第三章 研究結果
第五節 結構方程模型
運用表 35 共變異數矩陣運算負向生活事件、正向認知風格、常態化認知風 格、負向認知風格、焦慮特質、動作性衝動、不善計畫性衝動、躁症與鬱症的預 測變項對潛在變項之因素負荷量結果如圖 14 至圖 22 所示。上述結果顯示各潛在 變項與預測變項之間，具有相當程度之因素負荷量，且未有殘差共變之情形出現。
將各潛在變項對預測變項之因素負荷量、各預測變項對潛在變項之解釋程度（R2）， 以及觀察其效果是否達顯著整理如表 36。由表 36 可知，這些預測變項能解釋潛 在變項 31%到 86%的變異量，未有解釋不足的狀況發生，雖然有些預測變項解 釋力偏低，但仍在可接受範圍。
圖 14：負向生活事件之預測變項因素負荷量示意圖。
註：生活壓力量表（LIFE）。
圖 15：正向認知風格之預測變項因素負荷量示意圖。
註：輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQ-H）。
圖 16：常態化認知風格之預測變項因素負荷量示意圖。
註：輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表（HIQ-NE）。
圖 17：焦慮特質之預測變項因素負荷量示意圖。
註：STAI 為特質性焦慮量表。
圖 18：動作性衝動之預測變項因素負荷量示意圖。
註：衝動性量表之動作性衝動分量表（BIS-M）。
圖 19：不善計畫性衝動之預測變項因素負荷量示意圖。
註：衝動性量表之不善計畫性衝動分量表（BIS-P）。
圖 20：負向認知風格之預測變項因素負荷量示意圖。
註：反應風格量表（RSQ）。
圖 21：躁症之預測變項因素負荷量示意圖。
註：奧特曼自評躁症量表（ASRM）。
圖 22：鬱症之預測變項因素負荷量示意圖。
表 36
運用表 35 共變異數矩陣運算結構方程模型，表 37 列出本研究所提之假設模 式、競爭模式，以及以假設模型修飾指標（modification indices, MI）修正之各模 型契合度指標。由表 37 可見，假設模型與競爭模型之比較契合指標（comparative fit index, CFI）為 .90 與 .92，為模型適配度佳（Bentler, 1990）。而殘差均方根（root mean square residual, RMSEA）皆低於 .08，雖未及理想模型適配程度，但仍為 模型適配尚可之程度（Steiger, 1990）。由表 37 亦可知，假設模型與競爭模型皆 具備中等以上之模型配適度，能以此模型推論雙相情緒障礙症之病程發展可能性。
此外，依據比較契合指標與殘差均方根，此二模型擁有相同之模型適配度（假設 模型：CFI = 0.90，RMSEA = 0.07；競爭模型：CFI = 0.92，RMSEA = 0.07），但 於標準化均方根（standardized root mean square residual, SRMR）中，則假設模型 擁有較佳之模型適配度（假設模型：SRMR = .09；競爭模型：SRMR = .12）。綜
註：χ2/df 越小越佳；CFI/TLI > .90 較佳；RMSEA<.08 較佳；SRMR<.08 較佳。
表 38
假設模型路徑係數之標準化解
路徑 β
t p
焦慮特質-負向生活壓力 .62 14.98 <.01**
正向認知風格-負向生活壓力 -.16 -2.43 .02*
常態化認知風格-負向生活壓力 .50 8.74 <.01**
負向認知風格-負向生活壓力 .28 4.28 <.01**
動作性衝動-焦慮特質 .43 7.51 <.01**
不善計畫性衝動-焦慮特質 .30 4.95 <.01**
躁症-負向生活壓力 -.04 -0.37 .71
躁症-正向認知風格 .33 4.73 <.01**
躁症-常態化認知風格 .08 0.85 .40
躁症-焦慮特質 -.33 -3.51 <.01**
躁症-動作性衝動 .23 2.83 <.01**
鬱症-負向生活壓力 .21 3.47 <.01**
鬱症-正向認知風格 -.00 -0.01 .99
鬱症-焦慮特質 .61 10.69 <.01**
鬱症-不善計畫性衝動 -.03 -0.57 .57
鬱症-負向認知風格 .05 0.97 .33
*p<.05. **p<.01.
圖 23：假設模型的標準化解。
*p <.05. **p<.01.
由圖 23 與表 38 可知，負向生活壓力對於焦慮特質、常態化認知風格、負向 認知風格與鬱症具有正向影響（β焦慮特質-負向生活壓力 = .62，p < .01；β常態認知風格-負向生活壓力
= .50，p < .01；β負向認知風格-負向生活壓力 = .28，p < .01；β鬱症-負向生活壓力 = .21，p < .01），對 於正向認知風格與躁症則為負向影響（β正向認知風格-負向生活壓力 = -.16，p = .02；β躁症-負向
生活壓力 = -.04，p = .71）；情緒因素方面，焦慮特質對動作性衝動、不善計畫性衝 動與鬱症為正向影響（β動作性衝動-焦慮特質 = .43，p < .01；β不善計畫性衝動-焦慮特質 = .30，p < .01；
β鬱症-焦慮特質 = .61，p < .01），對躁症則為負向影響（β躁症-焦慮特質 = -.33，p < .01），動 作性衝動對躁症有正向影響（β躁症-動作性衝動 = .23，p < .01），而不善計畫性衝動對 鬱症有些微的負向影響（β鬱症-不善計畫性衝動 = -.04，p = .49）；認知因素方面，正向認 知風格對躁症為正向影響（β躁症-正向認知風格 = .33，p < .01），對鬱症有些微負向影響
（β鬱症-正向認知風格 = -.00，p = .99）；常態化認知風格對躁症有些微的正向影響（β躁
症-常態化認知風格 = .08，p = .40）；負向認知風格對鬱症有些微的正向影響（β鬱症-負向認知風
格 = .05，p = .33）。
SEM 分析結果亦指出本研究的假設模型之修飾可能。根據模型修飾指標
（modification indices, MI）的分析結果，正向認知與焦慮特質之間的指數達 26.74，
可能之參數負荷量為 -.47，與不善計畫性衝動之間的指數達 24.99，可能之參數 負荷量為 -.36，常態化認知與焦慮特質之間的指數達 20.53，可能之參數負荷量 為 .39，負向認知與焦慮特質之間的指數達 16.45，可能之參數負荷量為 .25。而 本研究所提之假設模型適配度已達中等以上，雖修飾模型之模型適配度有所提升，
但未有顯著之提升與變化，因此本研究仍以假設模型為主要的預測病理模型。
進一步分別針對負向生活壓力到躁症和鬱症之路徑，以及焦慮特質到躁症和 鬱症之路徑進行中介效果檢定，其直接效果與間接效果統整如表 39。結果發現 負向生活壓力到躁症之路徑有間接效果存在，其會透過焦慮特質間接影響躁症
（間接效果量為 -.20，p < .01），且也透過焦慮特質、動作性衝動間接影響躁症
過焦慮特質影響鬱症（間接效果量為 .37，p < .01），而焦慮特質到鬱症之路徑無
後與去除焦慮特質後的兩個修正模型的直接效果、間接效果之標準化解分別如表 41 與表 42 所示。由表 40 可知，去除認知因素之模型與去焦慮特質之模型能簡 化原假設模型，且其模型適配度未下降並皆為中等以上（去除認知因素模型：
CFI = 0.96，RMSEA = 0.07，SRMR = 0.06；去除焦慮特質模型：CFI = 0.92，RMSEA
= 0.07，SRMR = 0.09）。但去除焦慮特質之模型，相對於假設模型，其認知因素 有顯著的間接與直接效果（請參圖 25 與表 42），顯示出焦慮特質去除後，認知 因素之影響力提升並達顯著了。這現象或許可由情緒因素與認知因素具有共線性 的關係來加以解釋，因為由表 19 可知，焦慮特質與認知因素有顯著相關（HIQ-H:
r = -.31, p < .01; HIQ-NE: r = .45, p < .01; RSQ: r = .34, p < .01）
，且正向認知風格 與躁症原本即有顯著相關（HIQ-H: r = .30, p < .01），正向認知風格和負向認知風 格與鬱症亦有顯著相關（HIQ-H: r = .30, p < .01; RSQ: r = .28, p < .01）。易言之，由於情緒因素與認知因素具有共線性，因此相較於同時將此二因素一併納入考量
的假設模型，當僅考量認知因素時（亦即去除焦慮後的修正模型），認知因素的
影響力便得以顯現出來了。此外，由表 40 可知，去除認知因素之模型其適配度 提升較去除焦慮特質模型為多（去除認知因素模型：CFI = 0.96；去除焦慮特質 模型：CFI = 0.92），顯示出情緒因素較認知因素有較大影響力。另一方面，由於 去除認知因素之模型與去除焦慮特質之模型，其適配度都在中等以上，此也進一 步顯示出情緒因素與認知因素皆有其重要性，也說明了在假設模型中，認知因素 雖然因為與情緒因素共線性之故而在負向生活壓力至躁症或鬱症間未能有顯著 之間接效果存在，但仍須將之納入考量，俾能同時重視認知因素與焦慮特質在病 程發展中的重要性。
具體而言，由圖 24 與表 41 可知，在去除認知因素的模型中，負向生活壓力 會透過焦慮特質影響躁症與鬱症，且會透過焦慮特質和動作性衝動影響躁症（間 接效果量：β躁症-焦慮特質-負向生活壓力
= -.27，p < .01；β
鬱症-焦慮特質-負向生活壓力= .38，p < .01；β
在去除焦慮特質的模型中，負向生活壓力會透過正向認知風格影響躁症（間接效 果量：β躁症-正向認知風格-負向生活壓力
= -.06，p = .04）
，且正向認知風格對躁症有直接正向 影響（β躁症-正向認知風格= .41，p < .01）
；負向生活壓力透過正向認知風格與負向認知 風格影響鬱症（間接效果量：β鬱症-正向認知風格-負向生活壓力= .03，p = .07；β
鬱症-負向認知風格-負向生活壓力
= .06，p < .01）
，且正向認知風格對鬱症有直接負向影響，負向認知風格對鬱症有直接正向影響（β鬱症-正向認知風格
= -.18，p < .01；β
鬱症-負向認知風格= .23，p < .01）
。 綜觀上述，因去除認知因素之模型與去除焦慮特質之模型，其適配度都在中等以 上，且去除焦慮特質之模型，其認知因素有顯著的間接與直接效果，顯示出焦慮 特質與認知因素皆有其重要性，因此本研究於後續之討論仍以本研究所提之假設 模型進行討論。表 40
假設模型與修正模型之模型適配度指標
假設模型 去除認知因素模型 去除焦慮特質模型
df 75 50 64
χ2/df 10.85 6.62 8.54
CFI 0.90 0.96 0.92
TLI 0.89 0.95 0.91
RMSEA 0.07 0.07 0.07
SRMR 0.09 0.06 0.09
註：χ2/df 越小越佳；CFI/TLI > .90 較佳；RMSEA<.08 較佳；SRMR<.08 較佳。
圖 24：去除認知因素模型的標準化解。
**p<.01.
表 41
去除認知因素模型直接效果、間接效果之標準化解
路徑及效果種類 β
t p
躁症-負向生活壓力
直接效果 -.20 -3.01 <.01
間接效果 -.18 -3.34 <.01
躁症-焦慮特質-負向生活壓力 -.27 -4.46 <.01 躁症-動作性衝動-焦慮特質-負向生活壓力 .09 3.33 <.01
躁症-焦慮特質
直接效果 -.30 -3.50 <.01
間接效果 .14 3.47 <.01
躁症-動作性衝動-焦慮特質 .14 3.47 <.01
鬱症-負向生活壓力
直接效果 .58 13.57 <.01
間接效果 .37 8.73 <.01
鬱症-焦慮特質-負向生活壓力 .38 8.61 <.01 鬱症-不善計畫性衝動-焦慮特質-負向生活壓力 -.01 -0.82 .42
鬱症-焦慮特質
直接效果 .61 11.62 <.01
間接效果 -.01 -0.82 .41
鬱症-不善計畫性衝動-焦慮特質 -.01 -0.82 .41
**p <.01.
圖 25：去除焦慮特質模型的標準化解。
*p<.05. **p<.01.
表 42
去除焦慮特質模型直接效果、間接效果之標準化解
路徑及效果種類 β
t p
躁症-負向生活壓力
直接效果 -.16 -2.28 .02*
間接效果 .03 0.40 .69
躁症-正向認知風格-負向生活壓力 -.06 -2.04 .04*
躁症-常態化認知風格-負向生活壓力 .01 0.29 .77
躁症-動作性衝動-負向生活壓力 .07 1.94 .05
鬱症-負向生活壓力
直接效果 .59 13.78 <.01**
間接效果 .10 3.66 <.01**
鬱症-正向認知風格-負向生活壓力 .03 1.84 .07
鬱症-不善計畫性衝動-負向生活壓力 .01 1.02 .31
鬱症-負向認知風格-負向生活壓力 .06 2.92 <.01**
*p <.05. **p <.01.