教育程度、婚姻狀況、工作年資、家庭子女數、身體質量指數、最近一 年內的請病假天數、健康促進課程等及健康概念、健康行為自我效能、
自覺健康狀況等 11 個自變項進行複迴歸分析，剔除未達顯著水準之變項 後，發現有四個變項能有效的預測健康促進生活型態，分別為健康概念、
健康行為自我效能、自覺健康狀況及參與健康促進課程時數，共可解釋 健康促進生活型態變異量的 55.2%(表 4-28)。其最佳原始迴歸方程式如 下：
健康促進生活型態＝－13.993＋0.155(健康概念)＋0.795(健康行為自 我效能)＋1.177(自覺健康狀況)＋0.141(參與健 康促進課程時數）
由此複迴歸方程式中得知，健康概念、健康行為自我效能、自覺健 康狀況及參與健康促進課程時數，對研究對象之健康促進生活型態具影 響力; 亦即健康概念、健康行為自我效能、自覺健康狀況得分越高；參 與健康促進課程時數越多者，其健康促進生活型態得分越高，亦代表在 控制其他因子之下，健康促進生活型態與健康概念、健康行為自我效能、
自覺健康狀況及參與健康促進課程時數四個變項有正向相關。亦即，控 制健康行為自我效能、自覺健康狀況及參、健康促進課程時數三變項之 效應後，健康概念每增加一分，則健康促進生活型態之平均值多 0.155 分；控制健康概念、自覺健康狀況及參與健康促進課程時數三變項之效 應後，健康行為自我效能每增加一分，則健康促進生活型態之平均值多 0.795 分；控制健康概念、健康行為自我效能、參與健康促進課程時數三 變項之效應後，自覺健康狀況每增加一分，則健康促進生活型態之平均 值多 1.177 分；控制健康概念、健康行為自我效能、自覺健康狀況三變 項之效應後，參與健康促進課程時數每增加一分，則健康促進生活型態 之平均值多.141 分。
依據表4-28的結果，顯示此迴歸模式的考驗達顯著水準
(F=8.599,p< .001)，且健康概念、健康行為自我效能、自覺健康狀況及 參與健康促進課程時數等，能解釋健康促進生活型態的整體變異量為 55.2%。其中健康行為自我效能預測力最佳，解釋變異量為34.8% ，自覺 健康狀況、健康概念、參與健康促進課程時數之解釋變異量則分別為8.4%
、6.7%、2.3%。因之，研究假設五部份成立。
同時進行迴歸模式的診斷，樣本殘差值的累積機率分佈，沒有明顯 偏離，成一條由左下到右上的 45 度線，表示樣本符合觀察值常態性之假 設（圖 4-2）。另由殘差值與預測值的交叉散佈圖得知，散佈呈水平的隨 機分佈，表示樣本觀察值能符合常態性與變異數齊一性之假設（圖 4-3）。
由以上之檢測，可知此迴歸模式能滿足迴歸分析的常態性與變異數 齊一性等兩項基本假設，且由迴歸模式之診斷後，確定所得之迴歸模式 之合理性。所以推測健康概念、健康行為自我效能愈佳、自覺健康狀況 愈好、參與健康促進課程時數愈多，健康促進生活型態得分愈高；反之，
健康概念、健康行為自我效能愈佳、自覺健康狀況愈差、參與健康促進 課程時數愈少，則健康促進生活型態得分愈低。
研究結果可解釋總變異量 55.2%。而王秀紅等(民 81)的研究結果顯 示，自尊、外在權力型健康控制歸因、自覺健康狀況、年齡、社會經濟 地位等五個變項可解釋所有變異量的 23%；陳美燕、廖張京棣等(民 84) 的研究結果發現，年齡與教育程度是執行健康促進生活型態的影響因素
，其與自覺健康狀況共可解釋總變異量的 14%，相較之下，本研究結果之 解釋量較高。
Frank-Stromborg 等(1990)的研究則發現教育程度、收入、年齡、
工作狀況是重要預測因素，可解釋總變異量的 20%。但本研究中教育程度 未達統計上顯著相關，其乃因本研究之對象在此方面同質性較高，以致 於無顯著預測力。
另 Gill(1994)以青少年的研究發現，對健康的定義是促使個體採取 健康促進行為的原動力;而 Pender 等人(1990)之研究亦發現，對健康的 定義是健康促進生活型態的預測因子，與本研究結果一致，可見健康概 念對健康促進具有相當大的影響力。
宋素貞(民 87)研究之結果，發現健康行為自我效能、自覺健康狀況、
健康概念共可解釋健康促進生活型態所有變異量的 37%，其中以健康行為 自我效能的解釋變異量最高達 36%;黃毓華等(民 86)研究顯示健康行為自 我效能為最強預測因子，其餘依序為健康概念、性別與自覺健康狀態，
此四個變項共可解釋大學生健康促進生活型態變異量的 50.4%;仇方娟 (民 86)之研究結果顯示健康行為自我效能、自覺家人執行健康行為的狀 況、自覺健康狀況、或受同儕執行健康行為對其之影響程度、就讀學校 健康資源的利用性、自覺師長執行健康行為的狀況等六個變項，共可解 釋總變異量的 55.8%；張聖如(民 91)之研究結果顯示，健康行為自我效 能及自覺健康狀況，共可解釋總變異量的 53.3%，其中以健康行為自我效 能為健康促進生活型態的最強預測因子。
再比較國內兩項和本研究對象性質相似，卻未置入健康行為自我效 能變項之研究結果如下:林女理(民 91)以台北市學校護理人員進行研究
，將人口學特性、健康概念、自覺健康狀況置入研究中，結果呈現健康 概念、自覺健康狀況、年齡、及有無參與健康促進課程 4 個變項，可共 同預測健康促進生活型態，但其解釋變異量只有 25.1%，較本研究低 30.1%
；蕭順蘭(民 91)以公共衛生護理人員進行研究，亦將人口學特性、健康 概念、自覺健康狀況置入研究中，結果呈現公共衛年資、自覺健康狀況 及有無參與健康促進課程 3 個變項，可共同預測健康促進生活型態，但 其解釋變異量只有 25.1%，亦較本研究低 30.1%。而本研究結果健康行為 自我效能亦為最佳預測因子。
相較於 Wu,T.Y., ＆ Pender, N.J.,(2002).針對台灣青少年身體活 動的研究發現自我效能是身體活動的最佳預測因子，且和同儕共可解釋 變異量 30 %。
比較以上多項研究之結果顯示，健康行為自我效能對健康促進生活 型態具有最強的預測力。故對於健康行為自我效能較弱的中小學校護理 人員，更應加強其健康行為自我效能把握信念，以促進其健康生活型態 的執行。
經由以上探討得知，健康促進行為受許多因素的影響，故要達到改 變行為或影響，需採取多元設計及介入措施;因此首先需瞭解並分析其原 因，例如健康行為的動機、健康行為自我效能、環境中健康資源的提供 及週遭重要人物的人際支持程度等，再針對分析出之原因，設計多元介 入之策略，以利於執行。因此，加強學校護理人員健康促進生活型態之 預測因子，尤其針對預測力最強的健康行為自我效能給予加強，將有利 於健康促進行為之落實及推廣。
表 4-27 複迴歸分析自變項之共線性診斷
共線性診斷
Tolerance VIF 健康概念 0.703 1.423 健康行為自我效能 0.600 1.666 自覺健康狀況 0.693 1.442 參與健康促進課程時數 0.674 1.483
表 4-28 健康促進生活型態影響之複迴歸分析(N=113)
變項名稱 未標準化係數 標準化係數 調整後
R 平方 F P B 估計值 標準誤 Bata
T
截距 -13.993 18.196 健康概念 0.155 0.078 自我效能 0.795 0.123 自覺狀況 1.177 0.526 健促課程時數 0.141 0.063
0.151 0.531 0.171 0.173
1.996 6.476 2.237 2.233
55.2 8.599 <0.001