳定雄2001）。在全球高齡人口比率遽增的之下，個體如何創造自我成功老化，建立健康的生活型態才是根本之道(李素箱、徐志輝，2004)。因此，老年人的休閒活動是值得推廣的。
由研究文獻發現，規律運動對人體生理、心理及社會所帶來的效益，一直以來皆是被廣受討論與關注的議題(徐永億、許弘毅、李政道，2006；李素箱，2005；張梅香；2009)。而要如何使人類保持規律的身體活動使其產生對個體之效益，更是大家所必須瞭解並執行的要點。根據Donatelle、Snow-Harter和Wilcox（1995）研究指出，幸福感是整合身體、社會、智力、心理、精神以及環境等因素的健康生活型態，可維持或改善現在或未來之生活品質，透過休閒活動的參與產生正向情緒可增加幸福感（Argyle,1992）。研究也證實，休閒與幸福感之間常存在一個正向的顯著關係(Argyle, 1996)。若能實行可提升健康生活型態之休閒活動行為，所產生之生活幸福感受，是促進個人生活品質的最佳方法之一（Hurley＆Schlaadt,1992）。
目前，臺灣各縣(市)均已規劃相關設施提供給予老年人學習，長青學苑主要為滿足老年人繼續學習之需求而出現，長青學苑已成為國內老人教育之主軸，亦是國內具組織與規模的專責機構(賴昆宏，2006)。期望老年人透過除了參與長青學苑的課程活動外，也能自主的參與其他的休閒活動，找到屬於自己的另一片天空，讓自己的生理達到健康，進而產生心理滿意，也可以促進在社會上的人際關係。因此，本研究以長青學苑老年人為調查對象，來探討研究之主題。因此，本研究將聚焦於生活品質及幸福感兩個變項，藉以探討與瞭解老年人的生理狀況與心理的想法，讓老年人了解參與休閒活動的益處，亦能提升老年人參與學習的興趣和動機，進而拓展老人學識領域、社會參與，並建構活躍老化的生活品質理念，協助老年人透過自我成長和自我實現，尋找晚年生活的意義、目的和價值，邁向健康、活躍、自主的樂齡人生。結果可作為長青學苑老年人休閒活動之規劃及相關單位辦理休閒活動課程之參考依據。
二、研究目的
(一)比較不同背景老年人休閒活動參與感受、生活品質和幸福感之差異情形。
(二)探討老年人參與休閒活動對休閒活動參與感受、生活品質、幸福感之影響。
貳、文獻回顧
一、休閒活動參與相關研究
Maclean(1985)指出休閒是一種自由的，是可任意裁量及選擇的時間。所以休閒活動是一種自由的選擇，依照不同的風俗而有各式不相同的方式，但其主要觀點都是以滿足個人放鬆為目的。因此，休閒應具有多面及多樣性，它不僅需要時間，更是一種活動(包括靜態和動態)，需要經驗和學習(李文題，2001)。而蔡桂城（2007）在「老人社會支持、自覺健康狀況、休閒參與與生活效能之相關研究」中指出，休閒參與可依參與活動的種類與頻率來分類，且休閒參與的類別可從活動的屬性分為靜態與動態這兩大性質活動。經由複回歸檢定出動態性休閒活動比較會正向影響自覺健康狀況與生活效能之關係；靜態性休閒活動比較會正向影響社會支持與生活效能之關係。根據江正發、周財勝（2006）以「老年人休閒活動型態」分析出休閒活動除了能提供老年人在身心兩方面的健全與安逸，對於社會醫療成本的支出也能有效的降低。身心平衡才是一個健全的個體，身與心是一體兩面無法分離的，因此倘若只是著重於活動的參與而無法顧及心理層面，最後會因為內心的參與動機降低，興趣不高而效果不彰；若是太過注重於心理層面，則又會因為無法達到身體活動後的舒暢感而感到索然無味，導致最後的徒然無功，成功的老年生活不僅要物質無虞，精神層面更要安適，才能有最佳的生活品質。另外，陳清惠(2004)在「休閒活動對老年生活之意義」研究中得知台灣老年人休閒活動之參與較偏向靜態性及居家型活動。依據林俞君(2008)針對老年人的憂鬱狀態與休閒活動之相關性研究時，發現有休閒活動參與對老年人有一定的影響力，且參與社交活動與戶外休閒活動等較多，參與的次數越頻繁者，較不易憂鬱。
綜合上述研究可發現，在選擇休閒活動時，不只是考慮老年人的生理及心理狀況，也須考慮與社會的連接關係。老年人參與休閒活動的過程與參與活動後，經由個人主觀的評價而所獲得的價值與感受，進而對老年人可以產生的正向影響。更期望透過休閒活動能帶給老年人在年老後能帶來另一個世紀的天空。
二、休閒活動參與對生活品質之相關研究
(一)生活品質概念
世界衛生組織（WHO）將「生活品質」定義成生活品質是指個人在生活價值體系中的感受程度，這種感受是與個人的目標、期望、標準等方面有關，而生活品質是包括一個人在生理健康、心理狀態、獨立程度、社會關係、個人信念及環境六大方面來衡量。
(二)休閒活動對生活品質之影響相關研究
楊芝婷(2003) 休閒活動參與與生活品質關係之研究指出，休閒活動的總量及多樣性與生活品質具有正相關的。由Iso – Ahola (1980)成功老化的研究報告指出，參與休閒活動與生活滿意之間有正向顯著的關係，並指出休閒可提昇老人的士氣及心理慰藉。因此得知休閒活動參與確實能增進生活的滿意程度。根據陳嫣芬、林晉榮(2006)社區老人身體活動與生活品質的研究中證實，身體活動不足是造成慢性疾病的危險因子之一，老人的身體疾病會影響其生活品質，則進一步分析發現社區老人身體活動量與生活品質的各範疇是呈現正相關。另外，陳榮基(2008)在「提升老人生活品質維護善終人權」研究發現生活的品質應比生命的延長更重要，規律的身體活動不僅可預防慢性疾病、增進良好的人際關係，更能讓老年人活的更健康、更有尊嚴，並也能應付自我生活，改善身體機能，進而提昇生活品質。
根據上述研究結果顯示，要有良好的生活品質，必須要擁有健康的身體，多參與休閒活動可有效提昇健康狀態、增進身體活動能力與豐富的生活品質。休閒活動參與會與生活品質有正向的影響。老年人經由休閒活動的參與，進而提昇個人或家庭的生活品質，因此，透過休閒活動的參與除了能讓老年人維持身體機能並且讓生理與心理方能提升，也能擁有良好的生活品質。
三、休閒活動參與對幸福感之相關研究
(一)幸福感概念
幸福感係個人對目前生活的整體現況的滿意與情緒上愉快的程度，也就是説是個體認為自己生活過得很好，就已經是美好的，這種被界定在美好的生活取向。被稱為主觀幸福感，又俗稱為快樂兩個詞意（Diener，2000）。
(二)休閒活動對幸福感之影響相關研究
Argyle (1992) 指出幸福的三個主要成份包括：1.體驗快樂情緒的頻率及其強度。2.對生活整體滿意的程度。3.沒有憂鬱、焦慮或其他負向的狀態。而陸洛(1997)研究中指出，幸福感內涵可為：正向情緒、負向情緒，及生活滿意三個層面，但是幸福並不會憑空出現在個體中，且幸福的感受也會因人而異。根據Diener(1984) 強調由活動產生的幸福感是一種無意中獲得的幸福感，但實際上人類主動選擇參與這些活動，是因為可以從中獲得某些需求的滿足。而施建彬（2006）在大學生休閒活動參與對幸福感的影響－以大葉大學為例研究提出休閒品質的好與壞是個體對最終整體生活的滿意度，相對之下，幸福感的影響便不是那麽的强烈了。由李維靈、施建彬、邱翔蘭(2007)於退休老人休閒活動參與及其幸福感之相關研究中認為在個體外顯方面可能會影響個人休閒活動參與傾向，內隱方面可能影響其心裡的幸福感受，這些都是人格特質對個人的長期穩定影響。最後，邱翔蘭(2004)針對中老年人研究顯示，休閒活動參與、休閒滿意度及幸福感皆是顯著正相關，並且休閒活動仍可有效的預測幸福感。
根據上述研究結果顯示，幸福感是種主觀感受，個人依自己之想法看待生活幸福與否之主觀感受。且幸福是正向沒有壓力的。老年人從事休閒活動，並選擇自己所要的，使其透過休閒活動參與對空閒時間的再利用來學習新事物，讓老年人的生活達到滿足，進而提升幸福感，更可維持身體機能，延緩老化。
參、研究方法
一 老年人個人背景
休閒活動參與
休閒活動參與感受 生活品質 幸福感
圖一 研究架構圖
二、研究工具
本研究採問卷調查，並根據研究目的、架構及參考文獻，將問卷分為「個人基本資料」8題、「休閒活動參與」4題、「休閒活動參與感受」23題、「生活品質」23題及「幸福感」25題等五個部份，並採取李克特(Likert)五點量表，選項由「非常不同意」、「不同意」、「普通」、「同意」、「非常同意」依序給予1、2、3、4、5分衡量。
三、量表信度分析
以內部一致性的信度Cronbach α 值係數衡量總量表之信度，本研究工具之休閒活動感受量表為0.876、生活品質量表為0.620及幸福感量表為0.792，皆表示內部具有良好信度。
另外，根據楊世瑩（2008）提出全體量表之總信度應在0.7以上；各因素之內部一致性，則至少得高過0.6。本研究量表之信度皆達0.6以上，顯示本研究量表信度具有良好的一致性。
四、研究範圍與限制
(一)研究範圍
本研究於民國99年2月1日至99年3月19日止進行問卷調查填寫。以立意抽樣方式選擇霧峰區、大平區、外埔區、清水區及豐原區等五區為取樣範圍進行問卷調查。為求填答之嚴謹度特別商請長清學苑負責人於課程中代為施測，每區發放問卷100份，共發出500份，回收500份，扣除無效問卷37份；有效問卷共463份。
(二)研究限制
1. 由於人力、物力及時間與經費上的限制且老年人資料取樣不易，本研究僅採霧峰區、大平區、外埔區、清水區及豐原區等五區之長青學苑老年人為取樣範圍及對象進行問卷調查。
2.由於長青學苑在原有課程中已包含其他休閒活動，故於填答上恐與本研究之休閒活動恐有部分待釐清，因此在結果的推論上恐有其限制。
(三)本研究所採用之分析方法為量化統計法，運用SPSS12.0版統計套裝軟體進行資料處理分析。其採用分析方法為：
1. 描述性統計(Descriptive Statistics)：針對中部地區長青學苑之老年人基本資料結構分佈情形(性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、每月固定收入、子女有幾位、是否與子女同住、是否有慢性病、平時主要參與的休閒活動、每週參與活動次數、每次參與活動時間、平時都與誰一起參與活動等)進行描述性統計。
2. t檢定(t-test)：進行老年人個人基本資料(男、女)與休閒活動參與感受、生活品質及幸福狀況間，每一組變數的平均數是否有差異。
3. 單因子變異數分析(One-Way Analysis of Variance ,ANOVA)：本研究利用變異數分析，以老年人之個人特性變項(年齡、婚姻狀況、教育程度、每月固定收入、子女有幾位、是否與子女同住、每週參與活動次數、每次參與活動時間、平時都與誰一起參與活動等)自變項，休閒活動參與感受、生活品質及幸福感為依變項，檢定是否有顯著差異，並對顯著差異者進行Scheffe’事後檢定。
4.簡單迴歸分析(Linear Regression Analysis)：本研究以多元迴歸分析來瞭解老年人參與不同休閒活動、休閒參與感受與生活品質及幸福感之間影響因子。以R2說明老年人參與不同休閒活動對休閒參與感受與生活品質及幸福感之影響變異量。
肆、實證結果與分析
一、個人基本資料分析
為瞭解台中縣長青學苑老年人之基本資料分佈情形，以描述性統計方式呈現出受試者之基本資料，共計463份，內容包括性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、每月固定收入(含家人贊助) 、子女數、是否與子女同住、是否有慢性病等8個問項。各項資料分析結果如表一所示，茲詳述如下：
表一個人基本資料分析表
變項名稱 | 分類項目 | 人數 | 百分比 |
性別 | 男 | 227 | 49.0 |
女 | 236 | 51.0 | |
年齡 | 65~70歲 | 213 | 46.0 |
71~75歲 | 143 | 30.9 | |
76~80歲 | 91 | 19.7 | |
81以上 | 16 | 3.5 | |
婚姻狀況 | 已婚 | 319 | 68.9 |
未婚 | 6 | 1.3 | |
喪偶 | 127 | 27.4 | |
分居 | 11 | 2.4 | |
教育程度 | 大專(含以上) | 0 | 0 |
高中職 | 0 | 0 | |
初中或國中 | 117 | 25.3 | |
國小 | 346 | 74.7 | |
不識字 | 0 | 0 |
表一個人基本資料分析表(續完)
變項名稱 | 分類項目 | 人數 | 百分比 |
每月固定收入 | 無 | 20 | 4.3 |
5000~10,000元 | 290 | 62.6 | |
10,001~15,000元 | 98 | 21.2 | |
15,001~20,000元 | 46 | 9.9 | |
20,001~30,000元 | 8 | 1.7 | |
30,001元以上 | 1 | 0.2 | |
子女數 | 無 | 2 | 0.4 |
1人 | 47 | 10.2 | |
2人 | 190 | 41.0 | |
3人 | 139 | 30.0 | |
4以上 | 85 | 18.4 | |
子女同住 | 是 | 258 | 55.7 |
否 | 197 | 42.5 | |
其它 | 8 | 1.7 | |
慢性疾病 | 是 | 156 | 33.7 |
否 | 307 | 66.3 |
資料來源：本研究整理
本研究受訪之臺中縣地區長青學苑老年人以女性居多，年齡大多介於65~70歲的老人佔最多，婚姻狀況以「已婚」的人數居多，教育程度則以國小的人數最多，每月收入狀況以5000~10,000元者居多，而子女數以2人最多，居住狀況以與子女同住為最多數，大多都沒有慢性疾病。而長青學苑的老年人多數以女性為主，因此相關單位應多注意並鼓勵男性老年人走出居家，擴展自我。
二、休閒活動參與現況
由表二結果顯示，可知休閒活動參與項目，靜態活動以泡茶144人(31.1%)為最多，其次為聊天139人(30%)，接著依序為看電視84人(18.1%)、寫書法34(7.3%)、唱歌31人(6.7%)、學語言31人(4.5%)及棋藝10(2.2)。動態活動以散步132人(28.5%)為最多人，接著依序為舞蹈85人(18.4%)、球類58人(12.5%)、氣功59人(12.7%)、游泳38人(8.2%)、慢跑34人(7.3%)、爬樓梯31人(6.7%)、太極26人(5.6%)。
表二休閒活動參與資料分析表
靜態活動 | 動態活動 | ||||
項目 | 樣本數 | 百分比 | 項目 | 樣本數 | 百分比 |
泡茶 | 144 | 31.1 | 氣功 | 59 | 12.7 |
聊天 | 139 | 30.0 | 舞蹈 | 85 | 18.4 |
寫書法 | 34 | 7.3 | 散步 | 132 | 28.5 |
棋藝 | 10 | 2.2 | 慢跑 | 34 | 7.3 |
唱歌 | 31 | 6.7 | 游泳 | 38 | 8.2 |
學語言 | 21 | 4.5 | 太極 | 26 | 5.6 |
看電視 | 84 | 18.1 | 球類 | 58 | 12.5 |
爬樓梯 | 31 | 6.7 | |||
資料來源：本研究整理
由表三結果，可知結果顯示靜態活動是以泡茶和聊天為主，大約佔了六成。動態活動是以散步、舞蹈、氣功及球類為主，大約佔了七成。靜態活動構面為總平均為2.82，動態活動構面為總平均為2.63。
表三 休閒活動參與頻率平均數分析表
構面 | 題項 | 平均數 | 標準差 | 構面平均數 |
靜態 | 每週參與靜態休閒活動次數 | 2.71 | 0.90 | 2.82 |
每週參與靜態休閒活動時間 | 2.93 | 0.98 | ||
動態 | 每週參與動態休閒活動次數 | 2.70 | 0.90 | 2.63 |
每週參與靜態休閒活動時間 | 2.55 | 0.92 |
資料來源：本研究整理
三、個人基本資料對休閒活動參與感受、生活品質及幸福感狀況之差異
(一)個人基本資料對休閒活動參與感受之差異
由表四所呈現之結果發現，長青學苑老年人個人背景變項許多皆為達顯著水準(P<0.05)，茲將達顯著差異之基本資料敘述如下：
老年人子女數的多寡在休閒活動上「生理」(F=0.85, p>.05)、「社會」層面(F=0.21, p>.05)上均無顯著差異存在。但「心理」層面(F=2.43, p<.05)上則有顯著差異存在。顯示休閒活動參與感受會因為子女數的多寡而產生差異；其原因可能係因為老年人會因為子女數多寡而決定是否參與休閒活動來進而產生良好感受。
表四 老年人子女數多寡休閒參與感受之差異檢定分析表
構面 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | F值 | P值 |
生理 | 無 | 2 | 3.42 | 0.00 | 0.85 | 0.49 |
1人 | 47 | 3.56 | 0.18 | |||
2人 | 190 | 3.59 | 0.21 | |||
3人 | 139 | 3.58 | 0.21 | |||
4人以上 | 85 | 3.55 | 0.22 | |||
心理 | 無 | 2 | 3.06 | 0.08 | 2.43 | 0.04* |
1人 | 47 | 3.20 | 0.25 | |||
2人 | 190 | 3.26 | 0.26 | |||
3人 | 139 | 3.29 | 0.25 | |||
4人以上 | 85 | 3.32 | 0.27 | |||
社會 | 無 | 2 | 3.12 | 0.35 | 0.21 | 0.93 |
1人 | 47 | 3.07 | 0.26 | |||
2人 | 190 | 3.10 | 0.22 | |||
3人 | 139 | 3.11 | 0.22 | |||
4人以上 | 85 | 3.10 | 0.22 |
P*<.05
資料來源：本研究整理
(二)個人基本資料對生活品質之差異
1.由表五所呈現之結果發現，老年人個人變項每月固定收入(含家人贊助)的老年人在休閒活動上「社會」層面(F=0.05, p>.05)上無顯著差異存在。但在「生理」(F=0.76, p>.05)及「心理」層面(F=0.85, p>.05)上均有顯著差異存在，其中「生理」層面每月固定收入20000元以上的人比月收入15001-20000元生活品質感受較為強烈。顯示生活品質會因為月收入的不同而產生差異。其表示有固定收入20000元以上的老年人在身、心上都較有明顯的幫助進而對生活有較佳的感受。
表五每月固定收入(含家人贊助)老年人生活品質之差異檢定分析表
構面 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | f值 | P值 | Scheffe事後比較 |
生理 | 無 | 20 | 2.95 | 0.27 | 2.44 | 0.04* | 5>4 |
5000-10000 | 290 | 2.96 | 0.22 | ||||
10001-15000 | 98 | 2.93 | 0.23 | ||||
15001-20000 | 46 | 2.87 | 0.25 | ||||
20001以上 | 9 | 3.09 | 0.27 | ||||
心理 | 無 | 20 | 3.67 | 0.24 | 3.53 | 0.00* | |
5000-10000 | 290 | 3.49 | 0.24 | ||||
10001-15000 | 98 | 3.50 | 0.22 | ||||
15001-20000 | 46 | 3.57 | 0.24 | ||||
20001以上 | 9 | 3.49 | 0.17 | ||||
社會 | 無 | 20 | 3.51 | 0.19 | 0.35 | 0.839 | |
5000-10000 | 290 | 3.52 | 0.24 | ||||
10001-15000 | 98 | 3.49 | 0.25 | ||||
15001-20000 | 46 | 3.50 | 0.24 | ||||
20001以上 | 9 | 3.5556 | 0.21 |
P*<.05
資料來源：本研究整理
2.由表六單因子變異數分析結果顯示，不同教育程度的高齡者在休閒活動上「生理」(F=2.33, p>.05) 有顯著差異存在，而「心理」(F=0.30, p>.05)及「社會」層面(F=-0.93, p>.05)上均無顯著差異存在。顯示生活品質會因為教育程度的不同而產生差異。
表六不同教育程度老人生活品質之差異檢定分析表
構面 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | F值 | P值 |
生理 | 大專(含以上) | 0 | 0 | 0 | 2.33 | 0.02* |
高中(職) | 0 | 0 | 0 | |||
初中或國中 | 117 | 2.99 | 0.23 | |||
國小 | 346 | 2.93 | 0.23 | |||
不識字 | 0 | 0 | 0 | |||
心理 | 大專(含以上) | 0 | 0 | 0 | 0.30 | 0.76 |
高中(職) | 0 | 0 | 0 | |||
初中或國中 | 117 | 3.51 | 0.22 | |||
國小 | 346 | 3.51 | 0.24 | |||
不識字 | 0 | 0 | 0 | |||
社會 | 大專(含以上) | 0 | 0 | 0 | -0.93 | 0.35 |
高中(職) | 0 | 0 | 0 | |||
初中或國中 | 117 | 3.49 | 0.23 | |||
國小 | 346 | 3.52 | 0.24 | |||
不識字 | 0 | 0 | 0 |
P*<.05
資料來源：本研究整理
(二)個人基本資料對幸福感之差異
由表七呈現結果可得知，老年人是否與子女同住在休閒活動上「生理」(F=0.94, p>.05)、「心理」層面(F=1.96, p>.05)無顯著差異，但「社會」層面(F=3.49, p<.05)有著差異存在，其中「否」比其它感受更強。顯示幸福感會因為老年人是否與子女同住而產生差異。其原因有可能為是否與子女同住會使老年人在朋友面前是否有尊嚴與炫耀所致。
表七 老年人是否與子女同住幸福感之差異檢定分析表
構面 | 組別 | 人數 | 平均數 | 標準差 | f值 | P值 | Scheffe 事後比較 |
生理 | 是 | 258 | 3.33 | 0.22 | 0.94 | 0.38 | |
否 | 197 | 3.35 | 0.21 | ||||
其它 | 8 | 3.43 | 0.25 | ||||
心理 | 是 | 258 | 2.64 | 0.24 | 1.96 | 0.14 | |
否 | 197 | 2.62 | 0.25 | ||||
其它 | 8 | 2.79 | 0.21 | ||||
社會 | 是 | 258 | 3.14 | 0.24 | 3.49 | 0.03* | 2>3 |
否 | 197 | 3.14 | 0.26 | ||||
其它 | 8 | 2.90 | 0.19 |
P*<.05 資料來源：本研究整理
三、不同背景對休閒活動參與對休閒活動參與感受、生活品質及幸福感之影響
(一) 年齡對休閒活動參與之影響情形
為瞭解老年人休閒活動參與狀況構面中，對年齡的影響程度，本研究利用簡單迴歸分析來檢定，以老年人休閒活動參與狀況為效標變項，年齡為預測變項，進行簡單迴歸分析及顯著性檢定，以進一步瞭解各構面在休閒活動參與感受中所影響之迴歸係數(比重)，如下表八所示。
表八 休閒活動參與與年齡受之迴歸分析表
休閒活動參與 年齡 | 靜態活動 | 動態活動 | ||
因素 | Beat | t值 | Beat | t值 |
年齡 | 0.11* | 34.54 | -0.02 | 0.49 |
R2 | 0.118 | 0.023 | ||
資料來源：本研究整理
由表八資料顯示，「年齡-靜態活動」對休閒活動參與，有顯著影響。表八資料顯示影響「年齡-靜態活動」對休閒活動參與β係數分別為0.11(p<0.05), 所以休閒活動參與對年齡有顯著的正向影響，因此，可得知老年人較喜愛參與靜態活動。迴歸分析中發現，老年人的休閒活動對年齡在休閒活動參與之靜態活動構面成正向影響，迴歸模式之解釋能力達11.8%，顯示年齡會顯著影響休閒活動參與。
(二) 休閒活動參與對休閒活動參與感受之影響情形
為瞭解老年人休閒活動參與狀況構面中，對休閒活動參與感受的影響程度，本研究利用簡單迴歸分析來檢定，以老年人休閒活動參與狀況為效標變項，休閒活動參與感受為預測變項，進行簡單迴歸分析及顯著性檢定，以進一步瞭解各構面在休閒活動參與感受中所影響之迴歸係數(比重)，如下表九所示。
表九 休閒活動參與對休閒活動參與感受之迴歸分析表
休閒活動參與 休閒活動參與感受 | 靜態活動 | 動態活動 | ||
因素 | Beat | t值 | Beat | t值 |
生理 | 0.10* | 2.19 | -0.04 | -0.92 |
心理 | -0.00 | -0.16 | -0.03 | -0.67 |
社會 | 0.03 | 0.73 | -0.03 | -0.64 |
R2 | 0.106 | 0.065 | ||
資料來源：本研究整理
由表九資料顯示，「休閒活動參與-靜態活動」對休閒活動參與感受，有顯著影響。由表九資料顯示影響「休閒活動參與-靜態活動」對休閒活動參與感受之生理構面β係數分別為0.10(p<0.05), 所以休閒活動參與感受之生理構面有顯著的正向影響，因此，「休閒活動參與-靜態活動」參與愈多的老年人，休閒活動的生理感受就愈高。迴歸分析中發現，老年人的休閒活動參與對休閒活動感受在休閒活動參與之靜態活動構面成正向影響，迴歸模式之解釋能力達10.6%，顯示休閒活動參與會顯著影響休閒活動參與感受。
(三)休閒活動參與對生活品質之影響情形
由表十所呈現結果所示，休閒活動參與對生活品質，無顯著影響。
表十休閒活動參與對生活品質之多元迴歸分析表
休閒活動參與 生活品質 | 靜態活動 | 動態活動 | ||
因素 | Beat | t值 | Beat | t值 |
生理 | -0.04 | -0.98 | -0.01 | -0.27 |
心理 | 0.00 | 0.13 | 0.01 | 0.26 |
社會 | 0.02 | 0.59 | -0.01 | -0.24 |
R2 | 0.054 | 0.023 | ||
資料來源：本研究整理
(四)休閒活動參與對幸福感之影響情形
如表十一所示，影響「休閒活動參與-靜態活動」對幸福感之心理構面β係數分別為-0.95(p<0.05), 所以幸福感之生理構面有顯著的的負向影響，因此，「休閒活動參與-動態活動」參與愈多的老年人，幸福感就愈低。由迴歸分析中發現，老年人的休閒活動參與對幸福感在休閒活動參與之靜態構面成負向影響，迴歸模式之解釋能力達11.3%，顯示休閒活動參與會顯著影響幸福感。
表十一休閒活動參與對幸福感之多元迴歸分析表
休閒活動參與 幸福感 | 靜態活動 | 動態活動 | ||
因素 | Beat | t值 | Beat | t值 |
生理 | -.024 | -.517 | -.020 | -.419 |
心理 | -.095* | -2.034 | .005 | .114 |
社會 | .069 | 1.460 | -.024 | -.504 |
R2 | 0.113 | 0.034 | ||
資料來源：本研究整理
伍、結論與建議
一、結論
(一)長青學苑老年人的靜態活動以泡茶和聊天為主，約佔了六成。動態活動是以散步、舞蹈、氣功及球類為主，約佔七成。
(二)長青學苑老年人的子女數多寡、教育程度、每月固定收入(含家人贊助)、是否與子女同住等項之老年人，其休閒活動參與感受、生活品質及幸福感狀況均達顯著差異。
(三)不同背景老年人休閒活動參與對休閒活動參與感受、生活品質及幸福感之影響：
1.長青學苑的老年人以參與靜態活動佔多數。
2.長青學苑老年人的休閒活動參與對休閒活動感受在休閒活動參與之動態活動構面成正向影響。
3.臺中縣長青學苑老年人之「休閒活動參與」的生理構面「靜態活動」對「休閒活動感受」有正向關係。表示老年人對「休閒活動參與，靜態活動」參與愈多的老年人，休閒活動的生理感受就愈高。而動態活動呈現負相關，顯示老年人對動態的活動較無認同。
4.老年人的休閒活動參與對幸福感在休閒活動參與之靜態構面雖呈負向影響。但可解釋可能係臺中縣老年人較不喜愛參與動態休閒活動，而應針對此部分來瞭解如何使老年人能夠有興趣去參與休閒活動。
5.生活品質部分雖無影響，但於文獻中提及幸福感亦是影響生活品質之因素，因此也可瞭解老年人的生活品質可能是因幸福感不夠強烈所致。
二、建議
(一)根據研究結果顯示，臺中縣長青學苑老年人的子女數對休閒活動參與感受呈現差異。因此，相關單位應可針對老年人的家庭瞭解其子女數，並提供資訊，使其老年人參與休閒活動；另外，在教育程度與每月固收入(含家人贊助)部分對生活品質有差異。而有固定收入的老年人對生活品質的生理、心理上能較穩定之心態。因此，可提供進修課程或手工課程來吸引老年人參與學苑的課程，一方面也能透過手工藝來賺取小額費用，讓老年人心理感到踏實。在與子女同住部分係對老年人心理幸福感有差異。由此可知，老年人還是想要與子女同住，因此可建議子女可選擇與老年人相近的居住地點，使老年人有安心的感覺，亦能隨時照料。
(二)本研究發現，臺中縣長青學苑老年人休閒參與對參與感受與幸福感皆呈現影響，其中以參與靜態活動居多。因此，建議長青學苑於課程規劃時增設動態課程時應考量其身體狀況。讓老年人除了參與靜態課程外，提供適宜的動態課程可增加個體的健康與心理上良好之感受。另外，亦可針對老年人的狀況適時調整課程或是於課程後開設心理諮詢，皆可提升老年人的身體健康與幸福感的效益。
(三)臺中縣長青學苑老年人較不喜愛參與動態休閒活動，因此應針對此部份來瞭解如何使老年人能有興趣且自動自發地去參與休閒活動。
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Perception of Leisure Activity Participation, Quality of Life, and Sense of Happiness among the Elderly of Taichung County Evergreen Academy
Lee su-shiang1 吳桂桂2陳祥慈3陳書為4
Abstract
This study investigated perception of Leisure activity participation, quality of life, and sense of happiness among the elderly. A total of 463 older people from 5 regions in Taichung County participated in this study. Survey method was adopted and a questionnaire was used to collect data. Collected data were analyzed using descriptive statistics analysis, t test, one way ANOVA, and simple regression analysis via SPSS. Findings revealed that there are significant differences on perception of leisure activity participation, quality of life, and sense of happiness among the elderly in terms of the number of children, education background, monthly salary, live with children or not. A positive correlation existed between leisure activity participation and the perception. Age also positively correlated to the leisure activity the elderly participated. In conclusion, age positively influenced leisure activity participation and participated in leisure activities increased the perception of leisure activity participation and the sense of happiness among the elderly. Based on the findings, recommendations were made towards improving and planning courses in the Evergreen Academy.
Keywords: the elderly, leisure activity participation, quality of life, sense of happiness
1李素箱，朝陽科技大學管理學院休閒事業管理系教授兼副院長兼系主任，04-23323000#7558。
e-mail:[email protected]
2吳桂桂，朝陽科技大學人事室副主任
04-23323000#3023
e-mail - [email protected]
3張維志，朝陽科技大學休閒事業管理研究生
04-23323000#7457。
e-mail judo0923869893@yahoo.com.tw
1李素箱，朝陽科技大學管理學院休閒事業管理系教授兼副院長兼系主任
2吳桂桂，朝陽科技大學人事室副主任
3陳祥慈，朝陽科技大學休閒事業管理研究生