第四章 研究結果
第一節 研究一 病人人口學、臨床與出席狀況特性和結束治療方式
的關係
一、中輟的比率
完成治療者、事先告知者、不告而別者的比率分別是 34%、36.1%、29.9%，
三者的比率沒有顯著差異（χ2=0.58, df=2, P=0.75)，見表 6。若分別以未出席至少 12 次的治療期談話（定義一：治療次數低於一定次數）、未出席治療期的最後一 次約定談話（定義二：未出席最後談話）、約定最少 12 次以上的治療期談話並出 席治療期的最後一次談話（定義三：未完成整個療程）等三種方式來定義中輟治 療，所產生的中輟率分別是 63.9%、40.2%、66%，三者有顯著的差異(χ2=16.21, df=2, P<0.001) ，定義二的中輟率顯然比定義一(χ2=10.93, df=1, P =0.001)、定義三 (χ2=12.94, df=1, P<0.000)的中輟率來得低，至於定義一與定義三的中輟率則沒有明 顯差異（χ2=.09, df=1, P =0.76）。
由於本研究納入的病人都有進入治療期，且區隔中輟與否的治療期治療次數 是 12 次，為方便有興趣的讀者與過去研究結果進行比較，若分別以出席治療總次 數 1,2, 3..., 12 次(包括評估期與治療期)做為定義中輟與否的標準，其中輟率分別 是 2.1%、6.2%、11.3%、18.6%、25.8%、36.1%、41.2%、47.4%,、52.5%、59.8%、
62.9%、71.1%。 不過，因為在本研究中從未出席治療或者在評估期中未承諾進入 治療期的病人都未納入研究中，所以與一般研究相較，前述的數據偏低。
若以生存分析呈現參與治療次數與繼續接受治療的生存函數關係，從圖 11 與圖 12 中可以看到中輟治療組（即未完成治療組）(圖 11)或者提早告知組與不告
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而別組(圖 12)參與治療次數與繼續接受治療的生存函數之間的關係呈現一個平滑 的曲線，隨著治療次數越多，繼續接受治療的機率越低，或者說中輟治療的累積 風險越高。在圖 11 中，完成治療組和中輟治療組繼續接受治療的生存率（中輟率）
有明顯的差異，Log Rank（Matel-Cox)檢驗的結果（χ2=73.78, df=1, P<0.000）顯示 完成治療組治續接受治療的狀況顯然優於中輟治療組，前者如本研究所界定的，
要一直到治療期 12 次談話結束後才會停止治療。中輟治療組參加完第四次、五次、
六次、十次治療後的生存率下降較快，這四次治療所增加的中輟機率相對較高，
分別增加了 10.9%、11%、15.6%、10.9%的中輟者，是中輟風險比較高的幾次治療。
在圖 12 中，完成治療者相較於提早告知者或者不告而別者，其繼續接受治療的生 存率（中輟率）也有明顯的差異，Log Rank（Matel-Cox)檢驗的結果顯示完成治療 組治續接受治療的狀況顯然優於提早告知組（χ2=73.85, df=1, P<0.000）與不告而別 組（χ2=56.34, df=1, P<0.000），而後兩者繼續接受治療的生存率（中輟率）則沒有 明顯的差異（χ2=0.07, df=1, P=0.79）。提早告知組參加完第六次、八次、十次治療 後繼續接受治療的生存率下降較快，這三次治療所增加的中輟機率相對較高，分 別增加了 17.1%、11.5%、14.3%的中輟者，是中輟風險比較高的幾次治療。不告 而別組參加完第四次、五次、六次、七次治療後的生存率下降較快，這三次治療 所增加的中輟機率相對較高，分別增加了 13.8%、13.8%、13.8%、10.4%的中輟者，
是中輟風險比較高的幾次治療。
不管是將病人結束治療的方式區分為兩組或者三組，生存分析的結果顯示接 受治療 4-6 次之間的生存率有比較明顯的下降現象，而相較於採取不告而別方式中 輟治療的病人，中輟時會提早告知的病人會稍微延後此趨勢，要到第六次之後生 存率才有比較明顯的下降，因此執行短期心理治療時需要在這段期間特別留意病 人參與治療的意願變化。
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圖 11 實際出席治療次數與生存函數的關係（完成治療與中輟治療）
圖 12 實際出席治療次數與生存函數的關係（完成治療、提早告知與不告而別）
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二、參與治療的次數
本研究全體樣本參與治療的平均次數為 8.76 次，中位數為 9 次，眾數為 13 次。其中完成治療者、事先告知者、不告而別者參與治療次數的平均數分別是 13.12、6.69、6.31 次，中位數分別是 13、6、6 次，眾數分別是 13、6、4 次。完 成治療者、事先告知者、不告而別者參與治療的平均數有顯著差異，因為組間變 異數不同質，故採用 Welch 與 Brwon-Forsythe 進行檢定，F(2, 94)值分別為 48.76
（p<.001）與 66.03（df=2, p<.001）。Dunnett T3 與 Games-Howell 事後比較的結果 顯示完成治療者與事先告知者之間、完成治療者與不告而別者之間存在顯著差 異，兩種分析方法對二組進行比較的 p 值都<.001，但是事先告知者與不告而別者 之間的差異不明顯，Dunnett T3 的 p=.94，Games-Howell 的 p=.88。
三、人口學特性的組間差異
完成治療者、事先告知者、不告而別者三類病人在教育程度、婚姻狀態、家 庭狀態、職業等級、就業狀態等人口學變項上都沒有顯著差異。詳見表 6。但是三 類病人在性別（χ2=9.55, p=.009）與年齡(Welch F=4.55, df=2, 63, p=.014;
Brown-Forythe F=3.99, df=2, 92, p=.022; )上有顯著差異。針對性別的差異，進一步 將三類病人兩兩比較的結果顯示：完成治療者—提早告知者間沒有顯著差異；但 是完成治療者—不告而別者間（χ2=9.00, p=.003）、提早告知者—不告而別者間
（χ2=3.90, p=.049）有顯著差異，完成治療與提早告知者比較可能是女性，不告而 別者比較可能是男性。年齡差異經過 Dunnett 與 Games-Howell 事後比較的結果顯 示：只有完成治療者—不告而別者間的年齡有顯著差異（兩種分析法的 p 值都 是.01），完成治療者—提早告知者間、提早告知者—不告而別者間則沒有顯著的 年齡差異；完成治療的病人年齡較大，不告而別的病人年齡較小。詳見表 9。
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由於表 7 中有許多細格的次數低於 5，比率超過 20%，可能影響卡方分析的 結果(李金泉，2010，15-3 頁)，因此將教育程度、婚姻狀態、職業等級、就業狀態、
精神科診斷幾個變項的類別進行進一步的合併，以減少變項的類別數量，重新進 行卡方分析的結果如表 8，但這些變項並沒有顯著的組間差異。
四、臨床特性的組間差異
完成治療者、事先告知者、不告而別者三類病人只在過去是否曾經有心理治 療或諮商經驗此一變項上有顯著差異（χ2=9.60, df=2, p=0.08），在是否同時接受藥 物治療、精神科診斷、過去精神科住院經驗、心理治療等候時間等變項上都沒有 顯著差異。針對有無心理治療經驗的差異，進一步將三類病人兩兩比較的結果顯 示：完成治療者—提早告知者間沒有顯著差異；但是完成治療者—不告而別者間
（χ2=8.60, p=.003）、提早告知者—不告而別者間（χ2=5.19, p=.023）有顯著差異，
不告而別者比較可能是過去沒有心理治療或諮商經驗的人，完成治療者與提早告 知者比較可能是過去有治療經驗的人。詳見表 10。
五、出席狀況的組間差異
表 9 的結果顯示完成治療者、事先告知者、不告而別者三類病人在準時出席 次數、無故缺席次數、治療期應出席次數、整體療程應出席次數、治療期實際出 席次數、整體療程實際出席次數等方面存在著顯著差異。但是由於各種出席變項 出現的次數受到已約定（應出席）治療次數影響，使得各組之間發生特殊出席狀 況的條件不同，理論上病人約定的治療次數越多，有越大的機會會出現各種特殊 的出席狀況，包括：準時、遲到、取消會談、更改時間……等等諸多現象，因此
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*p<.05, **p<.01, ***p<.001 a.Brown-Forsythe 檢驗
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這些變項的絕對次數差異並不具有太大的實際意義。所以這些變項的絕對次數必 須除以應出席治療次數再進行比率分數的比較。
表 9 下半部顯示各種特殊出席變項比率分數比較的結果，完成治療者、事先 告知者、不告而別者三類病人在準時出席比率、取消會談比率、無故缺席比率、
治療期實際出席比率、整體療程實際出席比率等變項上都有明顯差異，但是在其 他出席變項比率上則沒有明顯差異。其中，除了準時出席比率的組間變異數具有 同質性外，其他四個顯著差異變項的組間變異數都不具有同質性，差異檢驗若是 經過 Welch 與 Brown-Forsythe 校正，無故缺席比率、取消會談比率、治療期實際 出席比率、整體療程實際出席比率等變項的 Welch 與 Brown-Forsythe F 值都將明 顯提升，分別成為：24.34（p<.001）與 38.09(p<.001)、7.20（p=.002）與 5.62(p=.005)、
26.81（p<.001）與 17.07(p<.001)、24.40（p<.001）與 18.40(p<.001)。
針對前述達到顯著組間差異的出席比率變項進行事後多重比較，結果呈現於 表 10。從表中可以看出，首先，完成治療者準時出席的比率明顯高於提早告知與 不告而別者，但是後兩者之間的差異不明顯。因此，完成治療者顯然較其他兩類 病人更願意準時出席，較容易準時出席成為完成治療者的識別特徵。第二，提早 告知者取消會談的比率則明顯高於完成治療者，但是完成治療—不告而別之間、
提早告知－不告而別者之間的差異不明顯，完成治療者較少取消會談可能是因為 他們通常會準時出席。提早告知－不告而別者之間取消會談的差異不明顯之結果 和預期不吻合，不告而別者除了比較容易無故缺席外，也比較容易取消會談。第 三，不告而別者無故缺席的比率明顯高於完成治療者與提早告知者，但是完成治 療—提早告知之間的差異不明顯，因此較容易無故缺席成為不告而別者的識別特 徵。完成治療者較少會無故缺席，可能是因為他們通常會準時出席；提早告知者 較少會無故缺席，可能是因為他們通常會提早請假。第四，治療期實際出席比率 方面，完成治療者明顯高於提早告知者與不告而別者，而提早告知—無故缺席之 間的差異則不明顯，這和完成治療者較少取消會談（請假）與無故缺席有關。第
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五，整體實際出席比率方面，完成治療者高於提早告知與無故缺席者，而且提早 告知者也高於無故缺席者，這反映了三類病人整體而言參與治療的不同程度，完 成治療者參與的程度最高，而不告而別者參與的程度最低，提早告知者則介於中 間。
圖 13 呈現了三類不同結束治療方式病人在五個具有顯著組間差異的出席比
圖 13 呈現了三類不同結束治療方式病人在五個具有顯著組間差異的出席比