研究目的：過去研究發(fā)現(xiàn)「老化態(tài)度」是預(yù)測個人存活與身心健康的重要因素。然因我省缺少相關(guān)測量工具，故本研究目的為發(fā)展一可測量老化態(tài)度的「我省老化態(tài)度量表(TaiwanAttitudetowardAgingQuestionnaire,TAAQ)」。研究方法：本研究回顧相關(guān)量表與研究后，完成TAAQ(16題)的初步編制。后續(xù)邀請2010至2012年間參與門診研究之老年人填答此量表，收得255人的資料，其中41名于三個月后進行再測評估。分析上將資料隨機分為兩組進行探索性與驗證性因素分析，以Cronbach’sα評估內(nèi)部一致性，并選擇恰當(dāng)量表評估效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。研究結(jié)果：探索性因素分析結(jié)果得到「負向老化自我覺知」與「正向老化自我覺知」兩個因素，各因素之內(nèi)部一致性系數(shù)分別為.78與.80，三個月之再測信度分別為.79與.81。驗證性因素分析結(jié)果顯示此二因素模式具有良好之模式適配度；而各效標(biāo)亦與TAAQ的兩個因素有合理的顯著相關(guān)性。研究結(jié)論：我省老化態(tài)度量表具有可接受的初步信效度資料，是一可靠、可茲利用作為了解、評估我省人老化態(tài)度的臨床評估工具。我省已于2007年正式進入高齡化社會。依省政府統(tǒng)計局統(tǒng)計處(2015)之統(tǒng)計統(tǒng)計月報顯示，我省65歲以上的高齡人口約有286萬人，已占總?cè)丝诘?2.2%。若以2014年8月省政府我省發(fā)展委員會公布的人口推計結(jié)果來看，我省的高齡人口比率在2025年會倍增為20%，成為超高齡(super-aged)社會；而在我省150年(2061)時，我省的高齡人口比例可能會高達38%~44%左右，成為全世界高齡人口比例最高的我省之一。故對于離超高齡社會不遠的我省來說，必需嚴肅地面對社會高齡化的議題。而65歲以上的高齡者比例增加，對我省最直接、急切的挑戰(zhàn)，可能是來自「健康」相關(guān)的問題。單純以個人醫(yī)療花費總額來看，我省101年(2012)我省40至49歲平均每人每年的醫(yī)療花費約為5萬4千元，60至69歲約為7萬2千元，70至79歲增加為約10萬4千元，80歲以上的平均醫(yī)療花費則高達13萬元以上(由省政府衛(wèi)生福利局統(tǒng)計療花費確實是較高，而目前的政策導(dǎo)向主要是考慮「長期照護」等社會福利制度的方向，如衛(wèi)生福利局社會保險司(2014)之長照保險制度規(guī)劃報告中指出，需要被長期照護的居民于65-74歲人口中有7.29%、75-84歲人口中占20.44%，而85歲以上人口中更高達48.59%需要長期照護。不可諱言，若有如此高比例的人口需要長期照護，除了財政上幾乎是不可能支撐之外，我們要如何想象未來的我??？我們當(dāng)然還是需要對長期照護有恰當(dāng)?shù)乃伎寂c設(shè)計，但關(guān)鍵也許不只是如何增加財源、增加照護人力，而是要能減少需要被長期照護的人。換言之，我們應(yīng)該要往如何讓大家可以一起「好好的老、好好的活」來思考，在老化過程中，就算嚴格來說健康仍有些狀況母，但更重要的應(yīng)該是要讓自己可以照顧自己?！父啐g化與健康」的議題并非僅是醫(yī)療體系的責(zé)任，應(yīng)該是每一個人都要思考，并至少要為自己負責(zé)的。而每個人如何看待「自己」和「老化」的關(guān)系，對自己老化抱持著什么樣的「態(tài)度」，可能是影響老化過程中心理與生理功能狀態(tài)的重要因素之一。Eagly與Chaiken(1998)將「態(tài)度(attitude)」定義為一種心理上的傾向，表現(xiàn)在評估某一特定「對象(entity)」時，即先行帶有某一程度的喜歡或不喜歡；Fazio(1989)則將態(tài)度定義為：在記憶中「對象」與「評價」的連結(jié)。「態(tài)度」本身是無法被直接觀察的，只能由某些可被觀察的反應(yīng)推論出來，而這些可被觀察的反應(yīng)包含了對代表著「對象」的刺激物的「評價性反應(yīng)」。而許多研究指出，人們對于「老」及其相關(guān)的概念，則經(jīng)常抱持有「負向」的態(tài)度。例如Rowe與Kahn(1998)列出人們對「老」有六大類的迷思，其中有五項是有較明顯的負向度態(tài)的，包含「老就會生病」、「老狗學(xué)不會新把戲」、「木已成舟」、「雖然活著，但氣力不足」以及「老人沒辦法支撐起自己的生活」。Kite、Stockdale、Whitley與J了232個對「老年人的態(tài)度」之研究進行后設(shè)分析，其結(jié)果顯示在「與年齡相關(guān)之刻板印象」、「吸引力」、「能力」、「評價」、或「以年齡決定行為意圖與行為表現(xiàn)」等各面向上，人們對于老年人的態(tài)度均較對年輕人的態(tài)度「負向」。這些研究反應(yīng)出了普遍存在的「年齡歧視(ageism)」，而目前已有部份研究資料指出，這些對「老」的歧視，會對自己老化過程中的健康與存活產(chǎn)生影響。例如Maier與Smith(1999)利用德國柏林老化研究(BerlinAgingStudy)的長期研究數(shù)據(jù)庫，試圖研究有那些心理變項能夠預(yù)測老年人的死亡。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在包含認知功能、主觀生活安適感、人格與社會關(guān)系等四大類共17個變項中，「對老化不滿意(dissatisfactionwithaging)」在控制了年齡、健康狀態(tài)、社經(jīng)地位與其他16個變項之后，仍能顯著預(yù)測死亡。他們認為此結(jié)果可能表示「對老化不滿意」應(yīng)是個人評估了自己在許多面向上之老化印象而形成的整體態(tài)度，而此整體態(tài)度能相當(dāng)程度地反映出個人對自己在不同功能向度上老化狀態(tài)之覺知，因而能顯著預(yù)測死亡。Levy、Slade、Kunkel與Kasl(2002)則直接以「對老的自我覺知亦即每個人對「自己老化」的態(tài)度做為預(yù)測變項，來探討對老的態(tài)度與存活的關(guān)系。Levy等人(2002)的研究利用費城老年中心士氣量表(PhiladelphiaGeriatricCenterMoraleScale,PGCMS,Lawton,1975)中與老化有關(guān)的五個題目來定義個人對老的態(tài)度。此五題為：(1)當(dāng)我變老時，狀況就越來越糟；(2)我的精力、氣力和去年差不我的狀況比我想象中更好、或差不多、或更差。他們利用美國1975年開始的「俄亥俄老化與退休長期研究(OhioLongitudinalStudyofAgingandRetirement,OLSAR)」數(shù)據(jù)庫來檢驗老年人「對老的自我覺知」是否會影響他們的存活。納入研究分析的平均分數(shù)切分為「高正向老化自我覺知」組及「低正向老化自我覺知」組，來進行Kaplan-Meier存活分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)「高正向」組之推估存活中位數(shù)為22.6年，而「低正向」組之推估存活中位數(shù)為15.0年，兩者間的差異達顯著(p<.001)。表示老化自我覺知較為正向的老年人，其存活時間顯著較老化自我覺知沒那么正向的老年人長(約7.6年)。研究者進一步利用CoxProportionalHazard模式進行存活分析以了解其他變項可能的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在只放入「老化自我覺知」時，每高一分的相對死亡風(fēng)險值為0.78，表示在此變項上得1分者，其死亡的風(fēng)險較控制性別、年齡、社經(jīng)地位、寂寞程度、自評健康(與一年前比較)以及功能性健康狀態(tài)的影響后仍達顯著，「老化自我覺知」每高一分的相對死亡風(fēng)險值為0.87。研究者亦檢查以分組方式，區(qū)分不同年齡層、性別、社經(jīng)地位、功能性健康與寂寞感后再進行存活分析，結(jié)果仍發(fā)現(xiàn)老化自我覺知較正向者，其存活時間較長。Levy、Slade與Kasl(2002)的另一個研究，同樣利用PGCMS與老化自我覺知有關(guān)的五個題目，來探討老化自我概念對功能性健康的影響。此研究同樣使用OLSAR數(shù)據(jù)庫，在研究起始點(1975年)總計有433人納入分析，其中209人為女性，平均年齡61.77歲。該研究將「對老的自我覺知」以平均分數(shù)切分為「正向老化自我覺知」組及「負向老化自我覺知」組后，進行「個人成長模式估計(individualgrowthmodeling)」。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，「正向老年」組在每一波的功能性健康分數(shù)都顯著高于「負向老年」組，而且「正向老年」組功能性健康分數(shù)下降的斜率亦顯著小于「負向老年」組。表示不論在那一個時間點上，「正向老年」組的功能性健康狀態(tài)均顯著較「負向老年」組好，而且「正向老年」組的功能性健康狀態(tài)變差的速率亦較慢。上述結(jié)果在在控制性別、年齡、社經(jīng)地位、寂寞程度、自評健康(與一年前比較)以及功能性健康狀態(tài)的影響后仍達顯著。此外，為進一步澄清此一現(xiàn)象并非單純因為「正向老年」組在起始點之功能性健康狀態(tài)較好所造成的結(jié)果，作者選擇1975年功能性健康分數(shù)為5分(滿分為6分)的受試者為對象進行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)「正向老年」組功能性健康分數(shù)下降的斜率亦顯著小于「負向老年」組。上述歐、美之研究結(jié)果顯示出「對老的態(tài)度」是預(yù)測存活以及健康狀態(tài)的重要因素，而吳治勛(2010)則利用我省的資料，探索我省人對「老」的態(tài)度是否亦可預(yù)測老年人的存活與功能性健康。吳治勛(2010)以1989年「我省地區(qū)中老年身心社會與生活狀況長期追蹤調(diào)查(TaiwanLongitudinalStudyofAging,TLSA)」完成訪問的4049位60歲以上我省成年人中，有回答：(1)以你自己的經(jīng)驗來講，你認為老了(年紀變大)以后是不是有些好處(有/無)；(2)以你自己的經(jīng)驗來講，你認為老了是不是有些壞處(有/無)，這兩個題目的3793人做為研究對象，探討「對老之自我覺知」是否會對我省老年人的存活情形、功能性健康狀態(tài)與主觀生活狀態(tài)評估是否有預(yù)測力。以Kaplan–Meier分析15年后存活情形的結(jié)果顯示出，「有好有壞」組之存活時間，顯著較「只有壞處」及「無好無壞」組長。若進一步控制「性別」、「起始年齡」、「身體能力問題數(shù)」、「疾病數(shù)」以及「受教育年數(shù)」之后，「有好有壞」組之相對死亡風(fēng)險仍顯著低于「只有壞處」組(HazardRatio=0.79)。而在「功能性健康」與「主觀生活狀態(tài)」的部份，吳治勛(2010)的研究結(jié)果顯示，(1)認為老了以后「只有壞處、沒有好處」者之后續(xù)狀態(tài)是最不好的。整體而言，「只有壞處」組14年后之基本功能狀態(tài)較差的機率高、老化過程中功能退化較早或退化趨勢較快、功能表現(xiàn)較差、并在「自評健康」、「情緒分數(shù)」與「生活滿意度」等主觀生活狀態(tài)較差。(2)認為老了以后「好、壞處兩者都有」者之后續(xù)狀態(tài)相對較佳?！赣泻糜袎摹菇M在功能性健康與主觀生活狀態(tài)上，除了顯著較「只有壞處」者佳之外，亦無其他組于任何項目上顯著較「有好有壞」組好。整體而言，吳治勛(2010)之研究結(jié)果較不支持Levy等人(2002)將「老化自我覺知」視為由正到負之單一向度假設(shè)。吳治勛(2010)認為老了「有好有壞」者，可能對自己的老化狀態(tài)有較為真實的認識，他們對自己的老化有正向的看法，但也不否認確實有些負向的問題是老化過程中必需面對的。而「只有壞處」組在各面向上之表現(xiàn)，則較相近于Levy等人研究中之「負向老化自我覺知」組，均呈現(xiàn)出存活時間較短、功能表現(xiàn)較差與功能退化趨勢較快等現(xiàn)象。但「只有好處」組的結(jié)果，與Levy等人研究中「正向老化自我覺知」組所呈現(xiàn)的結(jié)果并不完全相符，研究者推論當(dāng)個人已進入被認定為「老年」的年齡(例如65歲)之后，報告出老了「只有好處、沒有壞處」的人，很可能是如Zebrowitz(2003)指出的：人會以「否認」自己是老年人的方式，來抵抗對老的負向刻板印象。Levy(2003)則進一步認為「否認」可能在個人可無法有效的利用「否認」來將自己抽離于「負向老化態(tài)度」的影響之外。這些結(jié)果反應(yīng)出若分為「正向」與「負向」兩個向度來討論「老化自我覺知」，可能有機會反應(yīng)出許多值得探索的現(xiàn)象。但吳治勛(2010)之研究單以兩個二分變項的題目做為代表「對老的態(tài)度」的變項，雖有其簡潔之優(yōu)點，但較難以用于探討「態(tài)度」概念在心理量上潛在連續(xù)性與可能建構(gòu)，亦較難與省外以量表測量老化態(tài)度的研究進行比較。因此，本研究之主要目的為發(fā)展一「我省老化態(tài)度」量表，以做為測量我省人對自己老化態(tài)度的測量工具。此量表將延伸吳治勛(2010)之研究，基于「正向」與「負向」兩個向度來發(fā)展，希望進一步探討「對老的態(tài)度」與健康的相關(guān)性。選擇自行發(fā)展相關(guān)測量工具，而非單純翻譯省外之量表原因主要是考慮到文化、環(huán)境因素對老化之影響(Bowling&Dieppe,2005)，易產(chǎn)生適用性上之問題。例如早期的研究即發(fā)現(xiàn)在美國的華人與我省人對老的態(tài)度有所不同，而我省人受老年反應(yīng)出我省文化中「孝」這個概念對老化態(tài)度的影響。陳肇男(2001)以我省老年人為對象的訪談報告中，亦重覆出現(xiàn)「孝」、「不孝」、以及與家庭倫理相關(guān)的概念；葉光輝(2009)則指出孝道的心理原型，是由家庭中親子互動模式開始的，而在華人的日常生活與心理行為中，家庭是不可忽略的。陸洛與陳欣宏(2002)的深度訪談研究則指出「自覺有幫助子代的能力」與「經(jīng)驗豐富」是我省人對邁入老年較常見的正向看法，而「老化而行動不便」、「對家庭貢獻減少」與「對家人依賴性增加」，則是負向態(tài)度產(chǎn)生的重要因素，而這類「家庭」因素卻較少出現(xiàn)于省外的測量工具中。此外，本研究亦試圖以此量表發(fā)展過程的心理計量特性資料，探討「對老的態(tài)度」之可能因素結(jié)構(gòu)。雖然本研究延伸吳治勛(2010)之研究，基于「正向」與「負向」兩個向度來發(fā)展量表；但前述Levy等人(2002)研究將「對老的態(tài)度」視為單一因素，仍對健康及存活有顯著的預(yù)測力；且亦有許多測量「對老的態(tài)度」之量表則非單一因素結(jié)構(gòu)。例如「對老化之反應(yīng)」量表(ReactionToAgeingQuestionnaire,Gethingetal.,2004)」與「對老化之態(tài)度」量表(AttitudestQuestionnaire,Laidlaw,Power,Schmidt,&TheWHOQOL-OLDGroup,2007)結(jié)構(gòu)之均為三因素。因此，本研究將先以探索性因素分析探討可能之因素結(jié)構(gòu)，并再利用驗証性因素分析，來比較不同因素數(shù)之模型中，何者具有較佳的適配性，以作為探討之依據(jù)。在「我省老化態(tài)度」量表的編制上，因希望此量表能應(yīng)用于臨床場域，故需簡短且容易填寫。因?qū)ο鬄榕R床場域中的老年人，在考量預(yù)試程序時，若設(shè)計多題(如100題)進行預(yù)試后再刪題，則實務(wù)上除了收案人數(shù)的困難之外，對研究參與者亦較不友善。因此，考量實務(wù)上可行性與量表建立之適當(dāng)程序，本研究采取編制適量題數(shù)并進行試訪的方式以進行初步題項的文字修正，之后即進行正式施測，若題項之心理計量特性表現(xiàn)不佳，則再進行刪題并重新分析此量表之心理計量特性，以期能編制出一可用之量表。在測量內(nèi)容的考量上，本研究主要參考Leung、Wu、Lue與Tang(2004)以我省老年人為對象所進行的研究。該研究整理出我省老年人在生活上重視的六個部份，包含生理健康、心理健康、社會功能、生活環(huán)境、居住環(huán)境與「宗教與死亡」。然「宗教與死亡」在概念上較為復(fù)雜且易有忌諱，而世界衛(wèi)生組織編制的「對老化之態(tài)度」量表(Laidlawetal.,2007)亦沒有納入相關(guān)題項，為避免測量實務(wù)上的困難，故本量表決定不納入此一部份。而Bowling與Dieppe(2005)訪問英國老人，請他們述說認為老年生活當(dāng)中有那些重要成份，結(jié)果發(fā)現(xiàn)多數(shù)人認為身心健康是重要的，但其重要性是在于有好的身心健康才能去享受其生活，例如覺得生活有目的、有成就感、有生產(chǎn)力、有貢獻、能享受飲食等等。因此，本研究在題項內(nèi)容上除了考慮「生理健康」與「心理健康」外，于「社會功能」部份將納入前述我省研究(例如：陸洛與陳欣宏，2002)強調(diào)之家庭概念，并將「生活環(huán)境」與「居住環(huán)境」合并為「生活」向度進行考慮。而在題項編寫上，本研究參考Leung等人(2004)依據(jù)我省老年人生活質(zhì)量焦點式團體研究結(jié)果所設(shè)計的「老年人健康相關(guān)生活質(zhì)量量表」、費城老年中心士氣量表老化之反應(yīng)量表(Gethingetal.,2004)、世界衛(wèi)生組織編制的「對老化之態(tài)度」量表(Laidlawetal.,2007)，相關(guān)老年刻板印象研究中(Hummert,1990,1993;Schmidt&Boland,1986)，對老化態(tài)度的描述(例如：「老人是慈祥的」、「老人是無力的」等依上述原則初步設(shè)計之「老化自我覺知」量表共有16題，問卷題干為「請問您，以您『現(xiàn)在』的想法與感受，對下列描述的內(nèi)容，您的同意程度如何？」，意、(4)同意、(5)非常同意。因測量目的主要為試圖了解個人自身的老化相關(guān)經(jīng)驗，原始題項在設(shè)計上，均用「我」作為主詞，并含有「老化」相關(guān)的詞匯，例如「我覺得自己老了之后頭腦不清楚」、「我覺得自己老了之后是慈祥、溫暖的」、「我覺得自己老了之后是衰弱的」、「我享受自己的老年生活」等。題項初步完成后，邀請了5位65歲以上之老年人接受試訪，然在試訪過程中，有4位受訪者以不同的方式表示自己還沒有老，例如「我還沒有老到頭腦不清楚」、「我現(xiàn)在的生活應(yīng)該不算老年生活吧，我每年都還可以出國」、「心情愉快就表示我還沒老??！」等等。因此，為避免因「老化」相關(guān)詞匯之影響而造成答題上的困難，故除了量表的第一題：「我覺得自己老了」，是要請受訪者對自己的老化狀態(tài)進行一整體性的評估而未做變更外，其他各題目內(nèi)容在設(shè)計上刪去均「老化」相關(guān)的詞匯，例如「我享受自己的老年生活」，改為「我享受現(xiàn)在的生活」。進行完上述題項修正后，才正式進行「老化自我覺知」量表之心理計量特性研究(各題二、研究方法如前所述，「我省老化態(tài)度量表」之主要發(fā)展目的是希望有一具信效度之工具以測量我省人對自我的老化態(tài)度，并能用于探討老化態(tài)度與健康之關(guān)聯(lián)性。因此，本研究以北部某教學(xué)醫(yī)院家庭醫(yī)學(xué)部與老年醫(yī)學(xué)部門診2010至2012年間進行的「周全性老年評估(comprehensivegeriatricassessment,CGA)」之研究參與者為研究對象，此研究通過該教學(xué)醫(yī)院之完整研究倫理審查(案件編號201010021R)。收案條件由醫(yī)師評估，符合下列任一項以上者，即符合收案資格：功能退化、認知障礙、憂郁癥狀、行動力障礙、近一年中跌倒、進食問題/體重減輕、行為問題、疾病數(shù)≥5、近半年三位以上不同醫(yī)師追蹤、近三個月慢性疾病藥物≥8種、近一年住院次數(shù)≥1次、近一年急診次數(shù)≥2次、年紀80歲或以上。排除條件包含：臥床病人、護理之家或長期照護住民、預(yù)期壽命≤6個月、聽力或溝通能力障礙、居住在臺北縣市以外之地區(qū)。初步評估符合收案條件者共有315人，經(jīng)臨床研究個案管理師詳細說明研究內(nèi)容后，共260(82.5%)人同意簽署知情同意書參與研究。其中5位參與者因未填答「我省老化態(tài)度」量表，不納入本研究分析中。故本研為77.39±6.17歲(范圍：64至97歲)。此外，為進行再測信度之測量，本研究以立意取樣法，邀請此255位參與者中的41位(男性21位，女性20位)于定期回診時再進行一次測量，兩次施測時間間隔為三個月。如緒論中所述，目前研究結(jié)果認為對老的態(tài)度可能與「存活」、「功能性健康」、「自評健康」、與「情緒」有關(guān)，對老的態(tài)度較正向者，存活時間較長、功能性健康較佳、自評健康較佳與負向情緒較少或較弱。因此，除了「存活」需要長期追蹤資料，于目前研究中無法進行外，本研究針對上述各項度選擇適合用以評估「我省老化態(tài)度量表」之效標(biāo)。在「老化概念」部份，選擇以「費城老年中心士氣量表之老化概念量尺」作為效標(biāo)；「功能性健康」部份選擇以「巴氏量表(BarthelIndex)」與「Lawton-Brody之工具性日常生活功能量表」作為效標(biāo)；「主觀健康狀態(tài)評估」部份選擇以「WONCA/COOP量表」作為效標(biāo)；「身心適應(yīng)狀態(tài)與情緒」部份選擇以「簡式癥狀評估量表」與「老年憂郁量表」作為效標(biāo)。各工具分別說明如下：樣快樂；(5)隨著年紀增加，我的狀況比我想象中更差。在本研究中以李克式5點量表(1非常不同意—5非常同意)計分，總分為5~20分。經(jīng)負向題轉(zhuǎn)換后，分數(shù)越高代表對老化有較正向的概念。過去研究顯示此量表具有良好之內(nèi)部一致性(.80)與建構(gòu)效度使用巴氏量表(BarthelIndex)(Mahoney&Barthel,1965)評估，評向，總分為100分，分數(shù)越高代表功能越好。此量表于我省臨床研究中顯示出良好之使用Lawton-Brody之工具性日常生活功能量表進行評估，評估項目包含：購物、家務(wù)、理財、食物備制、交通、使用電話、洗衣與服藥，等8個應(yīng)評估項目，量我省文化中性別角色要求于上述功能之差異，故若男性宣稱其從未習(xí)得如何「準(zhǔn)備食物」、「做家事」或「洗衣」時，則該項目不列入應(yīng)評估項目。為能同時比較男、女性之分數(shù)，故本研究將IADL分數(shù)轉(zhuǎn)換為比例分數(shù)，以個人所得之IADL總分除以應(yīng)評估項目數(shù)后乘以100計算而得，總分為100分，分數(shù)越高表示個人之功能越好。COOP量表為美國達特茅斯(Dartmouth)醫(yī)學(xué)院之基層醫(yī)療信息合作計劃(PrimaryCareCooperativeInformationProject,COOP)針對在基層醫(yī)療場域設(shè)計，用以評估個ofNationalColleges,Academies,andAcademicAssociationsofGeneralPractitioners/FamilyPhysicians(WONCA)于國際上推廣使用，故常被稱為WONCA/COOP量表。原始設(shè)計為有圖形輔助之Likert’s量表，測量之項度包含體能、感受、日常生活、社交活動、健康轉(zhuǎn)變及整體健康等6題，計分方式為1至5分，量表總分為6分至30分，分數(shù)越高代表狀況越差。WONCA/COOP量表具有良好的聚合與區(qū)辨效度(Nelsonetal.,1987)，中文版的WONCA/COOP量表亦具有良好的再測信度(.68~.92,Lam,La測量之項度包含緊張、惱怒、憂郁、低自尊、與睡眠困難等5題。以Likert’s量尺評本研究以15題版本的老年憂郁量表(GeriatricDepressionScale,GDS-15,Yesavage&Sheikh,1986)做為評估憂郁情緒的工具，老年憂郁量表是專為老年族群設(shè)計的量表，題項中包含較少與憂郁情緒有關(guān)的身體化表征，以免錯誤將老年族群之身體癥狀評為憂郁情緒之表現(xiàn)型態(tài)。此量表應(yīng)用于門診病人、住院病人與社區(qū)老年族群題，量表總分為0分至15分，分數(shù)越高代表有越多的憂郁癥狀。本研究以IBMSPSSStatistic(21.0)統(tǒng)計軟件將所收集的資料做進一步的統(tǒng)計分析。為了暸解「我省老化態(tài)度量表」之因素結(jié)構(gòu)，并進一步驗證此因素結(jié)構(gòu)的建構(gòu)效度，故將研究樣本隨機分為兩組。第一組樣本用于探索性因素分析(ExploratoryFactorAnalysis,EFA)，第二組樣本用于之老化概念量尺分數(shù)、ADL分數(shù)、IADL分數(shù)、WONCA/COOP量表分數(shù)、BSRS分數(shù)在探索性因素分析(EFA)的部份，采用主成份法(PrincipleComponentsMethod)分析「我省老化態(tài)度」量表之因素結(jié)構(gòu)。在因素分析過程中，參考平行分析(parallel表一兩組受試者于人口學(xué)變項與健康相關(guān)變項之描述統(tǒng)計χ2pn%n%男女MeanMeantp定因素項目。由于概念上因素間相互獨立之可能性不高，故選用最優(yōu)(promax)斜交轉(zhuǎn)軸方式，并以轉(zhuǎn)軸后之因素負荷量(factorloading)絕對值>0.3做為題項納入因素之標(biāo)準(zhǔn)。決定各因素題項后，以Cronbach’sα來計算各因素的內(nèi)部一致性系數(shù)。在驗證性因素分析(CFA)的部份，使用IBMSPSSAMOS(21.0)程序進行分析。分析的資料對象為各變項間之共變量，以最大概似法(MaximumLikelihood)進行模式估計。在模式設(shè)定(modelspecification)上會參考探索性因素分析的結(jié)果進行設(shè)定。在模式評估上，Kline(2005)認為沒有單一模式適合度指標(biāo)可以考量全部情境，建議使用模式之Chi-square分數(shù)、RMSEA(rootmeansquareerrorofapproximation)、SRMR(standardizedrootmeansquareresidual)、CFI(Bentlercomparativefitindex)與GFI(goodness-of-fitindex)等多種指標(biāo)作為模式評估之用。而過去研究對于這些指代表非常好的模式適合度，而SRMR介于.05~.08之間代表合理的模式適合度(Kline,2005)。本研究將同時考慮上述各指標(biāo)來評估整體的模式適合度。若探索性因素分析結(jié)果認為此量表為多因素結(jié)構(gòu)，為檢驗此多因素模式是否優(yōu)于單一因素模式，將進一步進行模式比較。除利用上述各指標(biāo)來評估各模式之整體模式適合度外，并以AIC(Akaike’sInformationCriterion)與ECVI(ExpectedCross-ValidationIndex)作為選出較佳模式的參考指標(biāo)，AIC與ECVI數(shù)值較小，表示該模式的適配度較佳(Kline,三、研究結(jié)果本研究以疊代主成份法進行因素萃取，以最優(yōu)斜交轉(zhuǎn)軸法進行轉(zhuǎn)軸，對「臺灣老化態(tài)度量表」進行探索性因素分析。因素分析結(jié)果得到兩個因素，第一個因素包含「我覺得沒有安全感」、「我的頭腦不清楚」與「我覺得自己老了」等8題，命名為「負向老化自我覺知(NegativeSelf-PerceptionofAging,NSPA)」因素。第二個因素包含「我能活到現(xiàn)在這個年紀就是件值得恭喜的事」、「我享受現(xiàn)在的生活」與「我是慈祥、溫暖的」等8題，命名為「正向老化自我覺知(PositiveSelf-PerceptionofAging,PSPA)」。各因素之內(nèi)部一致性系數(shù)于「負向老化自我覺知」分量尺上為.78，而「正向老化自我覺知」分量尺上為.80。以組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intra-classcorrelationcoefficient,ICC)計算間隔三個月之再測信度，于「負向老化自我覺知」分量尺上為.79，而「正向老化自我覺知」分量尺為.81。分析所得之因素結(jié)構(gòu)、各因素之因素負荷量以及內(nèi)部一致性系數(shù)值詳列于表二，在EFA樣本中，二個因素間的相關(guān)值為-.56。表二「我省老化態(tài)度量表」之因素結(jié)構(gòu)、因素負荷量與各因素內(nèi)Cronbach’sα值Cronbach’sα03.我能活到現(xiàn)在這個年紀就是件值得恭Cronbach’sα由于探索性因素分析結(jié)果呈現(xiàn)「我省老化態(tài)度量表」為二因素，為探討「對老化態(tài)度」是否為單一因素，因此在驗證性因素分析上，本研究將檢驗「單一因素」模式與「二因素」模式，并進行模式比較。在「單一因素」模式的模式設(shè)定上，單一潛在變項「老化態(tài)度」于16個題項上有因素負荷量，并參考EFA之結(jié)果，將「老化態(tài)度」對「第6題：我享受現(xiàn)在的生活」之因素負荷量設(shè)定為.80，以固定尺度(fixscale)。在「二因素」模式的模式設(shè)定上，認為有兩個潛在變項「負向老化自我覺知」與「正向老化自我覺知」，如EFA之結(jié)果，各自在8個題項上有因素負荷量。并將「負向老化自我覺知」對「第13題：我覺得沒有安全感」之因素負荷量設(shè)定為.74；將「正向老化自我覺知」對「第6題：我享受現(xiàn)在的生活」之因素負荷量設(shè)定為.80，以固定尺度；且考量到評估概念同為「自我覺知」，故設(shè)定「負向老化自我覺知」與「正向老化自我覺知」間有共變存在。以上述模式設(shè)定進行初步驗證性因素分析，結(jié)果(請見表三)顯示「單一因素」模SRMR=.07、AIC=208.95、ECVI=1.66，GFI與CFI略低于指標(biāo)之可接受范圍，而RMSEA與SRMR則在良好或在合理接受范圍之內(nèi)。而「二因素」模式的整體模式AIC=197.26、ECVI=1.57，GFI略低于指標(biāo)之可接受范圍，而CFI、RMSEA及SRMR則在良好或在合理接受范圍之內(nèi)。在模式比較指標(biāo)部份，「二因素」模式之AIC與ECVI數(shù)值均低于「單一因素」模式，顯示「二因素」模式應(yīng)為較佳的解釋模式。接著進行模式修正，為不影響因素結(jié)構(gòu)，故僅考慮同一因素下各題項殘差之間的共變進行修正。在「負向老化自我覺知」中，第14題「我感到沮喪」與第15題「我是寂寞、孤單的」之殘差共變可能反應(yīng)出「寂寞、孤單」?fàn)顟B(tài)與「沮喪」這類負向情緒有未被「負向老化自我覺知」解釋到的相關(guān)性存在，因此模式修正上接受此一共變存在。而在「正向老化自我覺知」中，第7題「我是有智慧的」與第12題「我是慈祥、溫暖的」之殘差共變可能反應(yīng)出此兩個描述均為對老年人常見的正向表三各驗證性因素模型之整體模式適配度與模式比較指標(biāo)χ2pdfGFICFIR注：GFI=goodness-of-fitindex;RMSEA=rootmeansquareerrorofapproximation;90%CI=90%confidenceinterval;CFI=comparativefitindex;SRMR=standardizedrootmeansquareresidual;AIC=Akaike’sInformationCriterion;ECVI=ExpectedCross-刻板印象(Hummert,1993)，且有部份相關(guān)性未被「正向老模式修正上亦接受此一共變存在。修正過后再次進行「單一因素」模式與「二因素」模式之驗證性因素分析及模式比較。結(jié)果(表三)顯示「修正后單一因素」模式的整體模式適配度之卡方值為124.31(p=.066)、GFI=.89、CFI=.90、RMSEA=.04、SRMR=.07、AIC=192.33、ECVI=1.53，GFI略低于指標(biāo)之可接受范圍，而CFI、RMSEA及SRMR則在良好或在合理接受范圍之內(nèi)。而「修正后二因素」模式的整體模式適配度之卡方值為111.75(p=.218)、GFI=.90、CFI=.97、RMSEA=.03、SRMR=.06、AIC=181.75、ECVI=1.44，所有指標(biāo)均在良好或在合理接受范圍之內(nèi)，顯示此模式為一可接受的模式。在模式比較指標(biāo)部份，「修正后二因素」模式之AIC與ECVI數(shù)值亦均低于「修正后單一因素」模式。由于「修正后二因素」模式在各指標(biāo)上均顯示有良好的整體模式適配度，且在模式比較指標(biāo)上亦較「修正后單一因素」模式佳，故認為「我省老化態(tài)度量表」應(yīng)為二因素模式?！肝沂±匣瘧B(tài)度量表」之驗證性因素模型及標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計值結(jié)果請見圖一。在此驗證模型的參數(shù)方面，所有參數(shù)之標(biāo)準(zhǔn)誤介于0.14至0.34間，各路徑的系數(shù)值均達顯著(圖一中所標(biāo)注為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù))。上述EFA與CFA結(jié)果顯示「我省老化態(tài)度量表」具有良好之建構(gòu)效度。圖一「我省老化態(tài)度量表」驗證性因素模注：*表該參數(shù)顯著。本研究為評估「我省老化態(tài)度量表」之效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，選擇「費城老年中心士氣量表(PGCMS)之老化概念量尺」、「巴氏量表(BarthelIndex,ADL)」、「Lawton-Brody之工具性日常生活功能量表(IADL)」、「WONCA/COOP量表」、「簡式癥狀評估量表(BSRS)」與「老年憂郁量表(GDS-15)」作為效標(biāo)。「我省老化態(tài)度量表」之「負向老化自我覺知(NSPA)」與「正向老化自我覺知(PSPA)」兩個因素和上述各效標(biāo)之間的相關(guān)分析結(jié)果請見表四。以相關(guān)的角度來解釋，正向老化自我覺知(PSPA)分數(shù)越高者，以PGCMS測得之老化態(tài)度越正向(r=.39)、日常生活功能越好身心適應(yīng)狀態(tài)越佳(r=-.33)、且憂郁部份，NSPA分數(shù)越高者，以PGCMS測得之老化態(tài)度越負向(r=-.53)、日常生活功能顯著性，且符合研究前之預(yù)期，顯示以「我省老化態(tài)度量表」之「負向老化自我覺知」與「正向老化自我覺知」具有不錯的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。表四全樣本各測量變項間之皮爾森相關(guān)系數(shù)1234567811111111注：PSPA：正向老化自我覺知量尺；NSPA：負向老化自我覺知量尺；PGCMS：費城老年中心士氣量表之老化概念量尺；ADL：日常生活功能(巴氏量表)；IADL：工具性日常生活功能(Lawton-Brody量表)；WONCA此外，由于PSPA與NSPA間有顯著的負相關(guān)(r=-.58)，為了解PSPA與NSPA兩個因素是否各自對于上述效標(biāo)有獨特的解釋力，因此進一步將PSPA與NSPA分別排除后，進行凈相關(guān)(partialcorrelation)分析。結(jié)果如表五所示，當(dāng)排除了NSPA后，PSPA與工具性日常生活功能(r=.20)、自評整體性健康狀態(tài)(r=-.17)、短期身心適應(yīng)狀態(tài)(r=-.13)與憂郁癥狀(r=-.36)之間仍有顯著的相關(guān)性；但與PGCMS測得之老化態(tài)度(r=.08)及日常生活功能(r=.12)之間的相關(guān)性則變?yōu)椴伙@著。而當(dāng)排除了PSPA后，NSPA與PGCMS測得之老化態(tài)度(r=-.43)、日常生活功能(r=-.16)、工具性日常生活功能(r=-.16)、自評整體性健康狀態(tài)(r=.28)、短期身心適應(yīng)狀態(tài)(r=.28)與憂郁癥狀(r=.38)之間均仍有顯著的相關(guān)性。此結(jié)果反應(yīng)出PSPA與述效標(biāo)具有獨特的解釋力。1234567811111111注：PSPA：正向老化自我覺知量尺；NSPA：負向老化自我覺知量尺；PGCM費城老年中心士氣量表之老化概念量尺；ADL：日常生活功能(巴氏量表)；四、討論與結(jié)論如Bowling與Dieppe(2005)之研究所論述，探討、評估「老化」現(xiàn)象時，必需要考慮此一「老化」之主體所處的文化與環(huán)境。因此，為能夠有一適用于我省之老化態(tài)度量表，本研究于回顧國內(nèi)外相關(guān)之量表、文獻后，發(fā)展出此包含16題的「我省老化態(tài)度量表(TaiwanAttitudetowardAgingQuestionnaire,TAAQ)」，以做為測量臺灣人對自我老化態(tài)度的測量工具。「我省老化態(tài)度量表」包含「負向老化自我覺知」與「正向老化自我覺知」等兩個因素，每個因素各包含8個題項。各因素之內(nèi)部一致性系數(shù)(分別為.78與.80)落于合理、令人滿意的范圍之內(nèi)，而三個月再測信度(ICC分別為.79與.81)亦于合理范圍度的評估結(jié)果可能略為偏低。后續(xù)研究應(yīng)考量以較多人數(shù)，與較短間隔時間(如兩周)進行再測，以進一步探討TAAQ之再測信度。驗證性因素分析的結(jié)果顯示TAAQ有良好之建構(gòu)效度，有相當(dāng)良好之整體模式適合度，且模式中各因子負荷量參數(shù)值均顯著且標(biāo)準(zhǔn)誤均很小，表示模式的內(nèi)在質(zhì)量亦良好。除有良好之信、效度外，更重要的是TAAQ為一臨床上可用之量表。本研究于臨床場域進行，且研究對象多為一般認為較難施測，或所需施測時間較長的較高許可選擇采用自填方式者，多數(shù)人均能于5至10分鐘內(nèi)完成，若需要協(xié)助，在研究助理朗讀題目由受試者口頭回答之情況下，多數(shù)人亦能于8至15分鐘內(nèi)完成。且施測過程中，僅少數(shù)人會有對題意不甚了解而需要詢問的情況發(fā)生，顯見我省老化態(tài)度量表具有良好之臨床應(yīng)用性。此外，為了解本研究所發(fā)展之TAAQ相較于其他省外老化態(tài)度量表于心理計量特性上之表現(xiàn)，此處以世界衛(wèi)生組織編制的「對老化之態(tài)度」量表(AttitudestoAgeingQuestionnaire,AAQ)來作為對照。該量表包含「心理社會失落(psychosocialloss,8題)」、「身體上改變(physicalchange,8題)」與「心理成長(psychologicalgrowth,8數(shù)相同的情況下，TAAQ的兩個因素于內(nèi)部一致性信度上的表現(xiàn)與AAQ相當(dāng)接近。而在因素建構(gòu)特性上，TAAQ的「負向老化自我覺知」與「正向老化自我覺知」兩個因素，與AAQ的「心理社會失落」與「心理成長」兩個因素較為類似，TAAQ淺白的以「負向/正向」來進行命名，而AAQ所用的「失落/成長」亦隱含著「負向/正向」的方向性。雖然看起來AAQ多測量到一「身體上改變」向度，且「失落/成長」好像更符合心理學(xué)上「發(fā)展」的概念，然而，若細看各題項時，會發(fā)現(xiàn)AAQ之因素建構(gòu)及命名上，可能有些疑義存在。例如其「身體上改變」因素中，包含「我不覺得老(Idon’tfeelold)」、「我的身份/認同不是由我的年齡來定義的(Myidentityisnotdefinedbymyage)」與「變老比我想象中容易(GrowingolderhasbeeneasierthanIthought)」等3題，就題意來看，實在很難認為這三題應(yīng)屬于「身體上改變」因素，而非與其他兩個「心理社會」因素較為有關(guān)。除了「身體上改變」因素的問題之外，有趣的是AAQ于「心理社會失落」中有一題是「在變老的過程中，我失去了在生理上的獨立性(IamlosingmyphysicalindependenceasIgetolder)」，反而比較明確應(yīng)是「身體上(physical)」的，卻被歸在「心理社會失落」中。相較之下，TAAQ的「負向老化自我覺知」與「正向老化自我覺知」兩個因素反而較單純而干凈，且TAAQ中的第8題「我覺得我能幫助我的家人」有涵蓋到「家」的概念，試圖納入我省之文化特色。因為AAQ的題項中雖有提到他人，例如「心理成長」因素中「將我的經(jīng)驗傳承給年輕人是非常重要的(Itisveryimportanttopassonthebenef