投稿日期：民國99 年 7 月 8 日；接受刊登日期 99 年 12 月 31 日
健康促進與憂鬱之關係
余民寧
1陳柏霖
2摘 要
健康行為的問題可能與憂鬱症相關，因此如何增強正向的健康與預防負向的健康 之議題，成為全球心理健康所重視的主題。本研究旨在瞭解全民健康促進與憂鬱的關 係。研究者以全國1948 位民眾為研究對象，使用「健康促進量表」與「臺灣憂鬱症 量表」為研究工具，蒐集實證資料，所得資料利用結構方程模式，進行驗證性與相關 性分析。研究結果：驗證性因素分析顯示全民健康促進、憂鬱是一個二階因素概念模 式，路徑分析顯示健康促進與憂鬱有顯著負向關聯。研究結論：全民在臺灣憂鬱症量 表得分高於 37 分(含)以上者，屬於潛在憂鬱症患者的人數，約佔全體有效樣本的 11.1%；健康促進對憂鬱具有負向且直接的影響力，最後根據研究結果提出建議，以 供實務工作及未來研究參考。 關鍵字：健康促進、憂鬱、結構方程式模型1 國立政治大學教育學系教授 2 國立政治大學教育學系博士候選人
The Relationship between Health
Promotion and Depression
Min-ning Yu
*Po-lin Chen
**Abstract
Mental, social, and behavior health problems may interact to intensify their effects on depression. Especially, health promotion is a very important issue of global mental health. The purpose of this study is to explore the relationship between health promotion and depression. The data are collected via questionnaires from a sample of 1,948 Taiwanese. The major instruments for this study include “Health Promotion Scale,” and “Taiwan Depression Scale.” The Health Promotion Scale has three subscales: “health responsibility,” “stress managements,” and “social support.” And the Taiwan Depression Scale has four subscales: “cognitive,” “emotional,” “physiological,” and “interpersonal.” Results: Structural equation modeling (SEM) is applied to make parameter estimations and model comparisons. The confirmatory factor analysis (CFA) supports a two-order factor model for both health promotion and depression in Taiwan. Path analysis reveals a negative relationship between Taiwanese health promotion and depression. We need to enhance protection factors and reduce risk factors in order to promote health and to prevent depression for all people. Conclusions: First, there were 11.1% of Taiwanese who might have depression disorder. Second, the health promotion control had significantly negative and direct influence on the Taiwanese depression. Third, suggestions for clinical application and future research were proposed.
Keywords: health promotion, depression, structural equation modeling
* Professor, Department of Education, National Chengchi University. ** Ph.D. Candidate, Department of Education, National Chengchi University.
壹、前言
健 康 促 進 和 憂 鬱 是 近 年 來 全 球 重 視 的 研 究 議 題 之 一 。 世 界 衛 生 組 織(World Health Organization, WHO)(1978)Alma-Ata 宣言中強調，擁有健康是人類最基本的權利，健康不僅是沒 有疾病而已，政府和人民共同負有健康責任，進而達成全民都健康(health for all)的目標。 WHO(1984)更進一步強調健康促進為一過程，需透過賦權增能之方法，使民眾自我改善健康。 隨 後 ，WHO(1986) 召 開 第 一 屆 國 際 健 康 促 進 會 議 (1st International Conference on Health Promotion)，制定渥太華憲章(Ottawa Charter)，依據該憲章的定義之一，「健康促進」係指「推 動人們強化其控制及促進自身健康的過程」，並促成健康社區模式的主要推手。在國內，行政院 衛生署與國家衛生研究院(2008)的《2020 健康國民白皮書》也指出，在追求國際化與世界接軌 同時，國人身心健康將受到衝擊與挑戰，如何強化社會資本、形成支持性社區、提高鄰里品質， 是不可忽視的議題。由此可見，健康促進的議題在21 世紀國家發展中，是不可或缺的研究重點 之一。 劉嘉年(2009)指出，憂鬱症往往與人口特質、社經狀況、健康狀態、以及健康行為有關。 尤其在生理層面，身體質量指數(body mass index，BMI)過重，會成為憂鬱症的危險因子(羅慶 徽等，2006)；而在文化視野上，身體影像肥胖對於憂鬱亦有影響(Friedman, Parekh, Fahs, & Parikh, 2007)。當個體產生憂鬱徵兆時，依據行政院衛生署(2009)指出，自殺占 2009 年十大死因之第九
位，憂鬱症患者有15%最後會自殺死亡；更可說明有自殺的念頭，是臨床評估罹患憂鬱症的指
標之一(李明濱、廖士程，2006；李明濱、戴傳文、廖士程、江弘基，2006)。臺灣歷年來的十 大死因中，慢性疾病即佔了八項之多，影響個人生活品質及醫療費用的支出甚巨(王文玲，1992； 胡月娟，1994)，這更說明擁有健康促進的行為模式是必要的。一些相關研究(Murray, Zentner, & Yakimo, 2009; Ratzan, Filerman, & LeSar, 2000)也指出，健康促進行為可以改善健康狀態，個體 可從知覺到的健康責任，調適壓力，並進而尋求人際或社會支持中獲得健康。而在尋求社會支 持的過程中，有些人會轉化自我，轉而積極從事志願服務活動，有效的避免疾病、降低憂鬱傾 向，並保持良好的心理健康狀況(王素蘭，2006；王靜怡、梁忠詔、謝清麟、陳拓榮，2005；林 麗惠，2006；林曉齡，2009)。根據上述的實徵調查，亦激發研究者的好奇，到底身體質量指數、 擔任志工的頻率對於健康促進與憂鬱的差異為何？ 事實上，健康促進活動不僅可以提高個人疾病的預防，更可以促進身體的健康。WHO 研 究發現，在一般的健康機構中，最常出現情緒困擾和情緒性疾病即是焦慮與憂鬱症(趙小瑩、王 文中、葉寶專，2007)；而憂鬱症這種心理疾病是可以預防的，不僅可以降低患病發作的風險， 更可以提高個人之生產質量與促進公共健康(Herrman, 2001)。一些相關研究即發現，從事或知 覺健康促進的行為，確實可以降低個體的憂鬱(Martin, Sanderson, Cocker, 2009; Murray, Zentner, & Yakimo, 2009; Ratzan, Filerman, & LeSar, 2000; Sturgeon, 2007)。
因此，本研究基於上述背景與動機，擬藉由研究者之自編健康促進評估量表，深入調查瞭 解國內民眾健康促進與憂鬱之關係，期望藉由調查結果而能提出具體結論與建議，以供實務工
作者的規劃與參考。以下，研究者分別評析「健康促進」、「憂鬱」 的定義與測量之文獻，接著
一、健康促進的定義及測量
(一)健康促進的定義 在國外，Pender、Murdaugh 及 Parsons(2002)從健康生活型態的角度分析，認為健康的預防 與促進行為是互補的元素。在國內，健康促進則是強調個人在日常生活型態中能主動、積極的 建立健康行為模式，進而減少或去除既存之高危險性行為(李蘭、劉潔心、晏涵文，1987)。因 此，健康責任(health responsibility)是指注意自己的健康、觀察自己的身體有無改變，能主動與 健康專業人員詢問健康相關資訊或參加保健活動，並且有規律的作息(Ratzan, Filerman, & LeSar, 2000)；壓力管理(stress managements)是指能關心自己情緒的變化，適當處理 不愉快的情緒，懂 得放鬆、調節自己的念頭(李世代、陳玟秀、朱嘉麗，2006；Dragan, & Akhtar-Danesh, 2007; Martin, et al., 2009)；而社會支持(social support)則是指能發展社會支持系統，如：有親密的人際關係、 花時間與家人、朋友和同事相處，並有可以傾聽、提供建議和情緒支持的人、事、及物等對象 (Lubben & Damron-Rodriguez, 2003; Manning, & Fullerton, 1988; WHO, 2000) ， Unger 與 Johnson(1995)研究指出，社會支持有益於健康行為(如參加休閒活動)的促進，進而提升心理健 康。上述這些要素，都是構成健康促進行為的重要內涵。因此，本研究歸納國內外相關文獻(黃 雅文、姜逸群，1991；劉俐蓉、姜逸群，2005；Walker, Sechrist, & Pender, 1987)後，將健康促進定義為：「個人為維持或促進健康狀況，應為自己的健康行為負責，尤其處在危險或負面的環
境下，懂得透過壓力管理或尋求社會支持，以改善其生活型態，進而從事健康之行為。」 (二)健康促進的測量
在評閱國內外(黃雅文、姜逸群，1991；劉俐蓉、姜逸群，2005；Pender, Murdaugh, & Parsons, 2002; Palank, 1991; Walker, Sechrist, & Pender, 1987)相關文獻的記載，「健康責任」的項目包括： 日常生活所從事的運動習慣與休閒活動、作息規律(含睡眠、飲食)、平時會留意健康資訊、定 期進行健康檢查、身體不適時，會主動就醫(Harris & Guten, 1979)。目前研究(陳政友，2001； 黃毓華、邱啟潤，1997；湯慧娟、何明璇、林婉玉、吳建霖、王政梧、王暐博，2007；Chen, Wang, Yang, & Liou, 2003; Chung, Yu, Chao, Chen, & Syu, 2010; Pender, Walker , Sechrist, & Frank-Stromborg, 1990; Walker, Sechrist, & Pender, 1987)指出，從事正向的健康行為(如規律的運 動、關心飲食樣式)，可以使個體獲得正向的健康結果，減少疾病的發生或死亡；相反的，不良 的健康行為很容易變成不良的健康習慣(poor health habit)，此一結果是可預期的。而良好的健康 行為，其生活方式越符合健康促進的精神。Walker 等人(1987)，歸納六項健康促進因素進行測 量，但其中運動、營養概念的範疇較廣，是一種健康行為，但有這種行為，可以促進健康。基 本上，在健康責任的概念上，除了討論、閱讀健康保健知識外，更需要的是規律的運動習慣、 作息規律，是一種身體力行的過程。所以，在健康責任此一因素，即包括運動、營養的潛在因 素。 「壓力管理」的項目，包括：能夠使自己放鬆、能以建設性的方法表達自己的感受、面對 壓力、能覺察自己的情緒狀態，每天有一段固定的時間練習放鬆或冥想。而「社會支持」的項 目，包括：能夠發展自己的社會網絡，並與朋友、同事、親戚或朋友聯繫、聚會、有可以依賴、
精神寄託的人或寵物等。這些測量指標，將作為健康促進的抽象概念建構之表徵，以用來進行 本研究問題的探索與回答。社會支持的資源越多，可以增進個體在工作時的幸福感，助其自我 實現(余民寧、鍾珮純、陳柏霖、許嘉家、趙珮晴，2010；Chappell & Reid, 2002; Cohen, 1998; Karademas, 2006; Park, Wilson, & Lee, 2004)。
綜論上述，不同研究者所持的論點不同，如陳政友(2001)調查高中職與大專學生健康生活 型態，即採用運動行為、休閒活動、心理壓力調適、飲食行為、藥物使用與濫用等五個因素。 本研究所欲探究的對象是全民，民眾的健康責任、壓力管理、及社會支持是本研究亟欲關心影 響健康促進的因素，有優質的健康責任，懂得適度抒發壓力，尋求支持的資源，將能有積極的 健康和最佳的安適狀態。所以，本研究將編製的量表命名為「健康促進評估量表」，期能作一區 分。
二、憂鬱的定義及測量
(一)憂鬱的定義 本研究採余民寧、劉育如及李仁豪(2008)所歸納的看法，認為憂鬱症是認知(cognitive)、情 緒(emotional)、身體(physical)、與人際(interpersonal)等四個面向失衡的結果。所謂憂鬱的「認知」 向度，是指憂鬱症者可由其對自我、世界、及未來等方面看法所使用的形容詞可知，其用語多 半偏向負面的、消極的特徵描述；從「情緒」面向來看，憂鬱症本身在DSM-IV-TR 的診斷標準 上，即被歸類為一種情感性疾病(affective disorder)，憂鬱情緒是指長期的憂傷、焦慮、罪惡感、 羞辱感和沒有希望、憤怒、沮喪等感覺(Jantz & Mcmurray, 2003; Peeters, Nicolson, Berdhof, Delespau, & deVries, 2003)；而「身體」面向，則是根據 Jantz 與 Mcmurray(2003)依據醫學上的 診斷，認為憂鬱症患者可以從身體上的症狀尋得；最後，則是「人際」面向，憂鬱症患者通常 會報告出有較多的生活壓力事件，特別是那些因為個人特質或行為所引起的人際互動而產生的 生活壓力事件(Hammen, 2006)，而在人際關係上的互動困難，可能會阻礙患者的治療效果 (Puschner, Kraft, & Bauer, 2004)。因此，檢視個體在認知、情緒、身體、和人際關係等各個向度 上的表現，就能從中瞭解憂鬱的發生情況，以及作為分析憂鬱的依據(余民寧、陳柏霖、許嘉家， 2010)。(二)憂鬱的測量
一如上述，過往許多憂鬱量表(如李昱、楊明仁、賴德仁、邱念陸、周騰達，2000；林家興、 陳玉芳、葉雅馨、徐佳玲、孫正大，2008)的編製，均缺乏以美國全人醫療協會(American Holistic Medical Association, AHMA)所提出「全人取向的醫治方式」理念，作為理論建構所編製而成的 一份自評式憂鬱症量表。所謂的「全人取向的醫治方式」理念，即是指需要檢視患者在認知、 情緒、身體、與人際關係等四個向度，從這些層面瞭解憂鬱症發生的症狀，並針對個人獨特的 情況設計專屬的醫療方式(Jantz & Mcmurray, 2003)。因此，本研究即根據此一觀點，擬採用余 民寧等人(2008)編製的「臺灣憂鬱症量表」(Taiwan Depression Scale, TDS)作為本研究工具。
三、健康促進與憂鬱的潛在關聯
健康促進影響憂鬱的機制可從下列實徵研究加以論述。 其一，健康促進行為或習慣方面，陳佩英、郭素青、張惠甄、劉亞君及徐子英(2004)研究 結果，健康促進行為與焦慮、憂鬱呈負相關，並且焦慮與憂鬱對健康促進行為具有預測力。劉 嘉年(2009)指出 20 至 44 歲的男、女性，以及 65 歲以上女性，每週有從事運動者較不憂鬱。而 健康促進行為(如：參與休閒活動)對於高齡者的心理健康有助益，能紓解情緒與壓力，降低憂 鬱症狀的產生(Connelly, Brown, & Decker, 2003)。Angst、Sellaro 及 Merikangas(2000)指出健康相 關行為(如吸菸、飲酒、運動)與憂鬱症有正負向相關。鄭健雄、王欣眉及黃宜瑜(2006)發現，不 同休閒生活型態與憂鬱程度有顯著差異。積極從事健康促進行為(如：參與休閒活動)對於高齡 者的心理健康有助益，能紓解情緒與壓力，降低憂鬱症狀的產生(Patterson, & Carpenter, 1994; Dupuis, & Smale, 1995)。上述研究說明，從事健康促進的活動，能減緩憂鬱的危險因子，提升 健康促進的保護因子。 其二，自評健康狀態方面，Cole 與 Dendukuri(2003)以高齡者為研究對象發現，自覺身體健 康狀況與憂鬱症狀有關係。鍾文慎、石曜堂、溫啟邦及張新儀(2003)以 2001 年國民健康訪問調 查結果進行分析，自覺身體健康好或更佳者，較自覺健康普通或不好者之精神健康狀態為佳。 當個人認為自己擁有良好的健康狀態，將能減緩憂鬱。 其三，健康促進對個人特質與環境方面，Martin 等人(2009)使用後設分析，探討不同類型 的健康促進工作場所能否減少憂鬱和焦慮症狀的發生，研究結果發現能有效減緩症狀，但影響 較低。WHO(1986)指出，健康促進是著重於正面積極的健康，可增進幸福感和生命品質；而個 性較樂觀者，能調節其壓力，對於降低工作倦怠亦有直接影響，其身心健康狀況也較好(Rothmann & Nadia, 2007; Van Humbeeck, Van Audenhove, & Declercq, 2004)。而憂鬱與「個性特質」及「生 活調適得當與否」相關，若不妥善處理憂鬱，對身體疾病會產生不良的影響，重症者甚至會有 自殺的想法或企圖(周文欽、劉嘉年、翁嘉英、陳秀蓉、洪福建，2006)。從上述三個層面的分析顯示(周文欽等人，2006；陳佩英等人，2004；劉嘉年，2009；鄭健 雄等人，2006；鍾文慎等人，2003；Angst, et al., 2000; Cole, & Dendukuri, 2003; Martin, et al., 2009; Van Humbeeck, Van Audenhove, & Declercq, 2004; WHO, 1986)，擁有健康促進行為模式者(如： 壓力處理、社會支持、對健康行為負起責任等)，能有效促進健康的生理或心理反應，適時放鬆， 調適自我，減少憂鬱的危險因子發生，甚至保有樂觀的想法。因此，本研究根據文獻理論的發 現，大膽提出健康促進能影響憂鬱之路徑結構關係模型，以作為探究健康促進與憂鬱間關聯性 之研究假設。
四、身體質量指數對於健康促進與憂鬱傾向是否有差異
依據行政院衛生署(無日期)身體質量指數範圍的操作定義，BMI 小於 18.5 屬於體重過輕， 18.5 至 24 屬於正常範圍，24 至 27 屬於體重過重，27 以上屬於肥胖。從文化視野的角度，身體 影像肥胖對於憂鬱有影響(Friedman, Parekh, Fahs, & Parikh, 2007)。熊明禮、黃取炎、王鍵慰、 王俊銘、陳淑敏及楊昱靖(2008)發現，在「健康責任」此向度，過重組知道體重過重或腰臀圍比太高會造成身體疾病，健康責任型態顯著優於過輕組及標準組。而羅慶徽等人(2006)研究發 現，BMI 過高者，若能設計健康促進方案，降低工作時數，有規律運動的行為，可以促進健康， 預防慢性疾病，增加抗壓能力及預防憂鬱症的發生。Carpenter、Hasin、Allison 及 Faith(2000) 研究指出，女性憂鬱症和自殺意念與高BMI 指數有關，但男性低 BMI 指數與憂鬱症、自殺企 圖、自殺意念有關。Dragan 與 Akhtar-Danesh(2007)研究指出，BMI 較高者，其憂鬱症狀較嚴重， 尤其男性的BMI 指數較高，可能導致憂鬱症，但女性就不一定。Daniels(2005)研究發現，有 35% 憂鬱症者在自陳報告中敘述，自己有體重過重或過輕的狀況，並且在有憂鬱症狀、自覺體重及 節食行為上，憂鬱症狀的自陳報告與 BMI 指數呈現無關。Rosmond(2004)認為肥胖和憂鬱症可 能是同一種疾病的不同表現。國內外相關研究(許秀卿、陳志道，2006；熊明禮等人，2008；羅 慶徽等人，2006；Carpenter, et al., 2000; Daniels , 2005; Dragan, & Akhtar-Danesh, 2007; Friedman, et al., 2007)指出身體質量指數會影響健康與憂鬱症狀，但不同性別其 BMI 指數的過輕或過重(意 指女性高BMI 指數和憂鬱有關、男性高或低 BMI 指數和憂鬱有關)，可能會影響憂鬱症的情況， 尚無定論。
五、擔任志工的頻率對於健康促進與憂鬱傾向是否有差異
依據志願服務法(2001)第三條第一項對志願服務定義為：「民眾出於自由意志非基於個人義 務或法律責任，秉誠心以知識、體能、勞力、經驗、技術、時間等貢獻社會，不以獲取報酬為 目的，以提高公共事務效能及增進社會公益所為之各項輔助性服務」。據此，志工是參與政府機 構或民間組織，本著個人的意願，奉獻自己的時間、金錢、主動參與社會服務活動(林勝義，2006； 陳武雄，2004；曾華源、曾騰光，2003)。 王靜怡、梁忠詔、謝清麟及陳拓榮(2005)以花蓮市醫院 70 位高齡志工及社區 70 位未投入 志工服務之老人為研究對象，發現參與醫院志工服務的老人的憂鬱程度比對照組老人為佳。王 素蘭(2006)發現，退休人員擔任志工者之社會支持情形與參與志願服務動機有相關。林麗惠(2006) 發現，成功老化的高齡者，擁有良好的健康促進行為，並降低憂鬱的傾向。林曉齡(2009)指出， 高齡者藉由積極的參與志願服務活動，有效的避免疾病和失能，並保持良好的心智與體能狀況。 國內研究結果發現(王素蘭，2006；王靜怡等人，2005；林麗惠，2006；林曉齡，2009)，參與 志願服務，能提升健康促進，降低憂鬱傾向，在志願服務過程中，擴展社會網絡，增進人際關 係，並能促使良好的心理健康狀態。 在評閱上述文獻之後，推論健康促進與憂鬱的關係之後，本研究擬提出四個問題： 一、健康促進評估量表是否為二階三向度的心理構念？ 二、健康促進與憂鬱的關係為何？ 三、身體質量指數對於健康促進與憂鬱傾向是否有差異？ 四、擔任志工的頻率對於健康促進與憂鬱傾向是否有差異？貳、方法
一、研究對象與抽樣方法
本研究抽樣之目標母群，主要是鎖定在20 歲至 65 歲的全國民眾，透過網路版問卷填答的 連線網址，進行調查。首先，請電信公司發送簡訊，邀請民眾上網填寫問卷；其次，使用電子 郵件的方式，分別請全國社區大學的主秘、全國企業的人資部門主管、全國樂齡學習資源中心、 臺北市老人服務中心及各大學師資培育中心主任，代為轉發給各學員、員工及學生此一信件， 邀請他們上網填寫問卷。問卷進行期間共計 1.5 個月，問卷回收後，研究者剔除作答不完整及 有問題的作答後，共計1948 位。
由於抽樣調查的回收率，一向偏低，大約僅有 20%到 30%之間而已(Connelly, Brown, & Decker, 2003; Goho, 2002; Newell, Rosenfeld, Harris, & Hindelang, 2004; Sheehan, 2002)。因此， 本研究起初考量在回收率偏低的情況下，希望仍能兼顧抽樣母群的代表性及維持在大樣本資料 (大約維持在 1000 人次左右)，以方便未來各項統計分析起見。這種做法，將可避免因為母群未 確定且抽樣覆蓋率誤差的緣故，而導致推論無效或有錯誤之嫌(余民寧、李仁豪，2006，2008； 游森期、余民寧，2006；Yu, & Yu, 2007)。
二、研究工具
(一)個人基本背景資料 本研究樣本共計1948 位，男性受試者 645 位(33.1%)，女性受試者共計 1303 位(66.9%)。年 齡方面，21 至 30 歲為 890 人(45.7%)，其次為 31 至 40 歲者之 406 位(20.8%)。教育程度以大專 以上學歷者為最多(1027 人，52.7%)，其次為高中、高職之 286 人(14.7%)。職業則以學生族群(741 人，38%)最多，其次為商業、服務業、自由業(533 人，27.4%)。1654 位(84.9%)受試者自評與 同年齡的人相比較是較健康的，但依據余民寧等人(2008)在「臺灣憂鬱症量表」上的作答結果 分析，凡得分在37(含)分以上者，可能是屬於潛伏的憂鬱高風險患者，而本研究中計有 216 位 受試者即屬於此類型者，佔全體的11.1%。 (二)健康促進評估量表 在評閱相關文獻後，研究者根據文獻的記載，自行編製一份「健康促進評估量表」(Health Promotion Assessment Scale, HPAS)，作為本研究使用的測量工具。在本量表的填答方面，係依 據受試者反應自身情況的程度，自「從不如此」至「總是如此」不同程度的作答反應中，分別 給與1 至 4 分不等，分數愈高即代表健康促進評估結果愈佳。本量表在編製完成後，以隨機抽 樣方式，先抽取332 位教師進行預試，透過探索性因素分析及內部一致性分析來建構量表的信、 效度證據。因素分析為支持量表的理論構念，以建立「建構效度」(construct validity)，本量表 KMO 值.874，Bartlett 球形檢定達顯著，表示研究資料適合進行因素分析，顯示研究資料取樣適 當且可以進行因素分析(邱皓政，2004)。在聚斂效度(convergent validity)上，表 1 顯示所有觀察 變項對其個別潛在變項的因素負荷量的值介於.364 到.866 之間，除第 5、6、13 題低於門檻值.50 之外(吳明隆，2009)，其餘皆符合標準，顯示這些觀察變項皆足以反映其所建構的潛在變項。 而建構效度的考驗，是以各分量表與總分之間的相關係數從.785 到.824 皆為非常良好的係數 值，表示本研究自編健康促進評估量表具有良好的內部一致性。此外，根據預試樣本的分析結 果，發現本量表包含健康責任(第 1-6 題)、壓力管理(第 6-12 題)、及社會支持(第 13-18 題)等三個因素向度，其內部一致性信度係數值(Cronbach alpha)分別為 0.73、0.79、0.87，且總量表的內 部一致性信度係數值為0.88，顯示受試者間表現出高度的作答一致性，如表 1 所示。 (三)臺灣憂鬱症量表 本研究所使用的另一分工具－「臺灣憂鬱症量表」，係採用余民寧、劉育如、李仁豪(2008) 所編製的本土化量表，以作為本研究用來測量受試者心理疾病程度的依據。該量表內容區分為 認知(第 1-6 題)、情緒(第 7-12 題)、身體(第 13-18 題)、與人際關係(第 19-22 題)等四個因素向度， 係依據全人照顧(身、心、靈)醫治取向的觀點所編製而成。在本量表的填答方面，係依據受試 者反應自身情況的程度，自「從不如此」至「總是如此」不同程度的作答反應中，分別給與 0 至3 分不等，分數愈高即代表憂鬱愈嚴重。上述四個因素向度之內部一致性信度係數值分別是 0.87、0.88、0.85、與 0.84，總量表的內部一致性信度係數值則為 0.95，顯示受試者間表現出高 度的作答一致性。 表1 健康促進評估量表的信效度考驗結果摘要(N=332) 量表 構面 題目 單題與 總分相關 偏態 係數 峰度 係數 因素 負荷量 解釋 變異量 Cronbach α 1.從事休閒活動 0.54 .435 -.735 .723 2.規律的運動習慣 0.47 .385 -.586 .806 3.留意健康資訊 0.54 .247 -.779 .707 4.作息規律 0.49 -.374 -.193 .510 5.身體不適時，會主動去找醫生 0.58 -.212 -.657 .436 健康 責任 6.定期健康檢查 0.47 .445 -.325 .364 21.17% .73 7.知道自己生活中的壓力來源 0.37 -.149 .115 .555 8.睡前能專注在愉快的想法上 0.62 -.084 -.307 .632 9.能以建設性的方法表達自己 的感受 0.67 -.032 -.200 .739 10.能用建設性的態度面對壓力 0.68 -.347 .686 .747 11.能覺察自己的情緒狀態 0.54 .131 -.117 .725 壓力 管理 12.每天有一段固定的時間練習 放鬆或冥想 0.58 .388 -.461 .508 16.67% .79 13.和朋友或同事聚會、聯繫 0.53 .546 -.581 .396 14.和家人或親戚聚會、聯繫 0.60 .045 -.883 .547 15.當我開心或難過時，有人可 以談心訴苦 0.68 -.180 -.562 .841 16.當我需要時，有人在旁支持 我 0.67 -.266 -.447 .885 17.面臨抉擇問題時，有人可以 商量 0.69 -.280 -.451 .866 社會 支持 18.我有可以依賴、精神寄託的 人或寵物 0.63 -.501 -.248 .796 15.19% .87
三、統計方法
本研究首先根據文獻的探討結果，確定研究架構與方向，繼而進行「健康促進評估量表」與「台灣憂鬱症量表」的施測，再將所得資料以「SPSS for Windows 15.0 版電腦統計套裝軟體」 及「LISREL 8.54 版程式」(Jöreskog & Sörbom, 1993)進行統計分析。在資料分析上，首先，使
料
用描述統計，陳述受試者的基本資 分佈情形；接著，以結構方程式模型(structural equation model, SEM)中的驗證性因素分析(confirmatory factor analysis, CFA)方法，探索測試「健康促進評估量 表」與「台灣憂鬱症量表」的測量模型適配度情形，在模型適配的情況下，再進一步進行結構 模型的檢驗(余民寧，2006)。
參、結果
一、健康促進評估量表的驗證性因素分析
本研究自編健康促進評估量表的驗證性因素分析之路徑關係，如圖 1 所示。經參數估計後 發現，所有誤差變異數皆為正值；所有估計參數的標準誤並未有特別不尋常之處；各單題變項 與一階的因素間因素負荷量都在0.48 以上、0.89 以下，二階的因素負荷量則在 0.62~0.95 之間， 這意謂著在理論構念上，健康促進的評估可以從三個向度來判斷。 從整體適配度檢定方面來看，本模式的χ
2值為1741.39，自由度為 132，p 值為 0.00，受 到樣本數太大影響而達顯著，除此之外，其他指標的評鑑均已達理想數值範圍。就RMSEA(rootmean square error of approximation)提供的資訊而言，該值小於 0.08 即表示模式是合理適配的(余 民寧，2006；Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010)，而本模式的 RMSEA 為 0.075，已符合適配 度的評鑑指標，亦即本模式屬於合理適配；其次，就本模式適配度指標GFI (goodness-of-fit index) 為0.92，顯示本模式與觀察資料有良好的適配程度；就本模式比較適配度指標 CFI(comparative fit index)為 0.96，NFI(normed fit index)為 0.95，顯示本模式與沒有任何共變關係的獨立模式相較， 改善程度在可接受範圍；就本模式精簡常態適配度指標 PNFI(parsimony normed fit index)為 0.82，顯示本模式的簡約程度可以被接受。
圖1 健康促進評估量表的驗證性因素分析之路徑關係圖
二、臺灣憂鬱症量表的驗證性因素分析
本研究採用余民寧、劉育如及李仁豪(2008)編製台灣憂鬱症量表的驗證性因素分析之路徑 關係，如圖 2 所示。經參數估計後發現，所有誤差變異數皆為正值；所有估計參數的標準誤並 未有特別不尋常之處；各單題變項與一階的因素間因素負荷量都在0.56 以上、0.82 以下，二階 的因素負荷量則在0.77~0.93 之間，這意謂著在理論構念上，憂鬱的評估可以從四個向度來判斷。 從整體適配度檢定方面來看，本模式的χ
2值為2413.19，自由度為 205，p 值為 0.00，受 到樣本數太大影響而達顯著，除此之外，其他指標的評鑑均已達理想數值範圍。就RMSEA 提供的資訊而言，該值小於0.08 即表示模式是合理適配的(余民寧，2006；Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010)，而本模式的 RMSEA 為 0.076，已符合適配度的評鑑指標，亦即本模式屬於合
理適配；其次，就本模式適配度指標GFI 為 0.90，顯示本模式與觀察資料有良好的適配程度；
式相較，改善程度在可接受範圍；就本模式精簡常態適配度指標 PNFI 為 0.87，顯示本模式的 簡約程度可以被接受。 圖2 台灣憂鬱症量表的驗證性因素分析之路徑關係圖
三、健康促進與憂鬱的結構關係
在結構模式的驗證上，本研究根據Anderson 與 Gerbing(1988)提出的「兩階段法」(two-steps approach)步驟，進行逐步檢定分析。首先，先以驗證性因素分析探究觀察變項對所欲表徵的潛 在變項之測量模式(measurement models)是否達到適配，以確認潛在變項能夠有效被所蒐集的資 料衡量；接著，即針對結構模式(structural models)進行潛在變項之間的路徑分析，並考驗各潛在 變項間路徑關係的適配程度。本研究之所以採用此兩階段法的原因，是因為當觀察變項都無法 有意義地測量潛在變項時，由理論所建構出的潛在變項之間的結構關係，便無法獲得有效的証實(余民寧，2006)。因此，本研究透過對健康促進評估量表及台灣憂鬱症量表的驗證性因素分 析，確定這兩種工具的測量模式均符合適配度指標的要求後，接著，再進一步進行這兩大潛在 變項(即健康促進與憂鬱)間的結構關係模式之檢定，以潛在類別迴歸(Latent class regression)進行 相關係數的分析(Guo & Wall, 2006; Lubke & Muthén, 2004)。
有關全民在健康促進與憂鬱關係的結構方程式模型檢定結果，如圖3 所示(相關係數矩陣如
附錄1)。從整體適配度檢定方面來看，本模式的
χ
2值為151.13，自由度為 12，p 值為 0.00，受到樣本數太大影響而達顯著，除此之外，其他指標的評鑑均已達理想數值範圍。就 RMSEA
提供的資訊而言，該值小於0.08 即表示模式是合理適配的(余民寧，2006；Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010)，而本模式的 RMSEA 為 0.079，已符合適配度的評鑑指標，亦即本模式屬於合 理適配；其次，就本模式適配度指標GFI 為 0.98，顯示本模式與觀察資料有良好的適配程度； 就本模式比較適配度指標CFI 為 0.98，顯示本模式與沒有任何共變關係的獨立模式相較，改善 程度在可接受範圍；就本模式精簡常態適配度指標 CN(關鍵樣本數)＝324.75，大於 200，顯示 本模式的簡約程度可以被接受。整體而言，本研究所假設之統合模式大致可被研究資料所支持， 如表2 所示。圖 3 所示，代表全民健康促進與憂鬱關聯之結構方程式模型，由「結構模式的適 配指標」(structure fit)檢視可知，健康促進與憂鬱兩個潛在變項之間的路徑係數為-0.37，t 值為 -14.36，已達.05 顯著水準，顯示本研究的假設路徑不僅達顯著，且符合理論推導的假設方向， 亦即顯示結構模式適配程度尚可(余民寧，2006)。 圖3 健康促進與憂鬱關聯之結構方程式模型
表 2 結構方程式模型的適配度指標評鑑摘要 適配度指標(理想數值) 本研究模式 配適判斷 WLS
χ
2 (越小越好) 151.13 (df = 12, p = 0.000) 否 絕對適配指標 (1)漸進誤差均方根 RMSEA(< .08) 0.079 是 (2)適配度指標 GFI(> .9) 0.98 是 (3)SRMR(< .05) 0.046 是 相對適配指標 (1)非規範適配指標 NNFI(> .9) 0.97 是 (2)比較適配指標 CFI(> .9) 0.98 是 精簡適配指標 (1)精簡常態適配度指標 PNFI(> .5) 0.56 是 (2)CN(> 200) 324.75 是 (3)卡方自由度比χ
2/ df(< 3) 12.59 否四、身體質量指數在健康促進與憂鬱傾向之差異分析
(一)身體質量指數在全民健康促進差異分析 根據多變量變異數分析的結果(Wilks’ Λ=.99，p<.01)，由表 3 所顯示的 F 考驗可知，不同身 體質量指數群組在「健康責任」達顯著差異(F=2.93，p<.05)。本研究在 BMI 分為四組，「體重 過輕組」計有310 人、「正常範圍組」計有 1169 人、「體重過重組」計有 295 人、及「肥胖組」 計有155 人，各組平均數與標準差，如表 4。接著，以 Scheffé 法進行事後比較，結果顯示「體 重過重」的民眾得分，顯著高於「體重過輕」的民眾得分。 (二)身體質量指數在憂鬱傾向之差異分析 根據多變量變異數分析的結果(Wilks’ Λ=.98，p<.001)，由表 5 所顯示的 F 考驗可知，不同 BMI 群組在「憂鬱總量表」、憂鬱的「認知」、「情緒」、「身體」與「人際」向度上，已達顯著 差異(F=11.95，p<.001，F=7.66，p<.001，F=13.36，p<.001，F=6.21，p<.001，F=9.87，p<.001)。 本研究在BMI 分為四組，「體重過輕組」計有 311 人、「正常範圍組」計有 1169 人、「體重過重 組」計有297 人、及「肥胖組」計有 157 人，各組平均數與標準差，如表 6。接著，以 Scheffé 法進行事後比較，結果顯示在「憂鬱總量表」向度上，「體重過輕」和「正常範圍」的民眾得分， 顯著高於「體重過重」的民眾得分，而「正常範圍」的民眾得分，顯著高於「體重過重」的民 眾得分；在「認知」向度上，「體重過輕」和「正常範圍」的民眾得分，顯著高於「體重過重」 的民眾得分；而在「情緒」向度上，「體重過輕」和「正常範圍」的民眾得分，顯著高於「體重 過重」的民眾得分，而「正常範圍」的民眾得分，顯著高於「體重過重」的民眾得分；「身體」 向度方面，「體重過輕」的民眾得分，顯著高於「正常範圍」與「體重過重」的民眾得分；在「人 際」向度上，「體重過輕」和「正常範圍」的民眾得分，顯著高於「體重過重」的民眾得分，而「正常範圍」的民眾得分，顯著高於「體重過重」的民眾得分。 表3 身體質量指數在全民健康促進之單因子變異數分析摘要表 變異來源 向度名稱 SS df MS F P 值 Scheffé t-test 健康促進總量表 90.21 3 30.07 .45 .718 健康責任 83.60 3 27.87 2.93 .033* 過重＞過輕 壓力管理 22.00 3 7.33 .74 .527 BMI 社會支持 79.42 3 26.47 1.87 .133 * p<.05。 表4 身體質量指數在全民健康促進之描述統計分析 變項 組別 人數 M SD 1. 體重過輕 310 47.30 8.317 2. 正常範圍 1169 47.66 8.096 3. 體重過重 295 47.75 8.127 健康促進總量表 4. 肥胖 155 47.01 8.644 1. 體重過輕 310 14.39 3.215 2. 正常範圍 1169 14.80 3.020 3. 體重過重 295 15.13 3.237 健康責任 4. 肥胖 155 14.73 3.018 1. 體重過輕 310 15.91 3.146 2. 正常範圍 1169 16.01 3.113 3. 體重過重 295 16.22 3.143 壓力管理 4. 肥胖 155 15.81 3.378 1. 體重過輕 310 16.99 3.846 2. 正常範圍 1169 16.86 3.781 3. 體重過重 295 16.39 3.580 社會支持 4. 肥胖 155 16.47 3.855 表5 身體質量指數在憂鬱傾向之單因子變異數分析摘要表 變異來源 向度名稱 SS df MS F P 值 Scheffé t-test 憂鬱總量表 4274.41 3 1424.80 11.95 .001*** 過輕＞正常＞過重 正常＞過重 認知向度 248.23 3 82.74 7.66 .001*** 過輕＞過重 正常＞過重 情緒向度 470.69 3 156.90 13.36 .001*** 過輕＞正常＞過重 正常＞過重 身體向度 207.69 3 69.23 6.21 .001*** 過輕＞正常＞過重 BMI 人際向度 195.11 3 65.04 9.87 .001*** 過輕＞正常＞過重 正常＞過重 ***p<.001
表6 身體質量指數在憂鬱之描述統計分析 變項 組別 人數 M SD 1. 體重過輕 311 24.87 11.813 2. 正常範圍 1169 22.70 10.775 3. 體重過重 297 19.62 9.916 憂鬱總量表 4. 肥胖 157 22.24 11.895 1. 體重過輕 311 5.26 3.319 2. 正常範圍 1169 4.86 3.286 3. 體重過重 297 4.03 3.097 認知向度 4. 肥胖 157 4.69 3.555 1. 體重過輕 311 7.87 3.740 2. 正常範圍 1169 7.23 3.412 3. 體重過重 297 6.15 3.029 情緒向度 4. 肥胖 157 7.03 3.593 1. 體重過輕 311 7.19 3.832 2. 正常範圍 1169 6.60 3.213 3. 體重過重 297 6.03 3.130 身體向度 4. 肥胖 157 6.53 3.571 1. 體重過輕 311 4.54 2.728 2. 正常範圍 1169 4.01 2.494 3. 體重過重 297 3.41 2.399 人際向度 4. 肥胖 157 3.99 3.034
五、擔任志工的頻率在健康促進與憂鬱傾向之差異分析
(一)擔任志工的頻率在健康促進差異分析 根據多變量變異數分析的結果(Wilks’ Λ=.94，p<.001)，由表 7 所顯示的 F 考驗可知，擔任 志工的頻率在「健康促進總量表」、「健康責任」、「壓力管理」、「社會支持」的向度上，已達顯 著差異(F=22.28，p<.001，F=23.89，p<.001，F=16.28，p<.001，F=10.31，p<.001)。本研究在 擔任志工的頻率分為五組，「未曾參與」擔任志工有948 人、「每年僅幾次」擔任志工有726 人、 「每月數次」擔任志工有161 人、「每週數次」擔任志工有 72 人、「每天」擔任志工有 19 人， 各組平均數與標準差，如表8。接著，以 Scheffé 法進行事後比較，結果顯示在「健康促進總量 表」上，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」的民眾得分；「每月數次」參 與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」；「每週數次」參與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」 民眾得分；在「健康責任」上，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」民眾得 分；「每月數次」參與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」；「每週數次」參與的民眾得分，顯著 高於「未曾參與」、與「每年僅幾次」；「每天參與」的民眾得分，顯著高於「未曾參與」民眾得 分；在「壓力管理」向度上，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」；「每月數 次」參與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」民眾得分；而在「社會支持」的向度上，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「未曾參與」民眾得分，「每週數次」參與的民眾得分，顯著 高於「未曾參與」民眾得分。 (二)擔任志工頻率在憂鬱傾向之差異分析 根據多變量變異數分析的結果(Wilks’ Λ=.95，p<.001)，由表 9 所顯示的 F 考驗可知，擔任 志工的頻率在「憂鬱總量表」、憂鬱的「認知」、「情緒」、「身體」與「人際」向度上，已達顯 著差異(F=9.62，p<.001，F=7.27，p<.001，F=10.98，p<.001，F=5.01，p<.001，F=10.81，p<.001)。 本研究在擔任志工的頻率分為五組，「未曾參與」擔任志工有945 人、「每年僅幾次」擔任志工 有724 人、「每月數次」擔任志工有 159 人、「每週數次」擔任志工有 75 人、「每天」擔任志工 有19 人，各組人數、平均數與標準差，如表 10。接著，以 Schéffe 法進行事後比較，結果顯示 在「憂鬱總量表」上，「未曾參與」的民眾得分，顯著高於「每月、每週數次及每天」，「每年僅 幾次」參與的民眾得分，顯著高於「每月、每週數次及每天」；在「認知」上，「未曾參與」的 民眾得分，顯著高於「每週數次參與」的民眾得分，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於 「每週數次」參與的民眾得分；「情緒」向度上，「未曾參與」的民眾得分，顯著高於「每月數 次、與每天」參與的民眾得分，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「每月、每週數次、 及每天」參與的民眾得分；「身體」向度上，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「每天」 參與的民眾得分；「人際」向度上，「未曾參與」的民眾得分，顯著高於「每月、每週數次」參 與的民眾得分，「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「每月、每週數次」參與的民眾得分。 表7 擔任志工頻率在全民健康促進之單因子變異數分析摘要表 變異來源 向度名稱 SS df MS F P 值 Scheffé t-test 健康促進 總量表 5643.85 4 1410.96 22.28 .001*** 每年僅幾次>未曾 參與；每月數次＞ 未曾參與；每週數 次＞未曾參與 健康責任 861.23 4 215.31 23.89 .001*** 每年僅幾次>未曾 參與；每月數次＞ 未曾參與；每週數 次＞未曾參與＞ 每年僅幾次；每天 參與＞未曾參與 壓力管理 618.61 4 154.65 16.28 .001*** 每年僅幾次>未曾 參與；每月數次＞ 未曾參與 擔任志工 頻率 社會支持 572.66 4 143.17 10.31 .001*** 每年僅幾次>未曾 參與；每週數次＞ 未曾參與 *** p<.001
表8 擔任志工頻率在全民健康促進之描述統計分析 變項 組別 人數 M SD 1.未曾參與 948 22.93 11.219 2.每年僅幾次 726 23.38 10.387 3.每月數次 161 19.90 11.624 4.每週數次 72 17.90 10.087 健康促進總量表 5.每天 19 14.42 11.932 1.未曾參與 948 4.92 3.390 2.每年僅幾次 726 4.95 3.062 3.每月數次 161 4.25 3.691 4.每週數次 72 3.19 2.871 健康責任 5.每天 19 3.21 3.691 1.未曾參與 948 7.22 3.518 2.每年僅幾次 726 7.51 3.347 3.每月數次 161 6.07 3.333 4.每週數次 72 6.11 3.222 壓力管理 5.每天 19 4.32 3.110 1.未曾參與 948 6.55 3.377 2.每年僅幾次 726 6.88 3.262 3.每月數次 161 6.27 3.476 4.每週數次 72 5.89 3.226 社會支持 5.每天 19 4.21 3.780 表9 擔任志工頻率在憂鬱傾向之單因子變異數分析摘要表 變異來源 向度名稱 SS df MS F P 值 Schéffe t-test 憂鬱總量表 4583.15 4 1145.79 9.62 .001*** 未曾參與>每月、週 數次、每天；每年 僅幾次>每月、週數 次、每天 認知向度 313.37 4 78.34 7.27 .001*** 未 曾 參 與>每週數 次 每 年 僅 幾 次>每週 數次 情緒向度 515.15 4 128.79 10.98 .001*** 未 曾 參 與>每月數 次＞每天；每年僅 幾 次>每月、週數 次、每天 身體向度 223.57 4 55.89 5.01 .001*** 每年僅幾次>每天 擔任志工 頻率 人際向度 282.83 4 70.71 10.81 .001*** 未曾參與>每月、週 數次；每年僅幾次> 每月、週數次 *** p<.001
表10 擔任志工頻率在憂鬱之描述統計分析 變項 組別 人數 M SD 1.未曾參與 945 45.83 8.112 2.每年僅幾次 724 48.86 7.691 3.每月數次 159 49.76 8.203 4.每週數次 75 50.35 8.294 憂鬱總量表 5.每天 19 51.11 6.573 1.未曾參與 945 14.16 2.922 2.每年僅幾次 724 15.09 2.982 3.每月數次 159 15.77 3.400 4.每週數次 75 16.37 3.324 認知向度 5.每天 19 16.89 2.826 1.未曾參與 945 15.45 3.216 2.每年僅幾次 724 16.45 2.897 3.每月數次 159 17.00 3.120 4.每週數次 75 16.35 2.961 情緒向度 5.每天 19 16.95 3.291 1.未曾參與 945 16.22 3.788 2.每年僅幾次 724 17.32 3.651 3.每月數次 159 16.99 3.622 4.每週數次 75 17.63 3.675 身體向度 5.每天 19 17.26 4.507 1.未曾參與 945 45.83 8.112 2.每年僅幾次 724 48.86 7.691 3.每月數次 159 49.76 8.203 4.每週數次 75 50.35 8.294 人際向度 5.每天 19 51.11 6.573
六、綜合討論
根據本研究結果顯示，本研究自編「健康促進評估量表」是二階三向度的心理構念，支持 本研究假設。其中，「壓力管理」此一潛在變項，是健康促進中最具影響力的變項，即可說明能 關心自己情緒的變化，能適當處理不愉快的情緒，懂得放鬆、調節自己的念頭(Dragan, & Akhtar-Danesh, 2007; Martin, et al., 2009)，較不受負面情緒的影響，因而能擁有較佳的健康促進 行為。而余民寧、劉育如及李仁豪(2008)所編製的「臺灣憂鬱症量表」是二階四向度的心理構 念，適用於全國民眾，亦支持本研究假設。其中，根據余民寧等人的研究顯示，得分在 37(含) 分以上者可能會被判定為疑似有憂鬱高風險群者，需要精神科醫師再進一步作臨床診斷的判 讀，而本研究樣本顯示有216 名可能即為潛伏的憂鬱症患者(佔全體 11.1%)，此一發現亦不容小 覬。 本研究發現，健康促進與憂鬱之間，具有單向的路徑影響關係是確立的，亦即，具有良好 健康促進行為者，其憂鬱較低，反之，則否。此一結果與相關研究(周文欽等人，2006；陳佩英等人，2004；劉嘉年，2009；鄭健雄等人，2006；鍾文慎等人，2003；Angstet, et al., 2002; Cole, & Dendukuri, 2003; Martin, et al., 2009; WHO, 1986)發現一致，亦支持本研究假設。也就是說， 健康促進行為較佳的民眾，其憂鬱較低，而健康促進行為較差的民眾，則可能因為不願意改變 生活形態而造成肥胖，間接衍生出許多代謝性疾病，而造成高憂鬱症狀(許秀卿、陳志道，2006)。 如同 Rosmond(2004)指出，肥胖和憂鬱症可能是同一種疾病的不同表現，而陳佩英等人研究發 現，健康促進行為對憂鬱具有預測力，並且健康促進行為與憂鬱之間呈現負相關。民眾在自評 健康促進與憂鬱的關係上，支持文獻的驗證，如何保有健康促進的因子，平時除了對自己的健 康負責，適時壓力的調適，尋求社會支持，定期與家人、朋友、同事聚會相處，擴大自己的社 會支持網絡，即可降低憂鬱的傾向；當情緒較幽谷時，可以立即從事健康的行為(如運動)，或 是在固定的時間練習放鬆或冥想，以提升個人生活品質。 其次，研究發現，「擔任志工的頻率」在「健康促進總量表」、「健康責任」、「壓力管理」、「社 會支持」，以及「憂鬱總量表」、憂鬱的「認知」、「情緒」、「身體」與「人際」向度上，兩個潛 在變項達顯著差異。此一結果與相關研究(王素蘭，2006；王靜怡等人，2005；林麗惠，2006； 林曉齡，2009)一致，支持本研究假設。參與志願服務民眾，能提升健康促進，降低憂鬱傾向， 在志願服務過程中，增進人際關係，體認施比受更有福的覺知，使民眾熱衷於志願服務的參與。 另外，不同「身體質量指數」群組在「健康責任」、「憂鬱總量表」、憂鬱的「認知」、「情緒」、 「身體」與「人際」向度達顯著差異。此一結果與國內外相關研究(熊明禮等人，2008；羅慶徽 等人，2006；Carpenter, et al., 2000; Daniels, 2005; Dragan, & Akhtar-Danesh, 2007; Friedman, et al., 2007)一致，身體質量指數對於健康促進與憂鬱症狀有差異，支持本研究假設。尤其，在健康責 任方面，「體重過重」的民眾得分，顯著高於「體重過輕」的民眾得分，說明體重過重者比體重 過輕者可能有較多的休閒活動、規律運動、作息規律及定期健康檢查等健康責任。此結果與熊 明禮等人(2008)發現，過重組知道體重過重或腰臀圍比太高會造成身體疾病，健康責任型態顯 著優於過輕組及標準組。再則，結果指出體重過輕者的憂鬱總分高於正常體重者，這樣的人即 使體重過輕，仍害怕體重增加或變肥胖，可能有心因性厭食症(Anorexia Nervosa)的問題，需要 進一步透過臨床診斷加以確定。當然體重增加或變肥胖與憂鬱是否有關係，亦要考量其他如慢 性疾病，才能確認。BMI 指數是衡量生理狀態較客觀的指標之一，在上述研究中亦發現，體重 過重或過輕，皆有可能造成憂鬱的傾向，因此，身體質量指數的變化，無論是過輕、過重或是 正常者，時常關心自己指數的變化，並且時常調適壓力，或尋求社會支持，其憂鬱傾向的危險 因子可能就會較少。至於研究結果指出，體重過重者相較於正常範圍者反而更不憂鬱，此一結 果還有待未來持續探究，目前尚無法完全瞭解肥胖與憂鬱間的關連，有待醫界或學界，透過後 設分析或是長期縱貫的追蹤，以瞭解其關連。
肆、結論與建議
本研究採用分層隨機抽樣調查，其研究結果具有代表性，研究結果支持文獻回顧與實證發 現，亦即是全民的健康促進行為與憂鬱之間有顯著關聯。茲提出幾項結論與建議，供未來研究 參考。一、結論
本研究自編「健康促進評估量表」經本研究證實，為一個具有二階三向度心理構念的測量 模式，而本研究沿用余民寧等人編製(2008)的「臺灣憂鬱症量表」，則被證實具有二階四向度心 理構念的測量模式，兩者皆適用於全國民眾。經本研究結果發現，全民在臺灣憂鬱症量表得分 高於37 分(含)以上者，屬於潛在憂鬱症患者的人數，約佔全體有效樣本的 11.1%；而得分在 36 分(含)以下者，屬於身心健康狀態正常良好者，佔全體有效樣本的 88.2%。其次，「擔任志工的 頻率」對於「健康促進總量表」、「健康責任」、「壓力管理」、「社會支持」，及「憂鬱總量表」、 憂鬱的「認知」、「情緒」、「身體」與「人際」向度上有顯著差異。而在「身體質量指數」上， 不同身體質量指數群組在「健康責任」、「憂鬱總量表」、憂鬱的「認知」、「情緒」、「身體」與「人 際」向度達顯著差異。最後，經相關文獻的評閱佐證及實證調查顯示，健康促進與憂鬱有顯著 負向(-0.37)關聯，健康促進對憂鬱具有直接的影響力。二、建議
(一)從事志願服務，注意身體質量指數的變化 研究發現，在「健康促進」上，有從事志願服務的民眾，「每年僅幾次」顯著高於「未曾參 與」的民眾得分、「每月數次」高於「未曾參與」的民眾得分、「每週數次」高於「未曾參與」 的民眾得分。而在「憂鬱傾向」上，「未曾參與」的民眾得分，顯著高於「每月、每週數次及每 天」的民眾得分、「每年僅幾次」參與的民眾得分，顯著高於「每月、每週數次及每天」參與的 民眾得分。建議民眾空閒時投入志願服務，除了可促進健康外，亦可降低「憂鬱傾向」的風險 因子。尤其，從事志願服務工作，可有效提升壓力管理能力，注意自我的健康，並擁有更多的 社會支持系統。 其次，研究發現，在「健康促進」方面，不同身體質量指數群組在「健康責任」向度上，「體 重過重」的民眾得分，顯著高於「體重過輕」的民眾得分。而在「憂鬱傾向」上，「體重過輕」 和「正常範圍」的民眾得分，顯著高於「體重過重」的民眾得分，而「正常範圍」的民眾得分， 顯著高於「體重過重」的民眾得分。身體質量指數變化是主觀的知覺，無論是體重過輕、過重 或正常範圍，皆可能有憂鬱傾向的因子，畢竟體態胖瘦皆會有不滿意之處，但適時注意自己的 身體情況，維持體重在正常範圍之內，從事健康的生活型態，將可紓解憂鬱傾向。 (二)提倡健康促進行為，以減緩憂鬱 本研究發現，健康促進對憂鬱之間具有顯著的負向直接影響力。因此，本研究建議作息規 律、從事休閒活動、規律的運動，甚至定期健康檢查，對自己的健康負責，平日在工作場合， 能自我調節壓力，當自覺壓力過大無法負荷，懂得運用就近之醫療或社會資源，或是定期和朋 友、同事、家人、或親戚聚會、聯繫，開心或難過時，有人可以談心訴苦，或是尋求依賴、精 神寄託的人或寵物，以維持良好的心理健康，也較不會受到心理疾病(如憂鬱症)的侵襲。此外， 避免危害健康行為(如吸菸、酒精和藥物濫用)，保有良好的健康生活型態，才能抑制憂鬱的傾 向。(三)對未來研究之建議 本研究係以文獻探討及問卷調查為主。建議未來研究可以配合質性訪談，以印證、補充量 化研究的結果，或是增加相關中介變項與調節變項，如主觀幸福感、心流等正向心理學理論， 甚至針對不同群組(如：自覺是否健康、或是否有憂鬱)，以進行多群組樣本結構模式分析。 此外，本研究自編「健康促進評估量表」所顯現的測量模型，仍具有持續改善的空間。圖 1 相對於圖 2 所示，有許多測量指標的因素負荷量數值稍微偏低，顯示仍有相當大的觀察題項 變異來自誤差變異，此乃本研究的限制之一。在未來研究中，可加入修改調查工具的語句陳述 方式，或審慎挑選施測對象著手，以企圖改善測量模型的建構問題。
致 謝
本文作者擬感謝國科會補助本研究案的全部經費，補助編號為：NSC 97-2410-H-004- 122-MY2。關於本論文初稿，作者同時要感謝兩位匿名評審針對本論文提供寶貴的審查意見與 具體建議。參考文獻
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