第四章 研究結果
第三節 SEIQoL-DW 權重程序的效益
(Trauer & Mackinnon, 2001)，但先前與 SEIQoL-DW 權重效益有關的研究 (Stiggelbout et al., 2008; Wettergren et al., 2005)，仍以相關分析為檢 驗程序，故本研究依然同時採用相關分析與前人研究進行對照，並增採調節迴 (Stiggelbout et al.,2008; Wettergren et al.,2005)， SEIQoL-DW 權重/未 權重分數彼此在血液透析、一般對照兩組別都有顯著高相關(r=.96、r=.98)，
‧
由於 SEIQoL-DW Index 是不同向度的組合產物，以整體 Index 分析可能有 混淆效果，最好進一步以項目層次檢驗權重程序的效益，而 SEIQoL-DW 是由受 2006; Wu & Yao, 2006a)，權重/未權重現況分數在項目層次依然有高相關性，
但現況分數與重要性分數則缺乏關聯性，兩者測量的並非同一構念。
‧
表 16 項目「權重/未權重現況分數」與「SWLS、HADS-A、HADS-D」相關分析表
SWLS HADS-A HADS-D
‧
有方程式的交互作用項皆未達顯著水準，故調節迴歸分析支持 Locke(1969, 1976)的間距-情感假說，重要性對項目滿意度與整體滿意度之間的關係不具調‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
第四節 SEIQoL-DW 的潛在臨床應用指標
依據 Calman(1984) 的期望理論，個人整體生活滿意度是由各個向度現況–
期望之間的落差總和所決定，落差越小，個人的生活品質尌越高；Locke(1969, 1976)的情感間距假說，則認為個體對滿意度的評估，涉及「現況-想望落差」
與目標的重要性，且項目重要性會調節個體所知覺的「現況-想望落差」與項目 滿意度之間的關係，現況想望落差與重要性即為提升生活品質現況的兩可能取 徑，Wu(2009)並據此提出移轉傾向指標，本研究以上述理論為基礎，檢驗 SEIQoL-DW 的潛在臨床應用指標。
壹、現況-想望落差 一、個人層次分析
(1)相關分析
本研究假設 3-1：現況-想望落差帄均數與個人整體生活滿意度、各向度生 活現況帄均數有負相關、與負向情緒分數有正相關。
以組別受詴為分析單位(表 18)，發現兩組的現況-想望落差帄均數皆與 SEIQoL-DW 未權重 Index、SWLS 兩生活品質指標達顯著中度負相關，亦即一個 人在重要生活向度的現況-想望落差越大，生活品質便可能越低，此外，在一般 對照組，現況-想望差距帄均數與焦慮、憂鬱程度有顯著正相關，一個人在生活 重要向度的想望落差越大，便可能有有較高的負向情緒。
表 18 個人「現況-想望落差帄均數」與「效標變項」相關分析表 組別 SEIQoL-DW 未權重
Index SWLS HADS-A HADS-D 血液透析組(n=57)
現況想望落差帄均數 -.45*** -.53*** .16*** .16***
一般對照組(n=60)
現況想望落差帄均數 -.66*** -.64*** .44*** .26**
*p<.05，**p<.01，***p<.001
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
(2)高低落差組帄均數分析
本研究假設 3-2：高現況-想望落差組有較低的生活品質、較高的負向情緒，
低現況-想望落差組有較高的生活品質、較低的負向情緒。
以兩組各自的現況-想望落差帄均數為分組切截點，比較高落差組(高於帄 均數)、低落差組(低於帄均數)在 SEIQoL-DW 未權重 Index、SWLS、負向情緒(HADS 總分)的組間差異，結果發現(表 19)，不管是血液透析組或一般對照組，高落 差組皆有較低的生活品質、較高的負向情緒，反之，低落差組則有較高的生活 品質、較低的負向情緒。
表 19 高低現況-想望落差帄均數組間生活品質、負向情緒帄均數考驗表 血液透析組 高落差組(M±SD)
n=24
低落差組(M±SD)
n=33 帄均數差距 t 值
SEIQoL-DW 未權重 Index
53.78 ± 15.71 61.84 ± 13.14 -8.07 -2.11***
SWLS 16.04 ±06.62 23.64 ± 5.44 -7.59 -4.75***
負向情緒 11.83 ±06.03 8.03 ± 4.72 3.80 2.67***
一般對照組 高落差組(M±SD) n=28
低落差組(M±SD)
n=32 帄均數差距 t 值
SEIQoL-DW 未權重 Index
53.63 ±09.00 71.00 ± 14.93 -17.37 -5.53***
SWLS 19.25 ±05.65 27.13 ± 4.53 -7.88 -5.98***
負向情緒 12.82 ±05.65 9.06 ± 4.45 3.76 2.88***
*p<.05，**p<.01，***p<.001
‧
性分數之關聯，結果(表 20)與 Wu & Yao(2006b)的研究一致，兩組整體項目的 現況-想望落差分數皆與現況分數達顯著負相關，在十個向度中，亦有九個達顯依照 Locke(1969, 1976)的間距-情感假說，本研究假設
3-4：項目「現況-想望落差」對項目現況有顯著解釋力。
3-5：向度重要性會調節「現況-想望落差」與項目現況之間的關係。
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
以兩組受詴在整體項目及五個向度為檢驗單位，使用調節迴歸分析，以項目 現況-想望落差分數為自變項，以項目現況分數為依變項，並以階層方式加入項 目重要性分數(調節變數)與項目現況-想望落差分數的交互項，其中各項目的現 況-想望落差、重要性分數皆減去各自的帄均數以避免多元共線性，若交互項的 β值達顯著水準，即表示調節變數的交互作用效果成立。
結果顯示(表 21)，在 12 個迴歸方程式中，有 11 個項目現況-想望落差分 數對項目現況有顯著解釋力，而僅有 1 個項目重要性對項目現況具顯著解釋 力，最後，所有方程式只有 1 個交互作用項達顯著水準。
綜合相關與調節迴歸分析結果，僅支持項目「現況-想望落差」對項目現況 有顯著解釋力，但不支持項目重要性對項目「現況-想望落差」與項目現況之間 的關係具有調節作用。
表 21 SEIQOL-DW 項目現況-想望落差、重要性與現況分數調節迴歸分析表 依變項：項目現況
分析向度(項目數) 標準化β係數
R2 F 值
血液透析組 落差 重要性 落差 x 重要性
整體(n=269) -.639*** -.002! ! ! ! ! ! -.004! ! ! ! .402 61.159***
健康(n=62) -.600*** -.046! ! ! ! ! ! .005! ! ! ! .369 11.283***
家庭(n=44) -.609*** .191! ! ! ! ! ! -.026! ! ! ! .408 9.191***
經濟(n=37) -.578*** .106! ! ! ! ! ! -.191! ! ! ! .312 4.999**
休閒活動(n=32) -.589*** .167! ! ! ! ! ! .273! ! ! ! .425 6.898***
人際關係(n=30) -.632*** .188! ! ! ! ! ! -.118! ! ! ! .417 6.211**
一般對照組 ! !
整體(n=293) -.683*** .166** -.058! ! ! ! .468 86.671***
健康(n=47) -.626*** .042! ! ! ! ! ! -.249* .471 12.762***
家庭(n=52) -.610*** .260! ! ! ! ! ! .077! ! ! ! .391 10.276***
經濟(n=37) -.728*** -.066! ! ! ! ! ! .197! ! ! ! .552 13.555***
休閒活動(n=36) -.462** .014! ! ! ! ! ! -.203! ! ! ! .291 4.376**
人際關係(n=29) -.262! ! .147! ! ! ! ! ! -.083! ! ! ! .088 0.806**
*p<.05，**p<.01，***p<.001
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
貳、移轉傾向指標
Wu(2009)提出的移轉傾向指標，係奠基於 Locke(1969, 1976)的情感間距假 說，認為項目滿意度的高低會受「現況-想望落差」與重要性之交互作用所影響。
在本研究中，血液透析組、一般對照組各有 13 人所舉向度少於五個，或因各向 度的重要性分數、現況-想望落差分數呈現均等的狀態，無法計算移轉傾向指 標，故最後血液透析組有 44 筆、一般對照組有 47 筆有效資料可供分析。
(1)相關分析
在 Wu(2009)的研究中，發現移轉傾向指標與個人帄均滿意度相關達.23 (P<0.01)，和 SWLS 相關達.25 (P<0.01)，故本研究假設 3-6：移轉傾向指標與 個人整體生活滿意度、各向度生活現況帄均數(SEIQoL-DW 未權重 Index)有正 相關、與負向情緒分數有負相關。結果顯示(表 22)，移轉傾向指標僅在血液透 析組與 SEIQoL-DW 未權重 Index 達顯著正相關(r=.31)，與 SWLS 達邊緣性正相 關(r=.29, p=.059)，與負向情緒則皆未達顯著相關。
表 22 移轉傾向指標與生活滿意度、焦慮、憂鬱狀態相關分析表 組別 SEIQoL-DW
未權重 Index SWLS HADS-A HADS-D 血液透析組(n=44)
移轉傾向指標 .31* .29** -.22** -.10**
一般對照組(n=47)
移轉傾向指標 .08* -.07** .06** .03**
*p<.05，**p<.01，***p<.001
(2)階層迴歸分析
依循 Wu(2009)的研究結果，本研究 3-7 假設：在控制現況-想望落差的影 響後，移轉傾向指標對個人整體生活滿意度、各向度生活現況帄均數、負向情 緒分數有顯著解釋力。在血液透析與一般成人兩組別中，分別以 SWLS、SEIQoL-DW 未權重 Index、負向情緒(HADS 總分)為依變項，依序投入個人現況-想望落差帄
‧
‧
‧ 國
立 政 治 大 學
‧
N a tio na
l C h engchi U ni ve rs it y
參、綜合比較
為了解 SEIQoL-DW 現況帄均數、重要性帄均數、現況-想望落差分數、移轉 傾向指標、以及整體生活滿意度、負向情緒等變項，何者在臨床上具應用潛力，
故以 SWLS、負向情緒為依變項，分別進行逐步複迴歸分析。
結果發現，若以 SWLS 為依變項(表 25)，現況-想望落差帄均數在兩組別皆 有顯著解釋力，解釋變異量為 27.6%~41.1%，此外，在一般對照組，負向情緒 有 10.8%解釋力，現況帄均數則有 5.2%解釋力。若以負向情緒為依變項(表 26)，
則僅有 SWLS 在一般對照組有顯著解釋力，可解釋 31.2%變異量。
表 25 SWLS 預測變項逐步複迴歸統整表
DV：SWLS 選入變數 β係數 t 值 R2改變量 總 R2 F 值 血液透析組 現況-想望落差
帄均數 -.52611 -4.006*** .276***1111 .276 16.051***
一般對照組
現況-想望落差 帄均數
-.304 -2.208*** .411***
.571 19.094***
負向情緒 -.3321 -3.028*** .108** 11 1
現況帄均數 .3071 2.286*1* .052* 1111
預測變項：SEIQoL-DW 各向度現況、重要性、現況想望差距帄均數、移轉傾向指標、負向情緒分數
*p<.05，**p<.01，***p<.001
表 26 負向情緒預測變項逐步複迴歸統整表
DV：負向情緒 選入變數 β係數 t 值 R2改變量 總 R2 F 值
血液透析組 無
一般對照組 SWLS -.55811 -4.517*** .312*** .312 20.399***
預測變項：SEIQoL-DW 各向度現況、重要性、現況想望差距帄均數、移轉傾向指標、SWLS 總分
*p<.05，**p<.01，***p<.001