第四章 結果與討論
第三節 自尊與健康促進生活型態的相關性
Mean SD Mean SD Mean SD
整體健康 促進生活 型態
140.18 24.93 135.29 23.21 125.93 25.98 10.82*** （1）＞（3）
（2）＞（3）
表均呈顯著正相關。另一方面，學業自尊、身體自尊、家庭自尊、社會 自尊亦與整體健康促進生活型態及六分量表呈顯著正相關。
由上述研究結果，研究假設二：「研究對象的自尊與健康促進生活 型態有顯著相關」獲得支持；亦即自尊愈高者其健康促進生活型態越好。
表4-17 自尊與健康促進生活型態之皮爾森積差相關分析
生活型態 1 0.734** 0.850** 0.742** 0.801** 0.746** 0.714** 0.708** 0.596** 0.487** 0.588** 0.607**
人際間支
社會自尊 0.588** 0.541** 0.558** 0.425** 0.406** 0.335** 0.394** 0.847** 0.614** 0.447** 0.486** 1
** p<.01
第四節 研究對象健康促進生活型態之重要預測變項
將生活自尊總分及四層面自尊分開，分別加入個人背景因素12 項 變項的共線性分析。依據Klienbum, Kupper, Nizam and Muller 等（2008）
所提出的共線性診斷原則：變異數膨脹因素（variance inflation factor；
VIF）大於 10、條件指標（condition index；CI 值）大於 30，容忍度
（Tolerance）＜0.1 表示有共線性現象。表 4-19 結果顯示，VIF<10、
CI<30、容忍度介於 0 和 1 間，表示無共線性問題。
進一步做複迴歸分析，由表4-20 可知 F 值為 32.277，p< .001，達 到統計顯著水準，且調整後R2等於0.504。可見投入迴歸模式中的 13 個自變數共可解釋整體健康促進生活型態50.4％的變異量。而迴歸模 式中各參數的檢定顯示，4 個迴歸係數達顯著的變項是：生活自尊總分
（β=0.693，p< .001）、父親教育程度（中學/小學）（β=0.114，p< .05）、
父親教育程度（大專以上/小學）（β=0.132，p< .05）及年級（七年級/
*p<.05； ***p<.001
由表4-21 可知，研究對象之個人背景因素、生活自尊總分可以預 測人際間支持行為，且達統計顯著水準（F = 23.853，p< .001）。而調 整後R2為0.426，可見 13 個自變數共可解釋人際間支持行為 42.6％的 變異量。在13 個自變項中，有 3 個重要變項，分別是生活自尊總分
（β=0.625，p< .001）、性別（女/男）（β=0.188，p< .001）及父親教 育程度（中學/小學）（β=0.152，p<.01）。進一步分析可發現，研究
*p<.05；** p<.01；***p<.001
的變異量。在16 個自變項中，有 2 個重要預測變項，分別是生活層面
進一步分析可發現，研究對象中只與父親住、生活自尊較高者，其壓
歸係數可以看出，對研究對象健康責任行為影響最大的是生活自尊總
由表4-26 可知，研究對象之個人背景因素、生活自尊總分可以預 測營養行為，且達統計顯著水準（F=8.555，p<.001）。而調整過後 R2 為0.197，可見在迴歸模式中，投入的 13 個自變數共可解釋營養行為
綜合上述研究結果，研究假設三：「研究對象的個人背景因素及
其於皆<30。檢視社會自尊 CI 值為 31.113，與臨界值 30 相距不大，且
及年級（七年級/九年級）（β=0.089，p<.05），且 β 值都為正，顯示
與性別（女/男）（β=0.128，p<.01）。進一步分析可發現，研究對象
** p<.01；***p<.001
對象的社會自尊、家庭自尊及學業自尊愈高，其生命欣賞行為表現愈 好。
由表4-31 可知，研究對象之個人背景因素、學業自尊、身體自尊、
家庭自尊、社會自尊可以預測壓力處置行為，且達統計顯著水準
（F=11.129，p<.001）。而調整過後的 R2為0.288，可見在迴歸模式中，
投入的16 個自變數共可解釋壓力處置行為 28.8％的變異量。在 16 個 自變項中，有4 個重要預測變項，分別是社會自尊（β=0.218，p<.001）、
家庭自尊（β=0.200，p<.01）、學業自尊（β=0.154，p<.05）及家庭結
究對象的社會自尊、家庭自尊及學業自尊愈高，其壓力處置行為表現
*p<.05；** p<.01；***p<.001
由表4-33 可知，研究對象個人之背景因素、學業自尊、身體自尊、
** p<.01；***p<.001
由表4-34 可知，研究對象之個人背景因素、學業自尊、身體自尊、
綜合上述研究結果，無論是生活自尊總分或是四層面生活自尊來
本研究發現研究對象生活自尊總分呈現中間偏正向，且學業自 尊、身體自尊、家庭自尊、社會自尊也呈現中間偏正向的情形。
就整體自尊總分來看，本研究以生活自尊總分所呈現的研究結果 與國外學者Isabel and Jose（2008）調查巴西北部 15~18 歲青少年、國 內學者鄭方媛（2007）及賴香如等（2006）調查台北市國中生、秦志 慧（2006）調查台北縣國中生、張玉玲（2000）調查中部地區國中生 之結果相同，均呈現中間偏正向的情形。這些發現顯示，台灣不同縣 市國中學生的生活自尊都在中等以上，且與巴西北部之青少年相似。
就身體自尊和社會自尊來說，本研究結果與賴香如等（2006）有 關台北市國中生的研究相同。而李娟慧（2000）以台灣中部地區 1,060 名國中生為對象進行自尊與社會適應相關研究，結果指出生理自尊、
人際自尊及家庭自尊等為中等偏正向，亦與本研究結果相同。就學業 自尊與家庭自尊來說，本研究結果與Filozof et al.（1998）的研究結果 相同；而葉懿萱（2008）針對台北市兩所國中學生的縱貫性研究也發 現，三年間學業自尊、社會自尊都呈現中間偏正向的情形。但李娟慧
（2000）發現中部國中生的學業自尊略低於中間值。由以上可知，雖 然不同學者關注的自尊層面不同，但結果均指出國中學生的各層面自 尊為中間偏正向。
二、健康促進生活型態現況
本研究發現研究對象整體健康促進生活型態標準化得分指標為 66.93，屬中等程度。李秀珍（2006）針對台南縣國中生的研究，發現 健康促進生活型態標準化得分指標為68.16；陳昭伶（2004）調查基隆 地區高中職學生，發現其健康促進生活型態標準化得分指標為63.34；
鄭淑芬（2004）以桃園地區高中職學生為對象發現，健康促進生活型 態總標準化得分指標為65.63；李淑如（2006）探討大學生健康促進生 活型態之研究，發現健康促進生活型態標準化得分指標為64.52。若以 標準化得分來看，國中生的健康促進生活型態較高中生及大學生來得 好，可見如何持續鼓勵青少年學子執行健康促進生活型態是教育界需 要思考的；而本研究所得結果與李秀珍（2006）類似，整體來說，國 中生的健康促進生活型態均有中等以上程度。
另一方面，在健康促進生活型態的六分量表上，研究對象以「人 際間支持行為」得分最高，其餘依序為生命欣賞行為、壓力處置行為、
營養行為、健康責任行為，而以運動行為得分最低。「人際間支持行 為」得分最高的結果與楊瑞珍、蘇秀娟、黃秀麗（2001）針對國小、
國中、高中（職）及大學、鄭淑芬（2004）針對高中職學生相同；而
「運動行為」得分最低的結果與楊瑞珍、蘇秀娟、黃秀麗（2001）針 對國小、國中、高中（職）及大學、李秀珍（2006）針對國中生、仇 方娟（1996）針對五專生、鄭淑芬（2004）針對高中職學生、葉琇珠
（2000）及李淑如（2006）針對大學生的研究結果相同。由以上結果 可知，不同學級學生的健康促進生活型態中，運動行為都是較差的狀 況，這種現象可能是因為國內教育較偏重課業與升學，因而輕忽了日 常生活中運動習慣的養成與落實，為改善國中學生運動情形，在政策 及教學上仍待努力。
三、個人背景因素與健康促進生活型態的關係 （一）性別與健康促進生活型態
就性別來說，本研究結果發現女生的人際間支持行為得分高於男 生；而男生的運動行為得分高於女生。國外研究Chen, James and Wang
（2007）與國內楊瑞珍、蘇秀娟、黃秀麗（2001）、黃毓華、邱啟潤
（1997）、葉琇珠（2000）、鄭淑芬（2004）、李秀珍（2007）的研 究結果皆與本研究結果相同。
（二）年級與健康促進生活型態
年級方面，在整體健康促進生活型態、人際間支持行為、生命欣 賞行為、壓力處置行為、健康責任行為、運動行為和營養行為分量表 上均達顯著差異（p<.05）。整體來說，七年級在整體健康促進生活型 態及其他各分量表上的表現較好。此與羅沁芳（2003）針對國中生的 研究顯示一年級的健康促進生活型態比二、三年級為佳相同。李秀珍
（2007）的研究則指出，二年級的健康促進生活型態總分較三年級為 佳。另外，李淑茹（2006）、葉琇珠（2000）針對大學生的研究顯示，
大一學生的健康促進生活型態較好。低年級學生的健康促進生活型態 表現較高年級學生為佳的可能原因是高年級學生面對升學及較沈重的 課業壓力，因而影響健康促進生活型態的表現。
（三）家庭結構與健康促進生活型態
本研究發現研究對象之家庭結構與營養行為分量表達顯著差異
（p< .05），「雙親家庭」的研究對象營養行為表現較「單親家庭，與 父親住」者佳，但家庭結構與整體健康促進生活型態、人際間支持行 為分量表、生命欣賞行為分量表、健康責任行為分量表、壓力處理分 量表、運動行為分量表都未達顯著差異。而李秀珍（2007）針對台南 縣四所國中生所做的研究亦顯示，雙親家庭國中生的營養行為表現較
單親家庭者為佳。就社會學的觀點來看，造成此結果之原因可能為雙 親家庭者享有較多的父母關注、人力及經濟資本。Amato and Fernando
（1999）指出，父親或母親的缺席所形成的影響有所不同，小孩從母 親教養上得到的獲益較父親多，因為父親通常在教養時間上的參與較 少。而由研究結果可發現，營養行為分量表中得分最低者為「每日攝 取清淡不油膩的食物」，推究可能原因為單親與父住家庭，父親本身 除了扮演重要經濟支柱外，還需身兼母職，因而造成外食或購買速食 的情況增多所致。
（四）父母親教育程度與健康促進生活型態
本研究發現父親教育程度在整體健康促進生活型態、人際間支持 行為、生命欣賞行為、壓力處置行為、健康責任行為、運動行為和營 養行為分量表上均顯著差異（p<.05），且父親教育程度為「中學」、
「大專以上」者在整體健康促進生活型態、人際間支持行為、運動及 營養行為表現上較「小學」者佳；而在生命欣賞行為、壓力處置行為 分量表得分上，父親教育程度為「大專以上」者表現較「小學」者佳。
母親教育程度在整體健康促進生活型態、人際間支持行為、生命 欣賞行為、壓力處置行為、健康責任行為、運動行為、營養行為等分
母親教育程度在整體健康促進生活型態、人際間支持行為、生命 欣賞行為、壓力處置行為、健康責任行為、運動行為、營養行為等分