「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究

衛生教育學報

第 24 期，第 25-46 頁，民國 94 年 12 月

Journal of Health Education

No.24

,

pp.25-46. December 2005

「健康促進生活型態」中文簡式量表

之發展研究

魏朱秀* 呂昌明材

摘要

本研究目的是發展中文「健康促進生活型態量表」的簡式量表，檢驗原始中文量 表(即'LP) 和簡式量表(即'L P-S) 測量模型的適配性，並進行簡式量表的信度、效 度及複核效度槍核。研究對象為某技術學院學生，樣本一 (n

=

401)為本研究的主 要樣本，接受所有研究工具的施測;樣本二 (n=559) 為進行複核效化檢驗的同質 性樣本。測量模型的檢驗是採用結構方程模式的方法，以 LISREL 軟體進行驗證性因 素分析。 主要研究結果對下: (1)驗証性因素分析 (σ'A)結果，支持 HP四六個分量表 的結構。 (2) 以統計數值為依據，選出每個分量表 4 題，共 24 題構成簡式量表的題 目。 HPLP-S 的測量模型 CFA 檢驗結果，有良好的通配性表現。 (3) HPLP-S 總量表 的內部一致性信度係數為 .90 '各分量表為 .63 ~.79 0

(4)

HPLP 、四四-S 各分量表 與其相關概念間的相關係數均達顯著水準。 (5) 在樣本一得到的回回'-S 基本測量棋 *國立台灣師範大學衛生教育學系博士班研究生 大漢技術學院通識教育中心講師 .國立台灣師範大學衛生教育學系教授 通訊作者:呂昌明 106 台北市和平東路一段162 號

E-mail:t09012@ntnu.edu.tw

25 一

Journal ofHea1th Education

No.24

,

pp.25-46. December 2005

型(除了誤差項以外的所有參數) ，可遷移到樣本二，支持四凹 '-s 的部分複核效化。 綜合研究結果，在經過構念效度、信度和複核效度檢驗後， HPLP-S 達到初步可 接受的水準'為一個可替代 HP凹的簡式量表。本研究也討論了未來使用此量表時的 參考原則和相關測量議題的研究建議。 關鍵字:健康促進生活型態、簡式量表、結構方程模式 -26 一

「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究

主ι ，午.l:-~ 章:、刑三

隨著台灣社會變遷、醫療衛生進步、國民生活習慣改變，國人主要死因已由急性

傳染病、肺炎等轉為惡性腫瘤、事故傷害及慢性疾病為主的趨勢。 1974 年，加拿大

健康褔利部部長 Lalonde

( 1974

)在一份報告中提出健康領域的概念(

health field

concept)

，用以包含影響健康的所有事物，並將健康領域分成四個因素:人類生物

學、環境、生活型態和健康照護#揖截。並以此架構檢視加拿大的疾病與死亡原因，發

現生活方式是對健康影響最大的一個因素。在1991 年美國政府公布的H叫出y

People

2酬的報告中，明確揭示國家的衛生目標及行動方針，其中健康促進為重要的斗固方 向，其內容則強調個人生活型態的改變，幫助個人養成健康的生活方式 (u.

S.

回p紅tmentofH臼l血 andHumanS eIVi嗨，

1991

)。由上可知，健康促進生活型態在個人和 國家層次的健康議題上均扮演著重要的角色。

何謂健康促進生活型態?早在 1970 年代，

Wells and Tigert ( 1971

)便在研究消費 者行為的議題上，將生活型態(

life

style) 視為是個人行動、興趣、偏好及意見的總

和。 Pend叮則指出健康促進與疾病預防是不同的，健康促進不是針對疾病和健康問題

的預防行為，而是一種正向的趨向(

positive

approach) 。其將健康促進行為視為「人們 的實現傾向(缸叫出 ng tenden可)表現，而可引導個人維護和增進健康安適層次、自

_'

我實現及個人滿足

J (引自 W碰見 Sechrist

&

Pend缸'， 1987) 0 wi叫k叮 d 祉，

(

1987)

M朝建康

促進生活型態定義為: I 個人為維護和增進健康安適層次、自我實現及個人滿足的一

種多面向的自發性的行動及知覺」。至今，對於健康促進生活型態較綜合性的定義可

參考美國健康教育與促進術語聯合委員會 (Joint

Committee on Health Education and

Pro

motion Terminology

,

2∞I)的定義，其中所收錄的健康生活形態 (h叫血y

lifestyle

)一 詞的定義是: I 可將個人生活品質極大化，並可降低對於負向健康結果易感受性的行 為型態」。

有關生活型態的測量，早已是健康行為科學領域中的重要課題。其中由學者 W祉叮 et 祉，

(

1987) 所發展的健康促進生活型態量表 (Heal血-Promo峙 L証明de pro祉， 以下簡稱四LP) 是相當廣為學術界使用的測量工其之一。在國外，此量表曾被多項

研究採用於不同年齡層和族裔背景的受試者(

Bagwell & Bush

,

2000; Coulson

,

Stra峙，

M組no

&

Mini

chiello

,

2∞4; Wi碰見她h丸 Sec恤:k &Pen，缸~

1988

)。並曾被翻譯成田庄牙 語(Wi祉吭 Kerr， Pend叮&

Sechris

t,

1990) 和阿拉伯語 (Had叫Al-抽， ai他 Cameron

&

Annstrong-S臨S凹， 1998) 版本。在國內，則有兩個中文版本修訂問世，一是黃毓華、

邱啟潤( 1996) 的 42 輯反本;一是陳美燕、周傳姜、黃秀華、王明城、邱獻章、廖張 京棟(

1997

)的 40 題版本。兩種版本均曾被多項研究使用為測量工具(黃毓華、邱啟 潤，

1997

;林建得、陳德宗、丁春枝， 2∞2 ;楊瑞珍、蘇秀娟、黃秀麗， 2∞1 ;林 麗鳳， 2001) 。可見四 LP 量表在健康行為科學的研究領域中有一定程度的實用性。

而後， Walker 等學者還發展出第二版的白白 II

(Pullen,

Walk叮&

Fian

dt,

2∞1)'但在 國內仍是以原始版本的使用佔絕大多數。

HPLP 原始量表的發展是起始於 Pender 在 1982 所發展的「生活型態與健康習慣評

量表 J

(Lifestyle and Health Habits Assessment)

，此量表原有十個因素，共1∞題，為 「是/否」的二項式作答題型。 Walker et 址(

1987

)再以此為藍本，經項目分析和試 探性因素分析後發展成六個因素，共 48 題的 Likert 四點量表。國內兩個中文版本的修 訂過程也都是採用試探性因素分析的方法。試探性因素分析( explorato月f 晶ctor

analysis )

的應用重點是在試探、描述、分類和分析;而驗証性因素分析(

confirmatory factor

analysis) 則可進一步確認測量模型(

measurement

model) 的因素數目和結構(林清 山， 1988) 。學者 Noar (2003) 認為對於具有多個分量表的測量工具，驗証性因素分 析是檢驗量表構念效度的有效方法。因此，採用驗証性因素分析來確認HPLP 的測量 模型，可對此量表的構念效度提供更充足的証據。 HPLP 原始量表中六個分量表的題數分配差異相當大，題數最多的為自我實現分 量表，有 13 題:最少的為運動分量表，只有5 題。當同一分量表內的題目數量太多、 重複性太高時，可以適度將其簡化，以較少的題目來測得同樣的構念，如此可以節省 許多測量的時間、經費和處理成本，也有助於提高受試者的作答意願。唯在修訂量表 時，應對於修訂前、後的版本進行效度的檢核，而對於修訂後的版本還應進行複核效

化 (cross va1i倒on) 的檢核程序(

Smi

th,

M

cC

arthy

& An

derso

n,

2酬)。所謂複核效化乃

是檢視量表從某---1固情境或樣本上得到的參數值是否可類推到其他的情境或樣本，也

就是量表的效度概化(

validity

generalization) 情形(邱皓政，

2003 ; MacCallum

,

Ro叩ows隘，

Mar

&

Rei

th,

1994

)。

本研究目的便是發展中文「健康促進生活型態量表」的簡式量表(

short-form)

,

檢驗原始中文量表和簡式量表測量模型的適配性，並進行簡式量表的信度、效度及複 核效度檢核。希望能發展出更實用、精簡的健康促進生活型態測量工真。研究目的詳 述如下: 一、檢驗中文 r{建康促進生活型態量表 J (HPLP) 原始版本測量模型的適自己性。 -28 一

「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究 二、發展中文「健康促進生活型態量表」的簡式量表 (HP凹-8) ，並檢驗其測量 模型的適配性。 三、檢視兩個版本量表的信度，並比較各分量表與相關概念之間的相關情形，以 檢視其同時效度。 四、以另一刊固同質性樣本進行簡式量表的複核效度檢驗。

貳、工具及方法

一、研究對象 研究對象為東部某一工商類科技術學院學生，先後共有兩個研究樣本，兩個樣本 的受試者並無重複。 樣本一為本研究的主要樣本，接受本研究所有研究工具的施測，所回收的資料為 發展簡式量表的依據。此樣本是以 92 學年度就讀於該校日間部(包括二專、二技、 四技)的全體學生為抽樣母群，以班級為單位進行簡單隨機叢集抽樣，抽出 11 班計 473 人。調查作業於 93 年 5 月由研究者至樣本班級進行團體問卷施測，共回收 408 份

(

86必%)問卷，有效問卷 401 份 (84.78% )。 樣本二為進行複核效化檢驗的同質性樣本。此樣本乃是運用筆者另一項已完成的 研究調查資料(魏米秀、陳建宏、呂昌明， 2005)' 本研究僅使用其中的社會人口學 變項和 HPLP 的資料來分析。此樣本是以 91 學年度就讀於該校日間部二專的學生為抽 樣母群。以珊及為單位經簡單隨機叢集樹葉，抽出的班計 646 人。調查作業於 92 年 5 月由研究者至樣本班級進行團體問卷施測，共回收 571 份 (88.4% )問卷，有效問卷 為 559 份 (86.5% )。

二、研究工具

(一)社會人口學變項 包括年齡、性別、科別、族群(一般漢族與原住民)、身高和體重。

(二)健康促進生活型態量表 (H叫出-Promo由19

Lif

estyle

pro祉，由四)

原始量表是由 Walker

et

aI.. (

1987

)發展，在兩個中文譯本中，以黃毓華(

1995 )

及黃毓華等( 1996) 所修訂之中文版量表在譯法上較忠於原文，且有原量表完整的題

ny

日，在內容上也沒有另外的添加，故本研究採用該譯本為測量工其。總量表共 48 題，由六個分量表組成，分別為自我實現(

Self-Actualization) (

13 題)、健康責任

( Health Responsibility ) (

10 題)、運動(

Exercise) (

5 題)、營養 (Nu出世on) (6 題)、人 際支持( In!帥的onal S叩port)(7 題)及壓力處理 (S臨s

Management)

(7 題)。題目採 4 點量表計分，反應項目為「從未如此~總是如此 J '分別給予 1 至 4 分，反向題計分 方式相反。得分愈高，代表在該分量表或總量表的行為表現愈強。在 Walker

et

址，

( 1987

)的報告中，內部一致性信度係數為分量表 .70---.90 '總量表 .92 ;黃毓華等

(

1996) 的報告為分量表71---.91 '總量表淵。

(三)自我實現價值量表(

Self-Actualizing

\'c祉ue)

為「個人取向量表 J (Personal 倒閉關on InVI凹的可)的---f固輔助量表，由林家興、 吳靜吉( 1982) 修訂而成，用以測量個人對價值的看法與自我實現者相一致的程度。 所採、取的理論基礎為實現的模式 (actualizing

model)

，強調由「正常」變得「更好J

'

符合 Pender 對健康促進的「正向趨向」觀點。本量表共有 26 題，為比較性價值判斷 的題日，採二選一的題型，其中一種敘述為自我實現價值的敘述，選答此敘述則給 1 分，否則不給分。總分為 0---26 分，得分高的人秉持著自我實現者的價值而生活，得 分低的人貝rj拒絕自我實現者所持的價值。在林家興、吳靜吉(年代)的報告中，內部 一致性信度為.63 '兩個月再測信度為.82 。效度部分，編製者以住院精神病患與大學 生常模進行比較，結果有良好的區辨能力。 (四)責任感量表 是由何英奇( 1987 、 1988 )以我國大學生為對象編製而成，用以測量青年人的責 任感(閱lSe ofre叩onsibility

)

，內容包括社會責任與個人責任。共有 17 題，採 5 點量表 計分，反應項目為「非常不同意~非常同意 J '分別給予 1 至 5 分，得分愈高代表責任 感愈強。內部一致性信度係數為沛，三週再測信度為.81 。

(五)三日身體活動記錄法 (3也ryPhysic祉 Activity

Lo

g

,

3的~)

為 Bouchard 等學者所發展，是一種評估身體活動消耗能量的測量工真，經國內多 位學者以三種不同效標進行效標關聯效度檢核，均得到不錯的效度， 2 週---3 週再測 信度為冗以上(呂昌明、林旭龍、黃奕清、李明憲、王淑芳，

2000 ' 2001

;李明 憲、林旭龍、呂昌明， 2∞2) 。問卷為一日的回憶記錄紙，以 15 分鐘為一個單位，將 一天分為 96 單位。每位受試者共填寫三張，其中兩張為週六與週日之記錄，另一張 nu '、 d

「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究 則為平日任選一日之記錄。施測時另外發給受試者一張身體活動的參考代碼表，為不 同程度活動量的身體活動項目與代碼的對照表，代碼為 1

""'--'9

'分別代表不同程度的 活動量。問卷回收後，再由研究者依 1""'--'9 的代碼分別以泊、.3 8 、 .57 、 .69 、 .84 、 1. 2 、1. 4 、1. 5 及 2.0 的數值代表每公斤體重每 15 分鐘所消耗的能量 (KJ品限g! 15min) ，據以換算成受試者的能量消耗量。此法除了可測量每日總消耗能量 外，代碼 6""'--'9 的部分也可以作為中、重度身體活動量的測量。

(六)飲食品質分數(Di e凶y Qt叫ity S∞時， DQS)

為李雅雯 (2002 )依據「國民營養健康狀況變遷老人調查 1998-1999 J 的問卷和 資料，並參考我國行政院衛生署飲食指南和國民飲食指標中的飲食建議攝取量為標準 所發展的。是→固評估個人整體飲食行為的簡便工具。計分包括以下三部分: 1.飲食頻率問卷:測量一般飲食頻率，食物項目共計 18 項，食用頻率別分為 8 等 分( 1 天 3 次以上 ""'--'1 個月不到 1 次) ，由受訪者自填最近一個月內的攝食狀況。計分 乃根據各大類食物中各子類食物的營養成分含量，以及攝取頻率的適當性來給分。各 大類食物總分愈高，表示在該類食物的攝取上愈符合飲食建議量，飲食品質愈佳。分 數範圍為0- 156 分。 2. 飲食習價問卷:共計 12 題，主要是測量有關脂肪與鹽份攝取的行為。原始問 卷為 6 點量表，但在計算飲食品質分數時則改為 0-2 分，總分為 0-24 分，得分愈高表 示愈傾向少油少鹽的飲食習價。 3. 用油種類:共有 1 題，由受試者自填最常使用的兩種食用油。得分標準乃根據 該油所含各類脂肪酸的含量比例，給予制 0 分。兩種用油的分數平均即為用油種類得 分，得分愈高代表用油的飽和脂肪酸含量愈低。 將飲食頻率分數、飲食習慣分數、用油種類分數加總，即得飲食品質總分(

0-190)

，分數越高，代表整體飲食品質越佳。編者以24 小時飲食回憶記錄之營養素攝取 量及營養相關血液生化值為效標進行相關分析，得到可接受的效度。

(七)人際適應量表

為劉宏信(

1991

)由「愛德華個人興趣量表」及「柯氏 J性格量表」中選題，並以 大學生為受試者編製完成，用以測量個體在人際關係的適應結果。量表共 30 題，採 5 點量表計分，反應項目為「幾乎都不是~幾乎都是 J '分別給予 1""'--'5 分，得分愈高代 表人際適應，情形愈佳。內部一致性信度係數為 .90 。 31 一

(八)壓力調適量表 為井敏珠 (2∞12 )以謝高橋原編之「壓力調適量表」再修訂而成，測量一般性壓 力調適的情形。共有 14 題，採 4 點量表計分，反應項目為「從未如此~一直如此 J

'

分別給予 1'"'-'4 分，反向題計分方式則相反。分數愈高代表壓力調適情形愈正向。內 部一致性信度係數為.56 。

三、資料處理

資料回收後，以 SPSS

for

Wmdows 進行描述性j統計和變項、間的相關性分析。測量 模型的檢驗則採用結構方程模式 (5個ctural 呵聞組onm，吋eling) ，以 LISREL 8.7 軟體進行

驗證性因素分析，以檢驗資料與理論模型的適配性，並進行結構模型的參數估計。模 型適配度檢驗除了使用正 2 跑到外，由於 X 2值極易受樣本數增加而增大，一般會再檢

視其他適配度指標。本研究採用的適配度指標及標準乃採用學者阻 ine

(

1998) 的建 議，以正 2/

d.

£

<

3 ; G

Fl

(Goodness of Fit

Index) 、 AGFI (Adj山姆dG∞由自sofFit

Index) 、 Nfl

(Normed Fit

Index) 、 NNFI

(Non-Normed Fit Index)

>

.90 ;

SRMR

(S恤卸dized RJ∞tM，側甸的d Resi，叫) <.10 為參考基準。 GFl為決定係數的概念， 表示假設模型可以解釋觀察資料的變異數與共變數的比例，AGFl是納入自由度調整 後的指標。兩者數值介於0 至 1 '數值愈大，表示適配程度愈佳。 NFl 代表假設模型 比起虛無模型的改善情形，而NNFI 則是考慮自由度後的調整值，數值愈接近1 '表 示假設模型對虛無模型的改進愈大。 SRMR是反應假設模型的整體殘差，其值介於0 至 1 '數值愈小，代表理論模型愈能契合觀察值(邱皓政，2∞3 ;黃芳銘， 2伽)。

參、研究結果

一、基本資料

樣本一的男性佔70.4%

(n

=

283 )

，女性為 29.6%

(n

=

119

)。年齡分佈於 20-28 歲，平均為 20.99

(

+

1.

15

)歲。商業類科佔 44.5%

(n

=

179 )

，工業類科為 55.5%

(n

二 223 )。族群部分有94.5% (n 二 380 )為一般漢族，

5

.4%

(n

=

22

)為原住民或漢原

混血。以身高、體重資料換算成身體質量指數BMI

(Body Mass

Index) 後，得樣本

BMI 平均值 22.1 8 (土 4.1 8

)

，最小值 14.紗，最大值 41.52 。

「健摩促進生活型態」中文簡式量表之發展研究 樣本二的男性佔 58.0% (n 二 324) ，女性為 42.0%

(n = 235

)。年齡分佈於 19-24 歲，平均為 20.1 3 (土 .86 )歲。商業類科佔 77.5%

(n = 433 )

，工業類科為 22.5% (n 二

126

)。族群部分有 9 1.8%

(n = 513

)為一般漢族，

8

.2%

(n = 34

)為原住民或漢原混 血。 BMI 平均值 22.56

(

+

4.01 )

，最小值 14品，最大值 54.34 。 樣本一和樣本二在性別( X 2 二 15.55，

d.

f.三 1 ，

P

<.ool)、就讀系科類別( X 2 二

109.

“ ,

d.

f.=

1

,

P

<.∞l)及年齡 (F

= 175.94

,

P

<.∞l)的分佈呈顯著差異，

BMI (F

二 2.凹， p>.05 )的差異則未達顯著水準。

二、 HPLP測量模型檢驗

以下將以樣本一的資料進行測量模型檢驗、簡式量表的選題作業及分量表與相關 概念的相關分析。 HPLP 的單題平均數介於1.58~3.06 '標準差介於.η~.96 '偏態 係數( ske叫起ss) 介於-.衍~

1.

39

'峰度係數 (kurtosis) 介於-1. 38~ 1.69 。以單變項分 佈狀態來說，滿足間自( 1998) 對於偏態(

<

3) 和峰度« 10) 符合常態分配的要 求。 測量模型的設定是依據原始量表的架構，設定為真有二階因素的高階(

higher-order) 因素模型。初階( first-higher-order) 因素為六個分量表所代表的潛在變項(

latent

叫做) ，每→固初階因素的觀察變項(ob間叫 van油Ie) 即為其所對應的測量題目。 六個初階因素的背後受到→固共同因素的影響，即二階(s間nd-o伽)因素，此二階 因素便是健康促進生活型態的潛在構念(參考圖一)。模型設定每一個測量題目僅依 附於一個因素，因素的變異及共變被自由估計，誤差項間被設為獨立而無任何共變估 計。凶比模型進行驗証性因素分析，採用最大概似法(

maximwn

likelih叫)為估計方 法。結果整體模型 X

2 (

1074) 二 2643.69

(p

<.001 )

，代表資料與理論模型有顯著差 異，但因 X 2 極易受樣本大小影響，因此進一步檢視其他指標。得 ν/

d.

f.=

2.46 、

GFI 二冗、 AGFI =.75 、 NFl =.90 、 NNFI=.94 、 SR孔1R =.068 。其中 X 2

/d.f.'

NFl 、 NNFI及 SRI\-依符合模型適配的參考標準，代表該假設模型相對於沒有設定任

何變項間共變關係的獨立模型，其改善情形是可以被接受的。但GFI 及 AGFI指標則

未達.90 '代表假設模型對資料的解釋量未達理想，尚有改善的空間。

表- HPLP 、 HPLP-S 測量模型過配度檢驗 (n

=

38

1)

測量模型 X

2

d.f.

x

2/d.f.

GFI

AGFI

NFl

NNFI

SRMR

HPLP

2643.69***

1074

2

.4

6

.78

.75

.90

.94

.068

HPLP-S 523.95***

246

2.13

.90

.87

.94

.96

.055

註:料可 <.001 勻可 d 勻可 d

三、四LP-S 的選題及測量模型檢驗

簡式量表的發展目標是希望能維持原始量表的六因素結構，並將每一刊固分量表題

目縮減成 4 題，而成為 24 題的簡式版本。刪減成每一分量表 4 題的決策是依據 Marsh，

H

ua,

Ball

a,

and

Gra

yson ( 1998

)的研究結果，在進行 CFA 時，如樣本數大於 1∞，則每

一因素至少應有 4 個測量題目較能得到穩定的解。選題的原則主要有以下三項:

(1)

因素負荷量較大者為佳; (2) 單題與分量表分數的相關較大者為佳; (3) 考量題目 內容及語意的適當性。以此標準進行題目篩選的結果，自我實現分量表選出的是原始 量表的第 17 、 21 、 34 、 38 題;健康責任分量表為第28 、 32 、 42 、 43 題;運動分量 表為第4 、 22 、 30 、 48 題;營養分量表為第5 、 14 、 26 、 35 題;壓力處理分量表為 第 36 、的、 41 、 45 題。人際支持分量表的篩選結果原本為第24 、 25 、 31 、 47 題， 但第 24 題(與親近的人相互有身體的接觸)與第47 題(和我關心的人相互有身體的 接觸)兩者題目相似度很高，在施測時曾有多位受試者表示難以分辨這兩題的區別， 而且身體接觸的習慣可能有國情上的文化差異性。因此決定這兩題中只保留因素負荷 量較高的第47 題(做的do叫血g =.64)' 而刪除較低的第24 題 (.58) ，另夕恃內入因素負 荷量次高的第39 題 (.57) ，最後選出第25 、 31 、 39 、 47 題為人際支持分量表。 選題完成後即進行簡式量表的驗証性因素分析(表一)。結果整體模型X 2

(246)

= 523.95 (p <.001 )

，顯示資料與理論模型仍有顯著差異。但進一步檢視其他指標， x 2

/d.£ 二 2.13 、 GFI=.9O、 AGFI=.87 、 NFI=.94 、 NNFI 二 .96 、 SRMR 二 .055 。

其中除了 AGFI 未達.90 以外，其餘指標均達到參考標準。且與原始量表測量模型相比 較，簡式量表的各項指標均有相當程度的改善。顯示簡式量表有發揮模型的精簡效 果，符合理論模型的簡約原則。回LP-S 量表各題目的因素負荷量及因素間的迴歸係 數參數列於圖一。其中除了每一刊固因素的第一個題目在最初模型設定時被固定以外， 其餘所有參數均達.05 的顯著水準。

-34

「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究 第 17題a 第21題 第34題 第4棋區 第28題 第3法區 第42趣 第43題 第4題 第2法區 第3棋E 第3棋區 第5題 第 14:題 第26題 第35題 第25題 第31題 第3喊區 第47題 第36題 第4棋E 第41題 第45題 圖- HPLP-S 驗證性因素分析 註 a :題號標示為 HPLP 原始量表中文譯本的題號 35 一

四、 HPLP 與 HPLP-S 的相關性分析

回LP 和四'LP-S 在樣本一的各分量表及總量表的平均數、標準差列於表二。兩個 版本的相對應分量表分數間的相關為.90"-'.96

(p

<.∞1)，總量表分數的相關達.97

(p

<.001)

，可見兩者真有相當高度的關連性。表三則列出四LP 、 HPLP-S各自的分量 表和總量表的相關矩陣。HPLP分量表問相關介於泣"-'.64

(p

<.∞1)，各分量表和總 量表的相關介於.69"-'

.86 (p < .001)

;

HPLP-S 分量表問相關介於.25

"-' .60 (p <

.∞1)'各分量表和總量表的相關則介於.67

"-'.78 (p

<.∞1 )。 表二 HPLP 與 HPLP-S 的相關及內部一致性信度 量表名稱

HPLP

HPLP-S

HPLP 與 題數 Mean 士 S.D. α 題數

Mean

+

S.D.

α HPLP-S 相關 自我實現

13

2.66 士 .52

.87

4

2.54 +.66

.77

.91***

健康責任 _{10υ 1.98 士 .52}

_.83

₄

_1.

_{80 ±.63}

_.79

_.90***

運動

₅

2.13 ±.55

.70

4

2.14 ±.57

.65

.96***

營養

6

2

.4

0 + .51

.69

4

2.24 士 .54

.63

.93***

人際支持

7

2.62 土 .54

.75

4

2.62 ±.61

.70

.93***

壓力處理

7

2.50 ±.52

.72

4

2.51 土 .61

.69

.92***

總量表

48

2 .40 士.4 1

.93

24

2.31

±.4

5

.90

.97***

註:

***p <.001

五、 HPLP 、 HPLP-S的信度及與相關概念間的相關情形

回LP 、四LP-S 的總量表和各分量表的內部一致性信度係數列於表二。HPLP各 分量表的Cronbach'sα介於.69"-'

.87

'總量表為.93

;

HPLP-S 各分量表則介於.63

"-'.79

'總量表為.90 。可看出由於題數減少的關係，簡式版本的分量表信度均比原始 版本略為降低。其中有三個分量表的信度係數低於冊的較佳水準(阻間，

1998)

，但尚 在的以上的可接受程度。 接下來分析回LP 、 HPLP-S各分量表與其相關概念間的相關(見表四)。兩個版 本的「自我實現」分量表與「自我實現價值量表」的相關值分別為.35 和.33

;

I 健康 責任」分量表與「責任感量表」的相關為.19 和.1 5

;

I 營養」分量表與「飲食品質分 數」的相關為 .24 和 .28

;

I 人際支持」分量表與「人際適應量表」的相關為 .56 -36 一

「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究 表三 HPLP 、 HPLP-S 分量表與總量表的相關矩陣地=

40

1)

量表名稱 自我實現健康責任 運動 營養 人際支持壓力處理 自我實現

1.00'

1.00

b 健康責任

_.55

1. 0υAυ

.50

1. 0υAυ 連動

_.4

₉

_.61

_{1. 0υAυ}

.4

9

.60

1. 0υAυ 營養

.4

5

.59

.50

1. 0υAυ

.37

.50

.4

9

1. 0υAυ 人際支持

.64

.4

5

.4

3

.32

1. 0υAυ

.51

.4

1

.39

.25

1.0υAυ 壓力處理

.61

.52

.51

.51

.4

9

1. 0υAυ

.55

.4

7

.51

.4

3

.4

5

旬1. 0υAυ 總量表

.86

.81

.72

.69

.73

.78

.78

.78

.77

.67

.68

.77 社: 1.a :上排數值為 HPLP 的相關係數。

2.

b

:下排數值為 HPLP-S 的相關係數。 3. 表內所有相關係數值均達 P <.001 。 和.51

;

[""壓力處理」分量表和「壓力調適量表」的相關為.43 和.40 。在「運動」分量 表的部分，由三日身體活動記錄法所測得的「平均每日總消耗能量」與兩個版本「運 動」分量表的相關為品和.23 ;而「平均每日中重度身體活動消耗量」與兩個版本的 相關則為.32 和.27 。可看出「運動」分量表與「中重度身體活動量」的相關度較高， 以此作為運動分量表相關概念的代表效標應比「每日身體活動總消耗量」更為合適。 上述所有相關係數的顯著性檢定均達 P <.001 的顯著水準，且兩個版本與相關概念的 相關強度都很相近，這些結果對於回LP 及四LP-S 的聚聯效度(

convergent validity )

提供了部分的支持。

37

表四 HPLP 、 HPLP-S 各分量表與相關概念的相關 分量表名稱 相關概念量表 n 分量表與相關概念的相關係數

HPLP

HPLP-S

自我實現 自我實現價值量表

401

.35***

.33***

健康責任 責任感量表

401

.19***

.15***

運動 中重度身體活動量

₃₇₃

_.32***

.2

7***

營養 飲食品質分數

390

.24***

.28***

人際支持 人際適應量表

398

.56***

.51 ***

壓力處理 壓力調適量表

₄₀₁

.4

3***

.4

0***

註:

***p <.001

六、 HPLP-S的複核效度檢驗

複核效度檢驗主要是要檢視在樣本一所獲得的目LP-S 測量模型，在樣本二是否 也可以獲得支持。表五的基本模型是指僅將樣本一的模型結構套用到樣本二上，而沒 有設定任何的參數相等，是做為比較基準的模型。模型A 是採溫和複核取向 (m叫的街 repli臼tion s個記gy) ，設定樣本一和樣本二的模型結構、因素負荷量和因素間

迴歸係數參數相等。模型B 則是採嚴謹複核取向(

tight

repli個世∞ s個街gy) ，是設定樣 本一和樣本二的所有模型參數估計值，包括因素負荷量、因素間迴歸係數參數和誤差 項參數均相等(邱皓政， 2∞3 )。 表五 HPLP-S 的複核效化檢驗 模型 X 2

d.f.

GFI

NFl

SRMR

b. X 2 b.

d.f.

樣本- 534.42料

246

.90

.94

.056

(n

=

388)

樣本二 760.78料

246

.89

.95

.060

(n

=

540)

基本模型a 1295別林

492

.89

.94

.060

模型 Ab 1323.35 料

516

.89

.94

.063

28.15

24

模型 Be 1406.75 料

546

.88

.94

.065

111.55*

54

註: 1.a :基本模型一樣本一、二套用相同的模型結構，未設定任何參數相等。

2. b

:模型 A 設定因素負荷量、因素迴歸係數相等。 3.

e

:模型 B 一設定因素負荷量、因素迴歸係數、誤差項參數相等。 4. 可 <.05

; **p <.01

。。 2J

「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究 結果模型 A 相較於基本模型的 ~x

2=28

.1

5'

~d.f. =24 (p>.05)' 差異未達顯 著水準，代表兩個模型的差異是隨機引起的，顯示從樣本一套用到樣本二的溫和複核 效化是被支持的。模型B 相較於基本模型的~X2 二 11 1.55

'

~

d.

f.=

54 (p <.05)

,

達顯著差異，代表樣本一和樣本二間的誤差項參數無法滿足相等設定的要求，嚴謹複 核效化未能成立。

肆、討論

本研究使用結構方程模式的方法，將 48 題的 HPLP 發展成 24 題的簡式版本回LP­

S

。兩個版本在經過驗証性因素分析後，確認了二階六因素的測量結構。此研究結果 不但支持原始量表中六個分量表的結構，也支持了 Wa1keret 祉， (1987) 對於健康促進 生活形態定義中的「多面向的行動及知覺」。也就是健康促進生活型態是多面向的構 念，回LP 的六個分量表所代表的六個面向，在本研究中是獲得支持的。從分量表與 總量表的相關分析可看出兩個版本的資料相關型態都是在總量表和分量表間具有中~ 高程度的相關，在各分量表間則維持中~低程度的相闕，符合健康促進生活形態的理 論預期，支持量表的構念效度。 本研究所發展的簡式量表回LP-S 在經過信度、效度及複核效度檢驗程序後，得 到可接受的水準。在內部一致性信度部分，與四LP 相比較，有略為下降的現象，但 所有分量表的信度仍在的以上，尚屬可接受的水準。信度下降的原因之一為測驗題 數減少的必然影響，另一可能原因則與團體變異性大小有關。當團體變異性(異質性) 愈大，測驗分數的分佈範圍愈大，所得的信度係數愈高(郭生玉， 1987) 。由於本研 究對象僅為一所學校的學生，團體異質性較小，可能因此影響信度係數的高低。未來 研究者在使用此簡式量表時，仍應注意信度的表現狀況。 在同時效度的部分，本研究檢視了各分量表與其相關概念之間的相關情形。整體 而言，兩個版本各分量表與其相關概念間的相關均達顯著水準，為各分量表的構念效 度提供了另一項支持証據。且兩個版本在各分量表的同時效度表現非常相近，也為 目LP-S 的代表性提供了另一項支持。但由LP-S 與四LP 相比較，除了「營養」分量 表與「飲食品質分數」的相關較回LP 略高以外，其餘分量表與其相關概念的相關值 均較回LP 略低。 Smith 叫.， (2伽)曾提出:簡式量表的測量範圍可能會比完整量表1 來得窄化。本研究的目LP-S 與四LP 在同時效度上的差異情形，是否可能導因於測 量範圍的窄化，有待後續研究繼續探討。此外，本研究在選取各分量表的相關概念 的 y 9、 u

時，受限於測量工具的可得性，不一定能選取到最適切的測量工具做為效標，僅能以 其相關概念來推估其效標關聯效度的表現。 回LP-S 在兩個版本的複核效化檢驗結果，符合溫和複核取向，但無法滿足嚴謹 複核取向的要求，此結果提供了部分複核效化(

partial

cross-validation) 的証據(邱皓 政， 2仰;

MacCallum

et 址 1994 )。學者 MacCallum等人( 1994) 認為，設定兩個群 體在測量模型上完全相等，理論上雖可行，但實際上不同群體在測量變項和潛在變項 的反應常會不同。他們認為部分複核效化的結果有助於確認發生差異的所在。以此觀 點來說，本研究對於四LP-S 複核效化檢驗的結果，得出四LP-S 的測量模型在樣本一 和樣本二未能達到完全相等的差異處是在誤差項的部分，其餘的模型參數均能通過相 等性的檢驗。由於本研究的樣本一和樣本二在性別、就讀系科類別及年齡分布上有顯 著差異，因此兩樣本在誤差項表現的不一致，也有可能是基本變項的差異所帶來的答 題反應的差異所致。從另一個角度來說，在兩個樣本的基本變項呈顯著差異的情況 下，四LP-S 還能通過溫和複核取向的檢驗，也就是在樣本一得出的目LP-S 基本測量 模型(包括模型結構和誤差項以外的所有參數)可遷移到不同特質的樣本二，這也為 目LP-S 的部分複核效化提供了進一步的支持。

伍、結論與建議

綜合本研究結果，由LP 在本研究中的構念效度和信度均有合於標準的表現，為 一有效、可靠的測量工具。而在經過構念效度、信度和複核效度檢驗後，回LP-S 也 達到初步可接受的水準，為一個可替代四LP 的簡式量表。未來在使用此量表時，可 參考以下原則: (1) 當同一次施測所測量的資料太多、問卷總長度過長時，使用 HPLP-S 可達到精簡的測量效果。(

2

)由於 HPLP 中文譯本的發展(黃毓華、邱啟 潤， 1996)' 以及本研究發展簡化量表的資料均是以大學(專)生為對象。因此 回LP-S 的使用對象以大專校院學生較為適宜。 簡式量表的發展並非單一研究便能克盡其功，而是持續累積証據的過程。對於量 表的實際使用經驗和實証資料，都是提供量表評價、改進、再發展的依據 (M訂曲，

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Heubec

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)。未來在四LP 或曰LP-S 測量議題的研究上，本

研究提出以下建議: (1) 擴大研究對象年齡層和職業別，以檢視此量表的適用廣

度。 (2) 在檢驗回LP 和四LP-S 的效標關聯效度時，可選用不同於本研究所使用的

測量工具為效標，以多方瞭解量表的構念內容。 (3 )測驗的信度、效度有多種不同

「健康促進生活型態」中文簡式量表之發展研究

的估計方法。未來對於 HPLP-S 的信、效度檢驗，可以採用本研究未能進行的方法， 如再測信度(紀時間盼到自liability )、預測效度(

predictive validity

)等，以更完整瞭解該

測驗的性質。

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94/08/16 投稿

94/11/23 修改

94/12/01

完稿

Development ofthe short-form Chinese

Health-Promoting Lifestyle Profile

Mi-Hsiu We

i"

Chang-Ming Lu

Abstract

Th

e purpose of this study was to develop a short version of the Chinese

Health-Promoting Lifestyle Profile (HPLP-S) and to examine the validity and reliability of

HPLP-S. The subjects were the students in an institute of technology in Taiwan. The

normative sample (n

=

408) completed the whole self-reported questionnaires

,

and

another cross-validation sample (n

=

559) completed HPLP measure only. The

measurement models were tested using LISREL structural equation modeling.

The findings are as follows: (1) Confirmatory factor analysis (CFA)

confirmed six factors for HPLP.

(2)

On the basis of statistical data

,

24

items were

selected from the original scale. The final HPLP-S consisted of six subscales

,

with four

items per subscale. CFA revealed that the measurement model of HPLP-S was good fit

for the data. (3) The internal consistent reliability coefficients were .90 for HPLP-S

total scale and ranged from .63 to .79 for the subscales. (4) The relationships between

the subscales of HPLP

,

HPLP-S and other construct validity-related measures were

examined. All correlation coefficients were significan

t.

(5) CFA revealed that the

measurement model (excepting parameters associated with error terms)

of HPLP-S is

invariant across the normative sample and the cross-validation sample.

• Doctoral Student,Department of Health Education,National Taiwan Normal University Instructor,Dahan Institute of Technology

.. Professor,Dep征tmentof Health Education,National Taiwan Normal University

「健摩促進生活型態」中文簡式量表之發展研究

It

was concluded that HPLP-S has demonstrated initial reliability and validity.

Further using and testing of HPLP-S is discussed.

Key Words: health-promoting lifestyle

,

short-form

,

structural equation modeling