前行研究旨在了解慢性疾病患者在疾病自我調適過程中的內在認知過程，即 疾病監控覺察與知覺疾病控制包含的認知因素。研究資料係由學者陳秀蓉等人 (2013)慢性患者初期、中期的疾病危機調適：後設認知策略取向模式探討之國科會 研究案而來，研究中依據對 34 名高血壓、糖尿病患者的質性訪談編製出疾病監控 覺察與知覺疾病控制量表，並使用預試樣本先進行量表施測，而前行研究則進行 對量表的項目分析、因素分析與信度分析，以確認疾病監控覺察與知覺疾病控制 的認知因素結構。
壹、預試樣本
研究者參與部分研究，依研究目的選擇部分資料分析。預試對象為立意取樣，
共計 134 名受試者，得 133 名有效預試樣本，受試者平均年齡為 61.02(標準差為 13.624)，男性樣本為 75 名(56.4%)，女性樣本為 58 名(43.6%)；其中填答高血壓問 卷者有 68 名(51.1%)，填答糖尿病問卷者有 65 名(49.9)。預試問卷採紙本方式作答，
並使用統計套裝軟體 SPSS21.0 進行項目分析、因素分析與信度考驗，以完成正式 研究所需的測量工具。
貳、慢性疾病監控覺察與知覺疾病控制之因素結構分析
根據 Wilde & Garvin (2007)的研究，疾病監控應該包含對疾病症狀、身體感 覺等相關訊息的覺察，以及對疾病的相關測量與記錄，並且要加上疾病知識的監 控、內在動機與整體性評估判斷。疾病控制係根據 Leach & Schoenberg (2008)與 Scobbie, Wyke, & Dixon (2009)的研究結果，應納入對個體認知、情緒、生活方式 上的目標設定、自我照護策略選擇，以及評量自身實行疾病控制的可能阻礙，綜 合學者疾病監控、疾病控制之概念，陳秀蓉等人(2013)再依據質性訪談個案，依照 訪談內容進行內容分析，歸列出在疾病監控部分及疾病控制部分的類別，編列出 量化問卷，並在編製完成題項後邀請三位專家審題。自編量表中分成五部分：疾
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Bartlett 球形檢定卡方值為 621.75，自由度為 45，顯著性 p<.001，可知資料適合 進行因素分析。繼而採用主軸因子法的因素抽取方法，採以 Kaiser 的最大變異 法(Varimax)做直交轉軸，保留特徵值大於 1.0 的因素，抽取出兩個因素，兩個 因素特徵值介於 1.10 到 4.90 之間，解釋變異量分別為 48.96%、11.03%，可解 釋之總變異量為 59.98%，效度分析結果如表 3-1-2 所示。本量表抽取出之兩個 因素，依據量表編製架構與題目內涵分別命名為：覺察確認身體症狀(MA1)及 依賴外在訊息監控(MA2)。
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*p<.05，**p<.01，***p<.001
2. 因素分析
同樣以探索性因素分析考驗建構效度，得 KMO 值.622，Bartlett 球形檢定卡方 值為 106.397，自由度為 15，顯著性 p<.001，可知資料適合進行因素分析。繼 而採用主軸因子法的因素抽取方法，採以 Kaiser 的最大變異法(Varimax)做直交 轉軸，保留特徵值大於 1.0 的因素，抽取出兩個因素，兩個因素特徵值介於 1.18 到 2.16 之間，解釋變異量分別為 35.94%、19.61%，可解釋之總變異量為 55.55%，
效度分析結果如表 3-1-5 所示。本量表抽取出之兩個因素，但第二個因素中 M_14
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標準，分量表信度較低，可能原因因偏態影響題目 M_13：因為信任醫師及 M_17：因為知道高血壓(糖尿病)需要長期的追蹤與治療而導致，但因仍有研究 意義，仍保留進行分析而總量表之 Cronbach’s α信度係數為.54，也達「普通」
標準，信度分析結果如表 3-1-6 所示。
表 3-1-6 疾病監控覺察之求醫動機量表信度分析表 量表
MB
層面 各層面
Cronbach’s α係數
總量表
Cronbach’s α係數 疾病監控
覺察之 求醫動機
被動求醫動機(MB1) .53 主動求醫動機(MB2) .51 .54
三、疾病監控覺察之後果監控量表(MC) 1. 項目分析
本研究針對自編量表進行項目分析以了解量表的適切性，並依據吳明隆、張毓 仁(2011b)之項目分析判準與指標，評判題目之優劣：(1)遺漏值檢定：遺漏值超 過全體受試者的 10%。(2)標準差：標準差數值小於 0.75。(3)偏態：偏態係數之 絕對值高於 1。(4)極端組比較法：未達顯著。(5)同質性檢驗：修正的題目與總 分相關低於.25，並刪除該題的α係數提高。依據上述評判指標，有 2 個以上不 良指標時，則該題視為不良題目。由表 3-1-7 的項目分析結果顯示，第 27 題未 達項目分析標準，視為不良題目，因此予以刪除。
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同樣以探索性因素分析考驗建構效度，得 KMO 值.725，Bartlett 球形檢定卡方 值為 556.99，自由度為 45，顯著性 p<.001，可知資料適合進行因素分析。繼而 採用主軸因子法的因素抽取方法，採以 Kaiser 的最大變異法(Varimax)做直交轉 軸，保留特徵值大於 1.0 的因素，抽取出三個因素，三個因素特徵值介於 1.08
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到 3.04 之間，解釋變異量分別為 27.64%、15.50%、9.84%，可解釋之總變異量 為 52.98%，效度分析結果如表 3-1-8 所示。本量表抽取出之三個因素，依據量
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分析結果如表 3-1-9 所示。
表 3-1-9 疾病監控之後果監控量表信度分析表 量表
MC
層面 各層面
Cronbach’s α係數
總量表
Cronbach’s α係數 疾病監控
覺察之 後果監控
預期藥物效果(MC1) .79 預期健康控制(MC2) .58 .66 自行調藥處置(MC3) .62
四、知覺疾病控制之自我照護行為量表(CA) 1. 項目分析
本研究針對自編量表進行項目分析以了解量表的適切性，並依據吳明隆、張毓 仁(2011b)之項目分析判準與指標，評判題目之優劣：(1)遺漏值檢定：遺漏值超 過全體受試者的 10%。(2)標準差：標準差數值小於 0.75。(3)偏態：偏態係數之 絕對值高於 1。(4)極端組比較法：未達顯著。(5)同質性檢驗：修正的題目與總 分相關低於.25，並刪除該題的α係數提高。根據上述評判指標，有 2 個以上不 良指標時，則該題視為不良題目。由表 3-2-10 的項目分析結果顯示，雖然第 13、
14 題未達項目分析標準，偏態且與總分的相關偏低，但由於考量到疾病控制中 多元的自我照護方法，戒菸及戒酒為醫療診斷及衡鑑上評判個體自我健康行為 的常用標準，並且這兩題題目在受試者作答情形上本就應呈現偏態的分布，不 適用項目分析中偏態的評判標準，並將題目予以保留。
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同樣以探索性因素分析考驗建構效度，得 KMO 值.827，Bartlett 球形檢定卡方 值為 962.61，自由度為 15，顯著性 p<.001，可知資料適合進行因素分析。繼而 採用主軸因子法的因素抽取方法，採以 Kaiser 的最大變異法(Varimax)做直交轉 軸，保留特徵值大於 1.0 的因素，抽取出四個因素，四個因素特徵值介於 1.25
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到 5.96 之間，解釋變異量分別為 39.74%、12.31%、9.40%、8.31%，可解釋之 總變異量為 69.76%，效度分析結果如表 3-2-11 所示。本量表抽取出之四個因素，
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本量表經項目分析及因素分析後，以「內部一致性」係數來考驗信度。本量表 兩個因素之 Cronbach’s α信度係數介於.69 至.87，顯示各分量表之信度達「普 通」標準以上，而總量表之 Cronbach’s α信度係數為.86，也達「普通」標準以 上，信度分析結果如表 3-2-12 所示。
表 3-2-12 知覺疾病控制之自我照護行為量表信度分析表 量表
CA
層面 各層面
Cronbach’s α係數
總量表
Cronbach’s α係數 知覺疾病
控制之 自我照護 行為
飲食與生活控制(CA1) .87 從事健康行為(CA2) .80 .86 調整心情想法(CA3) .83 減少不利行為(CA4) .69
五、知覺疾病控制之自我照護阻礙量表(CB) 1. 項目分析
本研究針對自編量表進行項目分析以了解量表的適切性，並依據吳明隆、張毓 仁(2011b)之項目分析判準與指標，評判題目之優劣：(1)遺漏值檢定：遺漏值超 過全體受試者的 10%。(2)標準差：標準差數值小於 0.75。(3)偏態：偏態係數之 絕對值高於 1。(4)極端組比較法：未達顯著。(5)同質性檢驗：修正的題目與總 分相關低於.25，並刪除該題的α係數提高。依據上述評判指標，有 2 個以上不 良指標時，則該題視為不良題目。由表 3-2-13 的項目分析結果顯示，此分量表 的題目達項目分析標準。
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以探索性因素分析考驗建構效度，得 KMO 值.877，Bartlett 球形檢定卡方值為 423.279，自由度為 36，顯著性 p<.001，可知資料適合進行因素分析。繼而採用 主軸因子法的因素抽取方法，採以 Kaiser 的最大變異法(Varimax)做直交轉軸，
保留特徵值大於 1.0 的因素，抽取出兩個因素，兩個因素特徵值介於 1.03 到 4.35 之間，解釋變異量分別為 48.30%、11.40%，可解釋之總變異量為 59.70%，效度 分析結果如表 3-2-14 所示。本量表抽取出之兩個因素，依據量表編製架構與題 目內涵分別命名為：知覺內在限制(CB1)及知覺外在限制(CB2)。
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症狀監控、求醫動機與後果監控的覺察，而知覺到的疾病控制包含知覺自我照護 行為與知覺自我照護阻礙。研究將依據前行研究的分析結果，使用疾病監控覺察 與知覺疾病控制量表為研究工具，測量個體疾病監控覺察與知覺疾病控制表現，
並進行研究假設的驗證。
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