新竹县社区老人运动参与动机及阻碍因素之研究-以新竹县湖口乡为例

摘要
 本研究主要研究目的为探讨新竹县社区老人运动参与动机及阻碍因素为主，以现有相关实证研究之发现深入探讨与分析，并且针对老人之需求，提高其参与动机与降低阻碍因素，希冀有助于发展社区老人运动。研究对象为新竹县湖口乡之「中华外内功运动协会」、「老人会馆」与「太极拳协会」三个老人运动组织，并以65岁以上的老人350名为研究对象，针对社区老人运动参与动机及阻碍因素进行资料分析，所得结果发现「不同职业」、「不同个人月收入」、「是否继续参与社区老人运动」与「性别」皆有显着差异，对于老人运动参与动机与阻碍因素之间也有显着正相关。
关键词：参与动机、阻碍因素、老人运动。

壹、绪论
一、研究背景
 随着医学的发达与健康照护系统的改善，台湾人民的平均寿命逐渐的延长，人口年龄结构由金字塔型快速趋向于保龄球瓶形状，因此台湾地区65岁以上人口于民国82年底已达总人口数之7.1%，正式迈向联合国世界卫生组织定义「高龄化社会」（指老年人口比率达7%以上），且于民国91年直线上升到9.0%，推估民国140年时达到总人口数29.8%（行政院经建会，2002）。人口老化现象并非仅止于台湾，目前世界各国之65岁以上人口所占的比率亦偏高（行政院卫生署，1997），故面对人口老化的问题已是全球所注目之焦点。因而攸关老年人口之议题，无论在经济、医疗及家庭方面，乃至老人之教育、休闲、娱乐、安养、心理及社会适应等问题，都将日益突显。台湾人口高龄化趋势已成必然，如何使退休且身心健康的老人乐于参与社区活动，使生活的更充实、有意义，以促进健康提升生活品质，实为当今重要之课题。
 生育率递减，平均余命却渐增，估计公元2020年台湾65岁以上人口数将占总人口数的七分之一，迄2030年估将增至五分之一（经济建设委员会，2004）。而近十年来，台湾老人的自杀率始终在23.42%-34.7%之间居高不下（联合报，2004，11月8日）；同时，老人医疗支出不但已占去家庭医疗总支出20%，亦消费三成以上的全民健保医疗资源（中国时报，2004，10月15日）。显见，台湾老年人口不但为数众多，且身心健康与生命品质情况都普遍不佳，不但已形成老人本身的严重困扰，也已成为家庭及社会的沈重负担。对老年人而言，执行健康促进活动与其健康之间具有密切关系，目前国内已开始规划社区老人照顾，但是其照顾政策仍以社会福利为主，对于老人健康促进的提倡，近来虽逐渐受到重视，但有关老人的研究仍不多见。然而社区护理人员必须透过社区老人健康促进生活型态的探讨，来了解其健康促进生活型态的执行现况及其影响因素，才能进一步协助老人确认及增进其健康促进生活型态，以提升老人的健康平均余命和生活品质。
 虽然休闲活动的类型很多，但在Parker（1982）对于不同国家老人休闲生活类型的研究指出：老人经常参与的休闲活动以居家活动为主，如看电视、阅读、听广播等活动，不同国家的老年人在这点上呈现相似性（转引自陈畹兰，1991）。此外，老年人多以个人式的活动为主，较少加入正式组织，透过上述研究，可发现老年人最常从事的休闲活动仍是以静态性的活动为主。许多研究显示，静态的生活形态不但会加速老人的老化，同时会增加罹患慢性病的机会 (McGrinnis, 1992)。Resnick & Spelling (2000) 研究指出65 岁以上的老人，有60%缺乏休闲时间的身体活动。Van, Kempen, Ormel, ＆ Rispens (1998) 的研究指出随着年龄的增加，人们健康体能的差异与有活动或缺乏活动有密切关系，因此老年人在休闲时间的身体活动是促进健康体能很重要的因素。而在影响老人休闲参与的因素上，过去许多研究认为休闲活动的参与和社会人口变项如：性别、年龄、教育程度、婚姻状况、经济条件、健康状态等有关（陈畹兰，1991；王素敏，1997；魏素芬，1997；罗素卿，2002；黄永福，2003）。
 国内外相关研究均一再验证，运动对一般民众，尤其是老人的身心健康与生命品质有正面的影响（Blair, 1993; 徐淑芬译，1996；黄永任，1998；萧淑芬，2003；杨芝婷，2003；许树渊、崔凌震，2004）。因此，落实推广社区老人健康运动的教育，定期规律运动与健康体能检测，并透过长期运动介入与健康促进谘询，养成社区老人的正确运动态度，将有助于社区与学界合作模式的建立（罗诗文、林丽娟、胡淑贞，2001；庄茹洁，2002）。老人从职场退出后，由工作角色转为休闲角色，此时若能体认休闲对生活品质的重要，从事具有目标取向的休闲活动，成功老化的目标应更容易达成（王素敏，1996）。此外，老年人从事适当的运动不但能改善各种生理机能、延缓老化，更能预防老人的心血管疾病和癌症（Ruuskanen & Ruoppila, 1995；苏忠信，1997；王嘉琦，1999），由此可知，除了健康的提倡外，鼓励老人从事休闲运动是有其必要性的，合宜的休闲活动可以达到身体健康、生活满意及个人成长等的利益，亦可达到降低疾病发生率与提高生活品质的目标。
 内政部针对台湾地区县市进行考核，老人比例最高的澎湖县因充分结合民间资源，赢得一致赞扬，台南县也提出「村里关怀中心」以落实照护的创新做法；此外，发现新竹县空有现金却无服务内函，反而造成排挤效应。内部部每年针对台湾地区各县市老人福利政策施行成果进行考评，新竹县和基隆市名次直线下滑。如能透过民间丰富的人力挹注，达到可及性、可亲近性和便利性等目标，让社区老人得以即时接受照护服务，以落实「在地老化」（中国时报，2004，10月16日）。次外，新竹县湖口乡公所社会课表示，湖口乡的老人数是逐年成长，且成长速度颇快。社会课表示，民国91年80岁以上长者有一千零八十一位，去年是一千两百一十六位，今年就增加到一千三百一十三位，几乎每年以一百人的速度加，速度惊人，乡公所原本的预算编不够，还得赶紧追加预算补足。（自由时报，2004，10月20日）。
 老年人口的速增造成健康照护的冲击，随着老年人口健康照护需求的增加，医疗费用节节上涨，老人健康照护意识的觉醒，老人的健康问题已成为台湾健康照护政策的重要议题，进而形成对老年人健康促进的重视，因此有必要从社区老人健康促进的生活型态及其影响因素开始了解，继而提供社区老人有效的健康促进计画，实是社区健康专业人员应加以深思与探讨的方向。本计画希望透过成立社区老人运动推动小组以及协助有效推动实际参与运动，进一步了解社区老人运动参与及阻碍因素，以致依老人之需求，拟定不同之运动处方，以资策励未来发展策略及乡镇社区计画，共同营造健康的社区，已达全民健康为目标。
二、研究目的
 本研究主要探讨新竹县社区老人运动参与动机及阻碍因素为何，以现有相关实证研究发现加以深入探讨与分析，并且针对老人之需求，拟定不同之运动处方，希冀有助社区管理者之参考依据。
三、研究问题
 根据前述的研究目的，本研究的问题如下：
 (一)了解新竹县社区老师受试者各背景变项之现况。
 (二)探讨各背景变项对社区老人运动参与动机之差异情形。
 1.不同性别对社区老人运动参与动机上是否有显着差异？
 2.不同年龄对社区老人运动参与动机上是否有显着差异？
 3.不同婚姻状况对社区老人运动参与动机上是否有显着差异？
 4.不同教育程度对社区老人运动参与动机上是否有显着差异？
 5.不同职业对社区老人运动参与动机上是否有显着差异？
 6.不同个人月收入对社区老人运动参与动机上是否有显着差异？
 7.是否继续参与社区老人运动对社区老人运动参与动机上是否有显着差异？
 (三)探讨各背景变项对社区老人运动阻碍因素之差异情形。
 1.不同性别对社区老人运动阻碍因素上是否有显着差异？
 2.不同年龄对社区老人运动阻碍因素上是否有显着差异？
 3.不同婚姻状况对社区老人运动阻碍因素上是否有显着差异？
 4.不同教育程度对社区老人运动阻碍因素上是否有显着差异？
 5.不同职业对社区老人运动阻碍因素上是否有显着差异？
 6.不同个人月收入对社区老人运动阻碍因素上是否有显着差异？
 7.是否继续参与社区老人运动对社区老人运动阻碍因素上是否有显着差异？
 (四)探讨社区老人运动参与动机及阻碍因素之关系为何？
 (五)社区老人运动参与动机及阻碍因素预测是否继续参与社区老人运动？
四、研究范围与限制
 (一)研究范围
 于新竹县湖口乡之「中华外内功运动协会」、「老人会馆」与「太极拳协会」三个老人运动组织，并以65岁以上的老人为研究对象。
 (二)研究限制
 1.本研究仅针对新竹县湖口乡之「中华外内功运动协会」、「老人会馆」与「太极拳协会」三个运动组织中65岁以上的老人进行问卷调查，调查结果仅针对老人运动组织作分析及建议；此外，因湖口地区65岁以上老人教育程度普遍为国小程度，对题意之了解有些许落差，另湖口地区65岁以上老人大多是客家语系，与本研究调查员于沟通上有些许困难，因此研究结果推论至其老人组织时仍有所限制。
 2.本研究采便利取样 (convenience sampling) 的方式于老人晨间运动或集会时进行问卷调查，受现场填答不便及时间限制等因素影响，在抽样及问卷回收方面，其严谨度可能会受到影响。

贰、研究方法
一、研究对象
 本研究是以新竹县湖口乡之「中华外内功运动协会」、「老人会馆」与「太极拳协会」三个运动组织中65岁以上的老人进行问卷调查，调查时间为95年1月1日至3月15日，总计发出问卷350份，回收问卷346份，回收率为98.86%，其中无效问卷有22份，有效率为93.64%。
二、研究工具
 本研究是采用问卷调查法收集实证资料进行分析，测量工具则采用过去研究所发展的量表为基础，内容包括个人基本资料、参与动机与阻碍因素等三部分所组成。各量表之使用与设计说明如下：
 (一)个人基本资料
 本研究汇集有关受试者性别、年龄、婚姻状况、教育程度、职业、个人月收入及是否继续参与社区老人运动等，目的在了解个人基本特质社区老人运动参与动机与阻碍因素的关系。
 (二)参与动机
 本量表是采用陈欣宏（2004）参考 (Beard & Ragherb, 1983)所编制的休闲动机量表 (Leisure Motivation Scale)，并由作者将题目编修为30题之量表，将其量表进行因素分析与信度考验，共取得4个因素的总解释变异量为77.662%。Cronbach’s α系数介于.8909-.9659之间，在总量表的信度值为α=.9357。因此，显示本研究工具应具有一定程度之建构效度。
 (三)阻碍因素
 本量表是采用陈欣宏（2004）参考 (Raymore, Godbey, Crawford & Von 1993) 所编制的休闲阻碍量表 (Leisure Constraint Scale)，并由作者将题目编修为28题之量表，将其量表进行因素分析与信度考验，共取得3个因素的总解释变异量为55.045%。Cronbach’s α系数介于.6049-.7449之间，在总量表的信度值为α=.7031。因此，显示本研究工具应具有一定程度之建构效度。
三、资料处理
 本研究运用SPSS统计套装软体，处理所有受试者测量资料，研究考验之显着水准定为α=.05。

参、结果与讨论
表一  各背景特性的人数与百分比
背景特性 人数 百分比
 性别  
 男性 119 36.73%
 女性 205 63.27%
 年龄  
      65-70岁 194 59.88%
      71-75岁 79 24.38%
      76-80岁 34 10.49%
      81岁以上 17 5.25%
 婚姻状况  
      已婚 275 84.88%
      未婚 13 4.01%
      丧偶 36 11.11%
    教育程度  
      国小(含肄业) 220 67.90%
      国中 49 15.12%
      高中、职 25 7.72%
      专科 16 4.94%
      大学院校 12 3.70%
      硕士 2 0.62%
      博士 0 0
    职业  
      军公教 12 3.70%
      服务业 8 2.47%
      制造业 8 2.47%
      商业 8 2.47%
      家管、退休人士 248 76.54%
      其他 40 12.35%
    个人月收入  
      15,000元以下 94 29.01%
      15,001-30,000元 20 6.17%
      30,001-40,000元 12 3.70%
      40,001-50,000元 3 0.93%
      50,001元以上 8 2.47%
      无收入 187 57.72%
 是否继续参与老人运动  
 是 315 97.22%
 否 9 2.78%

 表一中之各背景资料显示，于性别中，以女性人数较多205人（占63.27%），男性119人（占36.73%）；于年龄中，以65-70岁人数较多（占59.88%），依序为71-75岁（占24.38%），76-80岁（占10.49%），81岁以上（占5.25%）；于婚姻状况中，以已婚人数最多（占84.88%），其次为丧偶（占11.11%）、未婚（占4.01%）；教育程度中，以国小（含肄业）人数较多，占67.90%，其次为国中（占15.12%）、高中职（占7.72%）、专科（占4.94%）、大专院校（占3.70%）、硕士（占0.62%）、博士（0）；职业中，以家管、退休人士人数较多，占76.54%，其次为其他（占12.35%）、军公教（占3.70%）、服务业（占2.47%）、制造业（占2.47%）、商业（占2.47%）；个人月收入中，以无收入人数较多，占57.72%，其次为15,000元以下（占29.01%）、15,001-30,000元（占6.17%）、30,001-40,000元（占3.70%）、50,001元以上（占2.47%）、40,001-50,000元（占0.93%）；于是否为继续参与老人运动中，以会继续参加的人数较多为315人（占97.22%），不会继续参加人数仅有9人（占2.78%）。
 统计分析结果得知，在老人运动之参与动机的「知识拓展」、「社交人际」、「能力成就」以及「释放压力」等四个构面皆未达显着差异，t值介于-0.54471和0.289703之间，p＞.05。
 不同年龄对老人运动之参与动机的比较中，「知识拓展」、「社交人际」、「能力成就」以及「释放压力」等四个构面皆未达显着差异，F值介于0.753102和1.864027之间，p＞.05。
 不同婚姻状况对老人运动之参与动机之比较中，在老人运动之参与动机的「知识拓展」、「社交人际」、「能力成就」以及「释放压力」等四个构面皆未达显着差异，F值介于1.295414和2.927131之间，p＞.05。
 不同教育程度对老人运动参与动机之比较中，在老人运动之参与动机的「知识拓展」、「社交人际」、「能力成就」以及「释放压力」等四个构面皆未达显着差异，F值介于0.301187和0.691263之间，p＞.05。
表二  不同职业对老人运动之参与动机之比较
 平均值 标准差 F值 事后比较
知识拓展    
 军公教 3.875 0.324212 3.582125* 家管、退休人士＞军公教、家管、退休人士＞其他
 服务业 2.96875 1.103465  
 制造业 3.734375 0.90986  
 商业 3.265625 0.666271  
 家管、退休人士 3.477319 0.858647  
 其他 3.028125 0.580456  
社交人际    
 军公教 3.791667 0.500946 3.727774* 家管、退休人士＞其他
 服务业 2.578125 1.421985  
 制造业 3.5 1.041548  
 商业 3.515625 0.929279  
 家管、退休人士 3.518145 1.07872  
 其他 2.925 0.649087  
能力成就    
 军公教 3.880952 0.512672 2.859316* 军公教＞服务业
 服务业 2.642857 1.34663  
 制造业 3.517857 0.950487  
 商业 3.571429 0.771202  
 家管、退休人士 3.489631 1.057806  
 其他 3.05 0.621901  
释放压力    
 军公教 3.916667 0.410703 3.801463* 家管、退休人士＞其他
 服务业 2.589286 1.24876  
 制造业 3.214286 1.063577  
 商业 3.625 0.778492  
 家管、退休人士 3.516129 1.099632  
 其他 2.942857 0.705662  
*p＜.05

 由表二之统计分析结果得知，不同职业对老人运动之参与动机的「知识拓展」、「社交人际」、「能力成就」以及「释放压力」等四个构面皆达显着差异性，F值介于2.859316和3.801463之间，p＜.05。在「知识拓展」此一构面上，家管、退休人士之参与动机高于军公教，另外家管、退休人士之参与动机高于其他；在「社交人际」此一构面上，家管、退休人士之参与动机高于其他；在「能力成就」此一构面上，军公教之参与动机高于服务业；在「释放压力」此一构面上，家管、退休人士之参与动机高于其他。

表三  不同个人月收入对老人运动之参与动机之比较
 平均值 标准差 F值 事后比较
知识拓展    
 15,000元以下 3.756649 0.768011 5.850884* 15,000元以下＞无收入
 15,001-30,000元 3.43125 0.845338  
 30,001-40,000元 3.583333 0.89082  
 40,001-50,000元 4.125 0.216506  
 50,001元以上 3.5 0.810093  
 无收入 3.233289 0.819765  
*p＜.05

 由表三之统计分析结果得知，不同个人月收入对老人运动之参与动机在「社交人际」、「能力成就」以及「释放压力」等三个构面上，皆未达显着差异性，F值介于1.124686和1.341985之间，p＞.05；而在「知识拓展」此一构面上，达显着差异性，F值为5.850884，p＜.05，15,000元以下之参与动机高于无收入。

表四  是否继续参与社区老人运动对老人运动之参与动机之比较
 平均值 标准差 t值 p值
社交人际    
 是 3.459524 1.038974 2.900884* 0.003977
 否 2.444444 0.868528  
能力成就    
 是 3.454422 1.008758 2.409432* 0.016538
 否 2.634921 0.895314  
释放压力    
 是 3.457143 1.059224 2.489417* 0.0133
 否 2.571429 0.738863  
*p＜.05

 由表四之统计分析结果得知，是否继续参与社区老人运动对老人运动之参与动机的「知识拓展」此一构面上，未达显着之差异，t＝1.601269，p＞.05。在「社交人际」、「能力成就」以及「释放压力」等三个构面上，均达显着之差异t值介于2.409432和2.900884之间，p＜.05。而且，在此三个构面上，继续参与社区老人运动比不继续参与社区老人运动有较高之参与动机。

表五  不同性别对老人运动之阻碍因素之比较
 平均值 标准差 t值 p值
 人际互动    
 男性 2.848739 0.95939 2.833139* 0.005097
 女性 2.562602 0.710955  
*p＜.05
 由表五之统计分析结果得知，在老人运动之阻碍因素的「个人内在」、「结构性」此二个构面上，未达显着差异，t值介于-0.2545和0.409614之间，p＞.05；而在「人际互动」此一个构面达显着差异，t值为2.833139，p＜.05。而且，男性比女性有较高的阻碍因素。
 不同年龄对老人运动之阻碍因素的比较中，在「个人内在」、「人际互动」以及「结构性」等三个构面皆未达显着差异，F值介于0.363513和1.424066之间，p＞.05。
 不同婚姻状况对老人运动之阻碍因素比较中，在「个人内在」、「人际互动」以及「结构性」等三个构面皆未达显着差异，F值介于0.248904和2.904833之间，p＞.05。
 不同教育程度对老人运动阻碍因素之比较中，在「个人内在」、「人际互动」以及「结构性」等三个构面皆未达显着差异，F值介于0.300425和1.323655之间，p＞.05。

表六  不同职业对老人运动之阻碍因素之比较
 平均值 标准差 F值 事后比较
人际互动    
 军公教 2.861111 0.576621 4.412331* 家管、退休人士＞其他
 服务业 3.125 0.665177  
 制造业 2.625 0.999007  
 商业 2.75 0.556349  
 家管、退休人士 2.564516 0.826547  
 其他 3.15 0.699817  
*p＜.05

 由表六之统计分析结果得知，不同职业对老人运动之阻碍因素的「个人内在」、「结构性」等二个构面皆未达显着差异性，F值介于0.274105和1.102132之间，p＞.05。在「人际互动」此一构面上，达显着差异性，F值为4.412331；而且家管、退休人士之阻碍因素高于其他。

表七  不同个人月收入对老人运动之阻碍因素之比较
 平均值 标准差 F值 事后比较
个人内在    
 15,000元以下 2.502128 0.633301 3.049026* 15,000元以下＞15,001-30,000元
 15,001-30,000元 2.97 0.644899  
 30,001-40,000元 2.945455 0.329738  
 40,001-50,000元 3.033333 0.251661  
 50,001元以上 2.6 0.389138  
 无收入 2.736898 0.681142  
人际互动    
 15,000元以下 2.659574 0.890651 2.253453* 15,001-30,000元＞无收入
 15,001-30,000元 3.033333 1.002336  
 30,001-40,000元 2.75 0.877612  
 40,001-50,000元 3.333333 0.333333  
 50,001元以上 3.208333 0.615604  
 无收入 2.593583 0.755707  
*p＜.05

 由表七之统计分析结果得知，不同个人月收入对老人运动之阻碍因素在「结构性」此一个构面上，未达显着差异性，F值为1.37655，p＞.05；而在「个人内在」、「人际互动」等二个构面上，达显着差异性，F值介于2.253453和3.049026，p＜.05；而在「个人内在」此一构面上，15,000元以下之阻碍因素高于15,001-30,000元、而在「人际互动」此一构面上，15,001-30,000元之阻碍因素高于无收入。
 由统计分析结果得知，是否继续参与社区老人运动对老人运动之阻碍因素的「个人内在」、「人际互动」以及「结构性」等三个构面上，均未达显着之差异，t值介于-0.76533和0.165115，p＞.05。

表八  老人运动之参与动机与阻碍因素之相关性
 r值 p值
老人运动之参与动机 .201* .000
老人运动之阻碍因素  
*p＜.05

 老人运动之参与动机与阻碍因素之相关考验如表八，显示「老人运动之参与动机」及「老人运动之阻碍因素」之认同情形有显着之正相关，r＝. 201，p＜.05。亦即老人运动之参与动机和老人运动之阻碍因素是有相关性的。

表九  老人运动之参与动机与阻碍因素对于是否继续参与社区老人运动之多元回归分析模式摘要
模式 R R平方 调过后的R平方 估计的标准误 变更统计量 Durbin-Watson检定
     R平方改变量 F改变 分子自由度 分母自由度 显着性F改变 
1 0.149 0.022 0.016 0.16 0.022 3.636 2 320 0.027 1.882

表十  老人运动之参与动机与阻碍因素对于是否继续参与社区老人运动之变异数分析
模式  平方和 自由度 平均平方和 F检定 显着性
1 回归 0.194406 2 0.097203 3.63596* 0.027453
 残差 8.55482 320 0.026734  
 总和 8.749226 322   
*p＜.05

表十一  老人运动之参与动机与阻碍因素对于是否继续参与社区老人运动之多元回归分析系数
模式  未标准化系数 标准化系数 t 显着性 相关 共线性统计量
  B之估计值 标准误 Beta分配   零阶 偏 部分 允差 VIF
1 (常数) 1.08997 0.05067  21.5124 5.8E-21     
 老人运动之参与动机 -0.0275 0.01025 -0.1517 -2.6881 0.00756 -0.1432 -0.1486 -0.1486 0.95959 1.04212
 老人运动之阻碍因素 0.0116 0.01545 0.04235 0.75041 0.45356 0.01185 0.04191 0.04148 0.95959 1.04212

 由表九得知，由强迫进入法来进行回归方程式的建立模式，结果发现「老人运动之参与动机」及「老人运动之阻碍因素」二个自变项对于是否继续参与社区老人运动的影响R平方为.022，表示三个自变项可以解释老人是否继续参与社区老人运动之2%的变异量。模式考验的结果（如表十），指出回归效果达显着水准（F(2,320)=3.63596，p=.027453），具有统计上的意义。进一步对于个别自变项进行事后考验，系数估计的结果指出（如表十一），「老人运动之参与动机」具有最佳的解释力，Beta系数达-.26881，显示社区老人对于老人运动之参与动机越高，加入社区老人运动组织的意愿越低。

肆、结论与建议
一、各背景变项对社区老人运动参与动机之情形。
 (一)不同职业
 在社区老人参与动机方面于「知识拓展」、「社交人际」与「释放压力」此三个构面经过不同职业事后比较结果发现，家管、退休人员参与动机皆高于其他，这与Beard and Raghed (1983)参与动机的需求研究发现是相同的，主要是因为家管与退休人员对于参与休闲活动时，其需求会以知识拓展、社交人际与释放压力作为主要考量要素，因此于选择老人运动时，也会将此需求考虑进去。此外，在「能力成就」构面方面，发现军公教参与动机会明显高于服务业。据韩惠华（1997）研究发现，军公教人员于工作期间为配合政府政策，平时常会举办休闲活动或实际参与，而相较于服务业较以营利为主要诉求不同，而对于参与活动时之能力成就的认定相对地认知较高，所以也将影响参与社区老人运动的考量因素之一。因此，在参与动机四个构面上，如何针对不同职业背景者，推动社区老人运动，仍是老年人自觉较重要的分量变项，对于不同职业族群可设定不同之运动项目。
 (二)不同个人月收入
 于参与动机之「知识拓展」此一构面上，个人月收入15,000元以下参与动机高于无收入者。依据汤慧娟与宋一夫（2005）研究的结果指出，以Maslow的需求层次论来看，多数老年人以有限制的固定收入维生，在有较多的自由支配金钱时，才会考虑更高层次的需求。而在许多老人运动中，如关系到相关知识之拓展，对于老年人的参与上，可能需要考量其收入、退休金或是子女于经费上之支持度。
 (三)是否继续参与社区老人运动
 老人会继续参与社区老人运动，影响之因素包括了「社交人际」、「能力成就」与「释放压力」等三个构面，此研究结果与Pender (1996)及罗凯南（2001）所提出的研究结果相符。因此，在社区老人运动中，应持续推展具有此三个构面因素之社会活动，如此对于老人之参与动机将有正面之影响。
二、各背景变项对社区老人运动阻碍因素之情形。
 (一)不同性别
 老人运动阻碍因素分面，男性于「人际互动」上的认知上高于女性。Henderson (1991) 研究认为，尤其在各社交场合的参与，多数男性习惯于社交场合交际，所以如果人际互动低之老人运动项目，男性在参与上的阻碍认知上较高。而对于老人运动来说，运动强度相对较低，而在人际关系上多有所互动，反而是推动社区老人运动很重要的诱因。
 (二)不同职业
 不同职业中家管、退休人士同样在「人际互动」构面上，阻碍因素认知高于其他职业。汤慧娟与宋一夫（2005）认为老年人在基本生活条件安稳且能自我掌控之下，相对在人际关系的重视上也会相对提升，因此，于老人运动中提高人际互动，使其有其认同与安稳感，这对于提倡老人运动也有所助益。
 (三)不同个人月收入
 个人月收入15,000元以下对于「个人内在」此一构面之阻碍因素高于15,001-30,000元，相同的，收入较低之老人，对于个人内在阻碍因素会较高，所以在老人运动的设计上，应以「人」为中心。反而在「人际互动」上，月收入15,001-30,000元阻碍因素会高于无收入者，可能之原因，在于有较高月收入者，习惯认定人际互动是必须花费应酬，所以低消费之老人运动应较受老人欢迎。
三、社区老人运动参与动机及阻碍因素之关系
 研究结果发现，社区老人运动的参与动机，是会受阻碍因素所影响，因而提高社区老人运动的参与动机，包括「社交人际」、「能力成就」与「释放压力」等构面，减少阻碍因素，包括「个人内在」与「人际互动」。所以协助老人克服阻碍因素，继而提高参与动机是必要的。
四、社区老人运动参与动机及阻碍因素预测是否继续参与社区老人运动之情形
 社区老人对于老人运动之参与动机越高，加入社区老人运动组织的意愿越低，此研究结果与Pender (1996)及萧冰如（1998）所得研究结果是不同的。理论上参与的动机越高，透过老人运动个过程获得健康上的促进及愉悦感受，对于继续参与社区老人运动将有正面的效果；但其结果原因可能由于老人对于参与动机的感受较不明显，再者只有2%的解释变异量也似乎偏低，因此再参与动机上其实还是可再强化，鼓励老人继续参与社区老人运动。
二、建议
 根据上述之研究结果，提出以下建议。
 (一)在研究结果应用方面
 1.本研究发现，不管在参与动机或阻碍因素上，于许多变项上未凸显显着差异，再加上本研究对象的教育程度普遍不高，对于问题的认知与了解可能未能确实了解；因此，若能加强老年人资讯阅读了解的能力，建立再学习管道，并且适时考虑到老人年的感受及需求因素。
 2.就过去老人的职业、个人月收入都会影响老人参与社区老人运动的动机与阻碍因素，因此对于老人过去的职业别设计符合需求之活动内容增加参与动机之诱因，也降低其可能之阻碍因素；而对于活动内容花费之设计上，可能也偏向于所需较低费用或是免费之活动。
 (二)在后续研究建议方面
 建议后续有关老人研究可以改用访谈方式为主，针对其老人运动组织之负责人或相关干部进行深入访谈，较能切入其需求点。

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 志谢
 本研究为新竹县卫生局94年度委托研究计画，执行日期自94年12月1日至95年4月30日止，计画名称为新竹县社区老人运动行为相关性之探讨（新竹县社区老人运动参与动机及阻碍因素之研究-以新竹县湖口乡为例），此研究结果为研究计画之部分成果，投稿之际，其研究仍持续进行中，在此再次感谢新竹县卫生局之鼓励与支持，