健康知識與時間偏好對菸酒檳榔攝取的影響; Effects of Health Knowledge and Time Preference on the Consumption of Tobacco, Alcohol and Betelnut

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(1)中國醫藥學院碩士論文編號：IEH-1304 健康知識與時間偏好對菸酒檳榔攝取的影響 Effects of Health Knowledge and Time Preference on the Consumption of Tobacco, Alcohol and Betelnut. 所別：環境醫學研究所指導教授：李卓倫學生：邱湘婷. 博士. Chiu Hsiang-Ting. 學號：9065004. 中華民國. 九十二年六月 1.

(2) 第一章前言. 第一節. 研究背景及動機. 根據以往的研究文獻證實，菸酒檳榔的攝取會造成健康上許多的危害，例如經常抽菸和過量飲酒會導致心臟血管疾病、消化道疾病等及多種部位癌症之致病率和死亡率的增加。另外，嚼食檳榔亦被發現與口腔黏膜下纖維化、口腔黏膜白斑和口腔癌等口腔病變有著密切的相關（ 1）。並已有正式研究宣布三種口腔不良嗜好（菸、酒、檳榔）皆有者，其罹患口腔癌、咽癌、喉癌的危險率有明顯增高，甚至為全無不良嗜好者的 123倍（ 2）。依據行政院衛生署的衛生統計資料顯示，民國九十年台灣地區的十大死亡原因中，排序第一位為惡性腫瘤、第二位為腦血管疾病、第三位為心臟疾病、第六位為慢性肝病及肝硬化（ 3）。另外，根據民國九十年癌症登記報告，肝癌、肺癌和口腔癌都為台灣地區的好發癌症（ 4）。而這些台灣地區重要的死因及癌症發生部位都與抽菸、過量飲酒和嚼食檳榔等不利健康的生活習慣有關。尤其是原住民的健康問題，因為涉及文化差異，就顯得比較複雜。在原住民社區並不難見到紅唇族，因為檳榔子是他們的作物之一，而且原住民嚼食檳榔的盛行率遠遠高於平地人，而這也可能和他們的教育程度及工作性質有所相關；除此之外，原住民的社會長久以來就存著酗酒問題，因為酗酒所造成的工作力減退、健康受損、經濟問題，甚至危及到整個族群的生機。原住民族群與整個台灣人口成長相比，從 1910 年的比例 3.8％降至 1990 年的 1.7％；較低的出生率、人口政策改變可能都是改變的原因，但最重要的因素卻是過高的死亡率，而過高的死亡率的最大禍首就是酗酒。但是對原住民而言，他們卻認為喝酒是生活的一部分，. 2.

(3) 認為飲酒是具有家庭溫暖、親情的感覺和友誼的交流；並且一般原住民也認為吃檳榔可以增加他們的體力，來維持工作所需的體能（ 2）。過去的研究曾分析菸酒檳榔攝取對醫療利用的影響 (Lee,2000) （ 5），發現台灣山地原住民與一般住民在此議題上的結果非常不同，可能的解釋之一為與兩者的時間偏好不同有關。原住民由於平均餘命較一般住民少十年左右 (Ko,1994). （ 6）. ，並且在社會上忍受較多的少數種族特有的種. 種問題，而引發對未來沒有太多期待的結果，故時間偏好理應比一般民眾更偏向現在的時間點，而時間偏好的傾向就可能會決定大部分原住民的健康相關行為，包括更多的菸酒檳榔攝取、不良的就醫行為等等。在研究設計上時間偏好同時影響菸酒檳榔攝取行為與就醫行為，因此是探討成癮物質攝取與醫療成本關係的干擾因素 (Confounding factor)，但其干擾的方向係低估或高估並不清楚，因為時間偏好傾向現在者會增加成癮物質的攝取，但對生病後的就醫行為影響仍不清楚。因此，時間偏好對成癮物質攝取的健康行為的影響，以及一般健康狀態與時間偏好、健康行為、就醫行為四個變項之間的關係，在學理上是重要而且研究成果仍很有限的領域。而在過去的文獻中證實風險性物品的消費，如香菸、喝酒、嚼食檳榔都呈現上癮性（Becker, Grossman and Murphy）（ 7），發現消費量高者其上癮程度越高，似乎對價格的反應越低；而利用教育來提高風險認知，將有助於減低個人的消費量（ 8）。一般學者認為影響健康行為的是衛生教育的實施，但是卻有可能忽略了時間偏好在健康行為上所佔的重要性。有一些學者主張教育會直接提高健康，但也有學者主張教育是受一些不可觀察因素的影響，而這些不可觀察的因素（即我們所說的時間偏好）亦同時影響著健康；但是教育如何去影響健康的機轉卻始終不太明朗，經濟學家們仍然存著許多疑惑。. 3.

(4) 在健康政策的實務上，公共衛生及醫療人員面對菸酒檳榔攝取的唯一反應，通常是透過衛生教育來嘗試改善。衛生教育的觀點是把不健康的行為視為是無知的或不理性的，因此必須透過衛生知識、態度與行為的轉變技術，以衛生教育來引發自發性的行為改變。但這樣的觀點忽略時間偏好對健康行為的重要影響(Fuchs,1982) （ 9），而且衛生教育雖然可以改變人的知識，但卻無法改變人的時間偏好，時間偏好與整體社會環境改善的關聯性可能比較密切，若單純的以衛生教育來改善原住民的健康問題，成效可能相當有限。時間偏好的研究在醫療衛生領域將挑戰傳統的衛生教育模式，因此在研究中可以比較健康知識態度對健康行為的影響，以及時間偏好對健康行為的影響，並嘗試著對健康政策提出具體的建議。. 第二節. 研究目的和假設. 一、本研究目的如下： 1. 了解漢族與原住民的健康知識、時間偏好與物質攝取的現況。 2. 了解健康知識、時間偏好與物質攝取之間的相關性。 3. 探討時間偏好對菸酒檳榔攝取的影響。 4. 探討健康知識對菸酒檳榔攝取的影響。 5. 對健康政策提出具體之建議。. 二、研究假設. 1. 健康知識較高者，菸酒檳榔攝取較少。 2. 時間偏好偏向未來者，菸酒檳榔攝取較少。. 4.

(5) 第二章文獻探討. 一般而言，不管是在統計或實際上，健康和教育年數之間的相關性都是非常顯著的，甚至在控制其他條件（如收入）下，教育年數和健康之間仍然有顯著的相關。雖然說教育年數和健康之間的關係已被建立，但是如何透過教育年數來影響健康的機轉卻始終不太明朗，經濟學家們仍然存著許多疑惑。衛生教育所扮演的角色是在於改變人們的健康行為及促進身心的健康，並且衛生教育的目標在於促進人們採取健康行為，以及生活條件的改善，只不過它是透過「教育」的過程來達到之。許多學者認為主要影響健康行為的原因是個人對於健康的認知態度，但是卻有可能忽略了時間偏好在健康行為上所佔的重要性。有一些學者主張教育會直接提高健康，一些學者則主張教育受一些不可觀察因素的影響，而這些不可觀察的因素亦同時影響著健康。文獻探討內容主要分成四小節，第一節為闡述衛生教育在健康行為上的應用；第二節描述教育和健康之間的關係，藉以說明健康認知對個人成癮性的健康行為影響是否有不足之處，而引進時間偏好對健康的作用；第三節為說明時間偏好和健康之間的關係；第四節則是敘述菸、酒、檳榔等成癮性物質在健康上的危害及菸酒檳榔的攝取情形。. 5.

(6) 第一節. 衛生教育在健康行為上的應用. 健康行為的研究是廣泛的去分析和健康有關的行為，包括（一）預防性與保護性的健康行為，即個人認為自己是健康並沒有疾病的，為了保有健康而採取行動，例如不抽菸、不喝酒、均衡飲食或定期作健康檢查等行為；（二）疾病行為，（三）疾病角色行為。而在健康行為的研究上，大約可以分成三種主題的類型：（一）以健康行為為「前因」，去探討疾病或是身體不舒服，是不是因為不良的行為所引起的；（二）以健康行為當作教育介入的目標，也就是利用不同方法去改變不良的行為，而改善個人的健康狀況；（三）以健康行為當作「果」，個人及社會的影響當作「因」，去分析兩者之間的相關性，所獲得的結果可以提供有利的資訊。影響健康行為的因素非常的多，在研究上大致可以分成個人、家庭、社會、組織文化各方面（ 10）。在本研究中，菸酒檳榔攝取是屬於成癮性的健康行為，衛生教育要如何的去抑制這些健康行為呢？廣義來說，衛生和教育是互補的，並且這兩個名詞可以交互使用；衛生教育乃是一門與生物、社會、心理學知識相關且整合的應用科學，它的目的在於促進發展有益健康的態度，有意義的價值觀及加強建立明智的健康習慣並去實行之（11）。根據 1973 年美國總統衛生教育委員會的定義：衛生教育是一種過程，以建立起健康知識和健康行為之間的橋樑。經由衛生教育，引進人們尋求知識並實際去做的動機，避免有害健康的行為，實行有益健康的行為，使人們更健康（ 12）. ；衛生教育的觀點是把不健康的行為視為是無知的或不理性的，因此. 必須透過衛生知識、態度與行為的轉變技術，以衛生教育來引發自發性的行為改變。. 6.

(7) 衛生教育的涵蓋面相當廣泛，日常生活的每一個環節都不可或缺，在強調促進健康和預防疾病的時代，它所扮演的角色－改變人們的健康行為，促進身心健康－益形重要（黃松元，民 87）（ 13）（ 15）。衛生教育的目標在於促進人們採取健康行為，以及生活條件的改善，只不過衛生教育是透過「教育」的過程，因此教育的直接對象是人（邱詩揚，民 88）（ 14）（ 15）. 。飲酒、抽菸及嚼食檳榔等三種行為，不僅通常都伴隨著發生，而且. 對健康會造成莫大的傷害，尤其在原住民的社會中更為普遍常見。由於在山地鄉，可能因為醫療資源較為缺乏，因此要改善原住民的健康問題，必須依靠衛生教育的推動，增進他們的健康知識，並改善菸酒檳榔攝取的情形。. 第二節. 教育和健康之間的關係. 許多學者認為主要影響健康行為的原因乃是衛生教育的實施，但是卻有可能忽略了時間偏好所佔的重要性。教育和健康之間的關係大致可分成二類，分別為（一）教育會影響健康，（二）教育和健康受到時間偏好率的影響，將描述如下：. 一、教育會影響個人的健康以 Grossman 的研究為主要觀點，認為教育會提高個人生產健康的效率，並增加個人最適健康存量的需求。此外 Grossman 在研究中亦指出教育程度越高的人，越懂得如何利用醫療資源及其他市場中可以購買到的生產要素，結合自己的時間來生產健康（ 16）。因此增加教育的投資，可以提高個人的風險認知及降低對命運的迷信，而使得人們去選擇較健康的行為，例如不酗酒。 7.

(8) Grossman（1982）（ 17）的研究中亦發現在一個家庭中的小孩及青少年的健康，與母親的教育程度及家庭環境有很大的關係，也就是母親的教育程度越高，小孩的健康狀況就越好。 Taubman and Rosen（1982）（ 18）（ 19）認為個人的教育程度會影響本身的健康狀況，因為教育程度和所得、生活方式、消費與職業有關，高教育程度者可能比較有較好的生活方式與職業，使得自己有較好的健康狀況；所以他們以 1969、1971 及 1973 年白種男性的退休紀事調查為樣本，結果發現在控制其他條件之下，隨著本身教育程度的提高，個人健康狀況較差的比例有降低的趨勢，而教育和健康之間呈現正相關。葉信宏（2000）（ 19）為了探討教育程度差異對老人健康的影響究竟是直接的關係，或是受到其他因素的影響；因此以 1989、1993 年台灣省家庭計畫研究所的「台灣地區老人保健與生活問題調查」為資料去進行分析，結果發現在控制其他條件之下，老人的教育程度差異會直接影響個人的健康狀況，即兩者之間為正相關，但是時間偏好對教育和健康的影響並不顯著，因而研究結果支持 Grossman 所提出的觀點。 Berger and Leigh（1989）（ 20）（ 19）兩人利用美國的「健康與營養調查」及「青年的生涯追蹤調查」兩筆資料來探討教育和健康的關係到底為何，結果發現身體較不健康的人，比較少在教育做投資；教育程度較高的人在選擇健康時有較高的配置機率，因此血壓和殘障機率都較低。因此他們認為教育會直接影響健康，而不是受到時間偏好率的影響。在傅祖壇、陳信通（1999）（ 21）的「風險性物品之消費行為」研究中，作者為了有效的節制檳榔消費量，並探討消費者的消費決策行為，便在民國 86 年於大台北、台中、嘉義及高屏地區進行親訪調查，而所得到的實證結果顯示出，個人對嚼食檳榔的健康風險認知程度主要受到教育程度高低，及檳榔致癌的媒體宣傳等變項影響；也就是說教育將有助於個. 8.

(9) 人風險認知的提高，進而減低個人的檳榔消費量。因此，增加在公共教育的投資可能會對抑制檳榔消費量有所幫助。而在傅祖壇等人（2001）（ 22）的另一篇「健康風險認知與香菸消費行為」研究中，以 1995 年 9 月所進行的全台灣電話訪問成年男性對象為樣本，探討風險認知、吸菸傾向與消費量決策等三者之間的相互影響程度。而實證結果顯示吸菸者的風險認知明顯的低於非吸菸者，而且個人的主觀風險認知程度、年齡與教育等社經變項、過去經驗及公共資訊等變項都會影響到香菸的消費行為，因此若加強反菸宣傳，將可增加個人對菸害風險的認知，而抑制香菸的需求。而目前關於國內衛生知識方面的調查，大致有幾位學者分別提出自己的看法。鄭雪霏（1980）（ 23）發現師專各年級學生的健康知識水準相當的不同，以二年級成績最佳，依次為一年級、三年級、四年級及五年級；並且發現女生的健康知識優於男生，且隨著家長教育程度的不同，健康知識的得分也有顯著的差異。黃松元（1982）（ 24）及藍玲（1985）（ 25）的研究中亦發現高中學生的衛生知識以心理衛生最佳，但是在菸酒與藥物方面最差，同樣的，學生的健康知識得分也因年級的不同而有所差異，年級越高其得分就越低及女生的健康知識得分優於男性；並且健康知識得分會因父母教育程度的不同而有差異（ 27）。在魏登賢（1984）（ 26）以台北市市民為樣本的研究結果顯示，台北市民的健康知識，以「心理衛生」最好，而以「食物和營養」最差，而且個人的健康知識得分會因性別、年齡、家中經濟及教育程度的差異而有顯著的不同；隨著教育程度越高，家中經濟越好，健康知識都有增加的趨勢（ 27）。 Ko,Chang＆Hsieh（1992）（ 28）在對原住民的研究中發現，十五歲以上南部山地原住民嚼食檳榔的盛行率高達 42％，相當於平地人的四倍之. 9.

(10) 多；而研究者認為嚼食檳榔的高盛行率應該和原住民的教育程度及工作性質有關聯。高雅珠（1994）（ 29）在「預防吸菸教育計畫介入效果研究」中，為了探討此計畫是否能使學生有正確的菸害知識及減少吸菸率等行為，故不相等實驗組控制組設計，以華江中學國二學生為對象。實驗組有接受五小時的預防吸菸教學活動，對照組則不接受教學。所得到的研究結果顯示，此計畫可以增進實驗組學生的菸害認知，並且對於改變學生的吸菸行為有正向的效果。在李蘭等人（1998）（ 30）的「預防國中生嚼檳榔之教育效果」研究，作者以高雄市國中一年級學生為樣本，分成實驗組與對照組，實驗組學生有參與教學活動，分別接受前測、後測與追蹤評估，而研究結果發現此活動介入後確實能增進實驗組學生對檳榔的認知，且若父親教育程度較高者，學生在後測時的檳榔認知得分增加幅度也會比較大。在陳玉敏等人（2001）（ 31）的研究中，去探討中年糖尿病患個人認知與健康行為之間的相關性，結果發現個人認知和健康行為之間呈現正相關，並且個人認知的主要預測因素為教育程度，健康行為的主要預測因素則為個人認知。 Kenkel（ 1991）（ 32）（ 19）認為高教育程度者可能因為接收資訊的管道相當多，所以得到的健康資訊較豐富，因此有較好的健康行為。因此以 1985 年「美國全國性健康訪問調查」資料為樣本，去探討教育是否藉由增進個人健康知識，進而促使個人選擇良好的健康行為。他將個人教育年數與健康知識認知的衡量變數，同時做為解釋個人選擇某種健康行為的自變數之一，結果發現在考量健康知識認知的因素後，教育對健康行為的影響仍舊存在，亦即高教育程度者因為有較多的知識，所以會去選擇較健康的行為，健康的改善是因為個人擁有較多的健康知識的原因. 10.

(11) 二、教育和健康受到時間偏好率的影響（ 9） Fuchs（1982）認為影響教育和健康的因素，就是時間偏好率。Fuchs. 指出個人時間偏好率的高低，是反應對目前或對未來報酬的重視程度，健康和人力資本都是屬於「存量」的觀念，即個人教育程度或人力資本的累積都是以目前的成本來換取未來的報酬；而低時間偏好率者會投資較多在健康或健康促進活動上，比較願意花費較多的時間和金錢在教育的投資上，換取美好的未來，因此形成了教育和健康之間的正相關。除此之外，Fuchs 在比較不同教育程度下的吸菸率研究中亦發現，男性高教育程度者的吸菸率明顯的高於低教育程度者，原因可能是因為低教育程度者不願意放棄眼前的享樂去換取未來的健康，因此 Fuchs 認為是時間偏好率導致教育和健康之間產生了正相關。個人因為有不同的時間偏好，所以會有不同的意願或能力去進行投資，這樣的差異或許可以去解釋個人在抽菸、飲食等方面的變異。當然時間偏好的差異也可以去解釋教育年數和健康之間的關係；首先，假設時間偏好的差異會影響到後來的行為，這些差異可能是來自於教育程度、家庭收入，或是不同種族的價值觀等因素。再者，可能就是教育年數確實會影響時間偏好，教育程度越高者，在低的折現率下越容易去進行投資；也就是高教育程度者比較會對健康做較多的投資，因此有較好的健康。 Leigh（1983）（ 33）為了看教育和健康之間究竟是直接或間接的關係，因此他利用美國密西根州的就業品質調查資料，在教育能夠提高健康的前提之下，去檢定兩者之間的關係，結果在研究中發現，增加教育並不能增進個人健康，因為教育只是扮演著鼓勵健康習慣與謹慎選擇工作之間的角色；因此 Leigh 也支持 Fuchs 的論點，認為教育和健康之間是受到時間偏好率的影響，也就是低時間偏好率者比較會有良好的生活習慣與. 11.

(12) 較安定的工作。在張毓宏（1998）（ 34）的研究中，作者以 149 名大學生為樣本，詢問受測者一些假設性問題，而嘗試去發展健康與預防保健服務使用兩種時間偏好初步的測量工具，並且去分析時間偏好與健康行為之間的關係。結果發現在健康的跨期選擇行為上，多數人較重視未來的健康價值；而在預防保健方面則是傾向於較早使用該服務，此外傾向較晚使用服務者比較會採取有益的健康行為，由此可看出時間偏好的現象的確存在於健康相關行為的跨期選擇上。但是由於樣本的同質性太高，因此看不出時間偏好和菸酒檳榔攝取之間的關係。. 究竟教育和健康之間的關係是直接的，或是兩者同時受到時間偏好率的影響，還是教育是透過健康行為去影響健康，其實在學理上還未有定論。而本研究的樣本來源為台灣地區一般住民與原住民，主要目的是想探討健康知識和時間偏好對於成癮性物質攝取的影響為何，若是健康知識高低對於菸酒檳榔攝取情形的影響明顯大於時間偏好，則是對衛生教育的推動給予肯定；相反的，若是時間偏好對菸酒檳榔攝取情形的影響較為明顯，則若是單純的以推動衛生教育來改善原住民的健康問題，成效可能相當有限。. 第三節. 時間偏好和健康之間的關係. 一、時間偏好的意義在人一生中，有許多選擇是與事件發生時間有關聯的，例如儲蓄、看病等等。相同的事件在不同時間中發生，人們對這些事件所帶來的結果會有著不同的評價及滿意程度。而時間偏好所試圖解釋的，就是人們為何會選擇在某一時間去進行某種事務的現象（ 34）。 12.

(13) 時間偏好（time preference），是一個經濟學上的用語和概念，可以用來解釋與分析人們面對跨期選擇時的行為模式。一般來說，任何人較偏向今日獲益及延遲花費，經濟學家便稱此為「時間偏好」。時間偏好原始的概念為在相同的數量和品質的情況之下，現在的財貨會比未來的財貨更具有價值，這就是所謂的「正向時間偏好」，即將享受提前會比將享受延後帶來更高的效用，或是將痛苦延後會比將痛苦提前帶來較高的效用，也就是表示現在的價值勝於未來的價值。當然時間偏好的概念並不只適合用在令人產生愉快滿足的事物上，也包括了令人感到痛苦的事物。而負向時間偏好的意義正好和正向時間偏好的解釋相反，即將享受延後會比將享受提前帶來更高的效用，或是將痛苦提前會比將痛苦延後帶來較高的效用，也就是未來的價值勝於現在的價值。至於無時間偏好則代表快樂或痛苦發生的時間都不會改變效用的程度（ 34）。舉個「朝三暮四」的例子來說明時間偏好的概念：即狙公養猴，早上給猴子三粒栗子，晚上四粒，猴群不高興。改為早上給猴子四粒，晚上三粒，猴群才高興。同樣每天七粒，猴群的反應卻不同，莊子笑猴子很傻，而由經濟學理的觀念對時間偏好分析可以知道，猴子對栗子的時間偏好，重現在輕未來。而什麼是時間偏好率（rate of time preference）呢？時間偏好率就是個人在做消費或儲蓄的跨期決策時所考慮的利率。若某人決定不在現在消費，而將某一筆金額（S）儲蓄起來，假設在一年之後消費，該筆金額加上利率已是 S1＝S×（1+r），即個人在今年消費 S 與在明年消費 S1 是一樣的。而利率應該高於一個水準，個人才會願意將消費延遲，這個願意讓人延遲消費的利率就是時間偏好率（ 35）。也就是說消費者在維持滿足水準不變之下，願意用來與一單位目前消費互相交換之未來消費”超過”1 的比率，例如每增加一元的消費，則必須以 1.2 元的未來消費來交換，則. 13.

(14) 時間偏好率就為 20％。. 二、時間偏好的理論模型（一）DU 模型 Albrecht 及 Weber 將折現模型的公式定義如下，Wt 為折現因子，α(t)為一時間函數，r 為折現率：（ 36） Wt ＝1/（1+r） α (t). … … … … … (2.1). 若α(t)在為 t 的條件下，則可以得到標準折現效用模型，（r＞0, t ≥ 0）： Wt ＝1/（1+r） t r＝. 1 －1 (Wt )1 / t. … … … … ...(2.2) … … … … ...(2.3). 引誘隱含折現率的公式如下（ 37）：  1   ,xt)＝ ∑  1 + ρ  t =1  T. V(x1,x2,…. t. v(x ). t. … … … … … (2.4). 在這裡的ρ為時間偏好率，x(t)為在 t 時間點時的生病天數，V(x1,x2,…. ,xt)為. 所有財貨或事件所產生的「現在的價值」。. 時間偏好率亦可以下列公式計算： ρ=[（y/x） 1/s-t ]－1. （y＞x，s＞t）. … ...(2.5). 上述公式中的 s 為個人接受治療後開始生病距現在的年數，也就是延遲到幾年後生病的時間，t 為個人最初生病的那年；y 為個人接受治療後開始生病最高可接受延遲的天數，x 為最初生病的天數。舉例來說，想像你 2 年後（t）會生病，而且 20 天後（x）才會好；如今可以使疾病延後到 s 年後才發生，而你最多可接受生病維持 y 天，才會和 2 年生病 20 天價值相同？. 14.

(15) 在 DU 模型中，最重要的假設為時間偏好率是固定的，DU 模型的主要原理就是具穩定性，即假設在兩種結果之間的偏好是視絕對時間間隔而定。但實際上，當兩種延遲結果以固定數量增加時，兩種延遲結果之間的偏好通常會改變。Loewenstein 和 Prelec 指出這就是一般的差異作用，此一般的差異是指貼現率應該減少如他們所估計的延遲時間的函數。 Ahlbrecht 和 Weber 藉著尋找在隱含貼現率中，短長期限不對稱的證據來考驗穩定不變的原理，要求參與者必須在將來的風險結果中做選擇，而他們發現在早期時，穩定不變的原理被違背了（36）。而後在許多的實証研究中，發現在健康的領域中，傳統的定率貼現模型面臨了被推翻或修正的命運。. （二）雙曲線模型（Hyperbolic models）和固定折現效用模型不同的是，雙曲線模型並沒有要求時間偏好率穩定不變的假設，在許多研究中，雙曲線模型通常和指數模型（exponential model）作比較，但是這些研究的作者的共同結論為雙曲線模型比 DU 模型更適合資料的分析。 Myerson and Green（ 38）以 12 位大學生為樣本，要求他們在不同的時間及金額下做選擇，結果發現不論是個人或是團體而言，雙曲線模型對資料的描述會優於指數模型。Kirby 和 Marakov’ic （ 39）在一場拍賣會上做了兩個實驗，，一個使用假設性的報酬，另一個則使用真實的報酬。參與者為 22 位大學生，他們被提供 5 種不同的報酬，每一種報酬有 6 種不同的延遲，且要求指出可以接受延遲報酬交換的最小金額為何。雙曲線模型和指數模型都非常適合資料，但對所有延遲的報酬而言，雙曲線函數更適合之（ 36）。而 Cairns 等（1997）以社區樣本進行研究，比較三種模型對於拯救未來生命的預測能力，包括定率貼現模型、比例貼現模型及雙曲線模型， 15.

(16) 發現非定率的貼現模型其解釋能力高於定率貼現模型（ 40）。. 三、時間偏好和健康時間偏好的概念可以運用在許多領域的探討，當然也包括了衛生醫療領域。一般來說，時間偏好在衛生醫療領域可以運用於兩方面，首先是個人如何去看待未來成本和利益，而影響到和健康相關的行為，例如：抽菸、運動、飲食限制等。舉例來說，戒菸必須付出的成本包括放棄了眼前的享受及戒除後經歷的症狀，但是所得到的利益則為將來生活品質的改善及預期壽命的增加。個人時間偏好的資訊可幫助我們了解影響健康的行為，因而設計出健康促進的政策。再者是可以運用於健康照護的經濟評估中，因為時間的因素，及不同的介入有不同的成本和利益的時間輪廓；故當採取健康照護介入的經濟評估時，所需的方法必須考慮到成本和利益的時間測定。就經濟觀點而言，因為延遲消費及採取投資，以致於個人較喜愛在未來消費是有可能的。因此，目前消費的機會成本會高於在未來的消費，及折現係數是機會成本的正規認知。就個人而言，多數人皆有時間偏好，因此，他們對未來事件發生的時間會有所不同。其原因包括如下：一、個人不能確定在將來的某個時間點是否還活著，二、他們希望將來能夠越來越好，所以對將來的財富或是收入增加的權重較少（ 36）。折現在決定不同介入時的相對成本效益時，通常扮演著中立的角色，若評估有不正確的偏差，決策制定的品質將會變糟，而且將降低衛生服務的效率。甚者，在標準折現上若有所困惑或是缺乏一致性，都會潛在性地破壞經濟評估的可信度及價值。所以不同的率會被應用在不同的裁定上，而折現率通常是在 3％~6％之間。個人時間偏好和社會折現率之間的關係已是被爭論好幾年的話題，而最適合去表示人們偏好率的觀點，應該被用來折現未來的健康利益（ 36）。 16.

(17) （ 9） Fuchs（1982）以金錢的時間偏好來詢問受測者以預測健康行為（例. 如抽菸、運動、安全帶使用、牙齒檢查及過重）和自評健康狀態，而發現時間偏好和抽菸行為之間有相關存在。Fuchs 指出健康行為是未來健康的價值與現在某些享受互相取捨的結果，並且較重視將來的人比較會去採取改善健康的行為，因而有較佳的健康狀態；他也發現折現率和受測者特性之間有相當大的相關，例如年齡和教育年數。人與人之間對於時間偏好的變異程度，可以用來解釋抽菸、運動或安全帶使用等維持生命和健康的相關行為上。（ 41）而時間偏好概念的另一個功能就是去計算在將來健康上的獲得或損失的折現（Gafni 1995）（ 42）。Gafni＆Torrance（ 43）指出個人在健康結果上的跨期選擇偏好，包括了三種組成效果：即時間偏好效果、數量效果及賭博效果。時間偏好效果是因為健康結果發生的時間所產生的影響；而數量結果則是和健康結果持續的時間有關係，即一個健康結果的評價會受到它所經歷時間長度的影響。而賭博效果指的是，例如當病人在考慮要不要接受某種治療時，他們除了要考慮接受治療所帶來的健康的效果之外，還要考慮接受治療成功的機率到底有多大，而當控制了這些效果之後，我們才能真正的測到時間偏好。. 四、時間偏好的測量引誘時間偏好的方法主要有兩種，分別為顯示性偏好（ revealed preference）及指定性偏好（stated preference），兩者的差別在於前者是觀察實際的行為，而後者則是詢問個人在一個特地假設的情境之下會採取何種措施。顯示性偏好（revealed preference）又可分成三大類（37）：（1）從交易行為中引誘出時間偏好率，例如消費者的購買力，（2）觀察個人如何交換薪資和風險，亦即在生活品質和預期壽命之間做交易，（3）透過拯救生命行為的結構性模型來估計之。值得注意的是，這種方法並不 17.

(18) 能應用於引出健康結果的率上。近幾年對健康而言，因為個人有相對較少的機會去展現其時間偏好，故逐漸有發展指定性偏好方法的意願。至於指定性偏好（stated preference）則可分類成三方面（ 37），即開放式方法（open-ended）、封閉式方法（closed-ended）及定序（rating）的方法。在最近幾年，有許多研究試圖以家戶調查的方式來測量時間偏好；雖然說調查者的目的都不相同，但是一般的方法都是相似的：受測者被要求在假設的不同時間點及不同的金額情況下，選擇最能接受的情形，而每一種偏好都暗示一個時間折現率。以下是幾位學者所提出的方法：. Thomas and Ward（1979）（ 56）這兩位學者都對時間偏好和各種心理測量之間的關係有興趣，此外，他們也對時間偏好對儲蓄及花費行為的影響有興趣：他們的樣本是 63 位大學生，被要求回答 24 題開放性問題：”假設現在給你＄100，或是六個月後給你 X 元，若你不選擇立即獲得＄100，你會接受的最低金額是多少？”有一些問題是給予將來的金額，並要求受測者去選擇現在的價值；其他的則是給予兩種金額，並要求時間的間隔而使得兩者相等；甚至其他的則是以支付來看，而不是收入。而後發現隱含折現率和將來的時間定位有負相關，及和大量花費之間呈現正相關（ 44）。. West（SRI）（1978）（ 57）經濟學家對時間偏好有興趣，因為實驗的有限長度所引起的偏差會隨著家戶的時間折現率而改變，實驗中的家庭（每城市中多於 1500 人）被詢問一堆有關於時間偏好的問題。有一些是開放性的問題，很像 Thomas and Ward 所提出的；而有些則是如下所示：”假設你必須在今天獲得＄100 及一年後獲得＄200 之間做選擇，你會選擇哪一個？”若受測者選擇＄ 18.

(19) 200，問題就重複，並以＄175 取代＄200，直到受測者選擇＄100 為止。而有一些問題是以支付來看，而不是收入，以及其他則是包含不同的時間間隔（ 44）。. Maital and Maital（1978）（ 58）這兩位學者回顧一些有關於時間偏好的經濟及心理學的文獻，並且報告關於調查的 515 位以色列受測者；Maital 是專注於在兩代收入不平等的時間偏好的角色。他們詢問的問題包括在現在的金額及一年後較高的金額之間做選擇。而後為了測量真實的利率及相對的名義上的隱含折現率，則將在超級市場內一週的消費替代成金額（ 44）。. Thaler（1979）（ 59）調查樣本約有 75 位大學生，Richard Thaler 提出一堆開放性的金額選擇，主要是為了去學習隱含利率如何隨著金額的大小、時間間隔、比較開始點而改變，以及是否選擇包括了收入或支付。他發現隨著金額越大及時間間隔越大，折現率就會越低；除此之外，若選擇包含兩個時間點都在將來的話，也會有較低的隱含利率。而他的結論為必須等待”心靈固定成本”，以及隨著金額及時間不同的成本（ 44）。. Stephen and Cole（1979） Stephen and Cole 在 1979 年 11 月進行時間偏好率和自我評估的健康狀況調查，來測量時間偏好、健康狀態、健康行為和一堆家庭背景及目前的社會經濟變項。大約電訪了 508 位居住在拿索及英國東部的居民，時間大約是 20 分鐘；受測者是經由電話簿中隨機抽樣的，並且完成率大約是 58％。受測者的特徵相當接近於普查結果，但是仍然存在著選擇性偏差，特別是對於一些家庭背景的變項。樣本的年齡被限制在 25-64 歲之 19.

(20) 間，並且男女分布比例相等（ 44）。測量時間偏好的方法是透過詢問受測者一系列的問題，即要求受測者在現在得到金額和將來某個時間點得到金額兩者之間做選擇，例如：” 你要選擇現在獲得＄1500，還是選擇要在五年後獲得＄4000”？而隨著金額和時間間隔的變化，每個問題中的隱含折現率也會有所改變，最低的折現率是每年 10.1％，最高的則是每年 51.1％；而之所以會選擇二分法的問題，是因為它比開放性問題來的容易回答。而調查中還包括了四個態度的問題，例如：”你是否同意這樣的說法呢？”或”你寧願現在花費還是將錢存起來呢？”除此之外，受測者被要求選擇明年價格變化的預期利率，而最後的問題就是”買車是選擇付現或是貸款?”。其中選擇現在獲得＄1500 及買車貸款者，是屬於時間偏好率較高者（ 44）。調查結果顯示時間偏好率最低的那一組，自覺健康狀態良好者佔了 63％，而時間偏好率最高的那一組，其自覺健康狀況為良好者只佔了 32 ％，故時間偏好率和健康之間有顯著的負相關。研究結果亦顯示時間偏好和教育年數有相關，即隱含利率愈高，教育年數就越低（ 44）。 Gretchen B（1999）（ 41）許多研究指出時間偏好和行為之間有相關存在，因此 Gretchen b 去探討時間偏好和特定預防性健康行為之間的關係。作者以團體工作場所的員工 850 人為樣本，受測者中有 43％是女性，80％是白人；有一半的受測者年齡是 40 歲，大學教育程度，家庭收入是＄75,000~＄100,000。除了測量流行性感冒疫苗接種的接受度，作者還對時間偏好進行測量。共有三個問題如下：一、要求受測者選擇現在付＄20 罰金或者是三個月後付更多錢，可以選擇的金額範圍在＄20~＄90 之間，並以每＄10 增加。二、想像受測者冬天時會得到感冒，而感冒的發生時間有以下方式：（1） 20.

(21) 現在感冒且延續兩天，（2）三個月後感冒但持續更久。跟金錢的問題一樣，受測者選擇最適當的感冒延續天數，直到和現在無差異。感冒天數範圍由 1~9 天，以每一天的方式增加。三、評估受測者對序列結果的偏好：（1）開始時，咳嗽較溫和，但未來三個月前會隨著時間增加而加重，（2）一開始咳嗽相當嚴重，但三個月後症狀會消失。經由研究結果發現，個人較重視將來的時間偏好，以及較重視將來的人會比較願意去接受疫苗接種，和重視疫苗接種的延遲的利益。但是如同 Fuchs 所發現的結果一樣，時間偏好和預防性的健康行為之間的相關並不高，可能原因就是在採取預防性的健康行為上，時間偏好扮演著較弱的角色，因為採取預防性的健康行為的信念，及對成本和利益的主觀價值，都可能會遮掩住時間偏好的角色（ 41）。. 而本研究在時間偏好測量上，分為幣值時間偏好與健康時間偏好兩種，分別計算其一年期的利率，其中幣值時間偏好為詢問受訪者現在獲得 10000 元相當於兩年後獲得多少錢；健康時間偏好的測量為問受訪者若目前(或一年後)會生病 30 天，相當於兩年後(或三年後)會生病多少天，藉此比較不同時段的時間偏好是否有不同。. 第四節. 菸酒檳榔等成癮性物質對健康的危害及攝取情形. 菸酒檳榔的消費及購買行為不視同一般商品，因為這三種物質的攝取都會造成健康上許多的危害。過去許多的文獻皆證實風險性物品的消費，例如香菸、喝酒或毒品的消費都呈現上癮性或沉溺性（ Becker， Grossman＆Murphy）（ 7）。消費者會不會去購買一件產品，並不是看商品的價格是否過高，而是決定於消費者以往的偏好。而在傅祖壇、陳信通（1999）（ 8）的「風險性物品之消費行為」研究中，亦發現檳榔消費也具有 21.

(22) 類似於吸菸一般的上癮性，即消費量越高的消費者其上癮程度越高，對價格的反應就越低；反之消費量低者對價格的反應就較為敏感。當然個人消費量亦受到教育程度的影響，教育程度較高者對風險認知亦較高，比較會去減少菸酒檳榔三種物質的攝取。. 一、菸酒檳榔對健康的危害菸草每年會導致全球大約 400 萬人死亡，換句話說，每天大約有 11,000 人是死於由吸菸引致的疾病。依據目前的趨勢，相信在 2020 年代後期，死亡人數會上升至每年 1,000 萬。在世界衛生組織的歐洲地區，每年大約有 120 萬人由於菸草產品而引致死亡。根據 Action on smoking and Health(ASH)，在 1990 年，歐洲聯盟內有 511,700 人是由於菸草引致死亡。世界衛生組織最近指出，在歐盟的十五個成員國中，吸菸的人數為總人口的 31%。若以性別分類，歐盟內 36%的男性及 26%女性為吸煙者；在 1998 年，估計患肺癌死亡的個案中，估計 82%為吸菸所引致；患慢性阻塞性氣管病(當中包括慢性支氣管炎及肺氣腫)而死亡的個案中，估計 83% 為吸菸所引致；因心臟病而死亡，估計 25%為吸菸所致。在患癌症而死亡的個案中，30%為吸菸所致，當中少於 10%的肺癌病人在診斷五年後仍能生存。其他與吸菸有關連的癌症還包括子宮頸癌、口癌、舌及喉癌、胰臟癌、膀胱癌、腎癌、胃及肝癌、以及白血病。除此之外，因為吸菸引致外周血管疾病而需要截肢的個案中，90%皆由吸菸所致。以英國為例，估計類似的個案每年達 2000 宗。酗酒者身體許多部位癌症的發生率比一般人高，尤其在口腔、咽喉、食道、肝臟等器官（ IARC,1998）。而且女性得乳癌也和喝酒有相關（Rosenberg et al,1996），但是適量的飲酒可以降低得到冠狀動脈心臟病及非出血性中風的機率（Edwards et al,1994）（ 30）。除此之外，飲酒也會 22.

(23) 對神經系統、肝臟、消化系統、心臟血管系統、生殖系統及內分泌造成影響；另外，酒精會破壞肌肉的協調、神經反應遲緩、注意力不集中，所以酒後開車很容易發生意外事故。據統計顯示，酗酒的人自殺率比一般人高 6 倍，而且酗酒的人平均餘命比一般人少 10— 15 歲。而且孕婦喝酒將危及胎兒，使子宮內胎兒生長遲緩，甚至流產。嚼檳榔對健康之危害，既深且廣，嚴重貽害人體多處組織和器官。就組織而言，口腔黏膜、牙齒硬組織與牙周組織為最易直接受害者。就器官而言，口腔、咽、喉與食道等處，已被證實因咀嚼含有菸草之檳榔塊，或同時有嚼檳榔和吸菸兩種習慣而產生癌症。上述之健康危害外，有嚼檳榔習慣之孕婦，據調查可招致生殖危害，其死產、流產與畸胎之比率為不嚼婦女之 2.9 倍；而嚼檳榔時習慣吞入檳榔汁者，可引起高血鈣症，嚴重者竟致頭痛、噁心、肌肉疼痛、全身不適乃至神智模糊；在英國，甚至有動物實驗報告：以檳榔子磨碎之粉混入飼料，可引起實驗動物之耐糖障礙，並殃及第二、三代。除此之外，嚼檳榔尚可引起白斑症、口腔黏膜下纖維化症等與以上諸症之混合型病變等多種口腔之癌前病變。根據衛生署 1996 年之資料，國內癌症總死亡數增加率為 7.33%，但口腔癌一年增加率則高達此平均數之兩倍，為 14.58%，僅次於攝護腺癌之 23.9%，現為台灣癌症增加率第二高之癌症。二、原住民的煙酒檳榔攝取情形在樊台聖等人（2001）（ 45）的「原住民生活型態與健康問題」研究中，以台灣地區九族的原住民為樣本，進行生活型態與健康問題調查，發現有 23.1％（217 人）的原住民有抽菸習慣，抽菸族中每天吸 11-20 支者有. 23.

(24) 40.8％，抽 10 支菸以下者為 45.6％。菸齡以 11-20 年為最多（31.5％）， 6-10 年次之（28.7％），約近五成的抽菸族其菸齡都在十年以上。在檳榔方面，有 41.9％（399 人）的原住民有嚼食檳榔習慣，檳榔族中每天吃 1-5 顆者有 36.4％，6-10 顆次之（27.0％），10 顆以上則佔 36.6％。嚼檳榔的年數以 10 年以上為最多（43.4％），5 年以下次之（33％）。在喝酒方面，有 50.2％（475 人）的原住民有喝酒的習慣，喝酒族中每天喝 200 ㏄以下者佔 58.8％，酒齡在 5 年以下佔 30.2％，介於 6-10 年者佔 30.4 ％，約近四成的喝酒族其酒齡在 10 年以上。劉碧華等人（ 46）的研究報告亦指出，原住民男性通常在 20 歲之前就開始抽菸、喝酒及吃檳榔，女性則是在 20 歲之後才開始抽菸及喝酒；且女性嚼檳榔的比例約是男性的一半。男性每天平均抽菸 19 支，嚼檳榔 17 顆，一週喝酒至少三次以上達 65％。而 Ko, Chang＆Hsieh（ 28）亦指出十五歲以上的原住民嚼食檳榔的盛行率達 42％，為平地人嚼食檳榔盛行率的四倍多。李燕鳴等人（1999）（ 47）的研究中，以花蓮市 9 所高中職學生為母群體來進行抽樣，利用自填式問卷去評估原住民與漢族青少年身心症狀及不利健康生活型態之差異，結果發現漢族比較有身心症狀，而原住民則是有不利健康的行為，目前有吸菸、嚼食檳榔與飲酒的比例分別是 31.8 ％、22.3％及 35.8％，且使用菸酒檳榔的風險是漢族學生的 1.92 倍。由於台灣地區的原住民不論是在生活環境、文化背景、健康相關行為或是生活型態上，都不同於台灣地區的一般民眾，而且醫療資源與交通不便等因素，更促使原住民的健康狀況明顯的不同於一般住民。因此，我們有必要去了解影響菸酒檳榔攝取的因素為何，若是衛生教育對菸酒檳榔攝取有明顯的作用，則應該繼續推行衛生教育活動以促進台灣地區 24.

(25) 一般民眾及原住民的健康狀況，改善他們的健康行為；若是時間偏好的作用大於衛生教育的實行，則應該考慮其他的配套措施，不能只依靠衛生教育的推動。. 25.

(26) 第三章研究方法. 本章之研究方法共分為五節，第一節係說明本研究之研究架構；第二節介紹研究材料；第三節說明研究工具及如何測量折現率；第四節是變項說明；第五節則是說明資料的統計分析方法。. 第一節. 研究架構. 本研究的研究架構如下：. 社會人口學變項. 健康行為. 健康狀態. 吸菸行為飲酒行為嚼檳榔行為健康知識菸害認知檳榔認知酒的知識認知. 時間偏好態度. 圖一. 研究架構圖. 26.

(27) 第二節. 研究材料. 一、研究對象研究對象為台灣原住民與一般住民，一般住民由全台灣地區抽取隨機樣本 500 人，原住民則由仁愛鄉現住人口中抽取 200 人為受訪樣本。研究調查中一般住民的母群體為民國 91 年居住在台灣地區(不包括離島地區)18 歲及以上的民眾，根據戶籍資料以多階段抽樣步驟取樣的方法，來找出具有代表性的樣本。中選縣市包括有台北市大安區、南港區、中山區，台北縣三重市、樹林市，桃園縣平鎮市，台中縣大雅鄉、大肚鄉，彰化縣彰化市，雲林縣古坑鄉等十個縣市；從上述十個鄉鎮市區的「戶籍資料檔」中，抽出 500 個可訪樣本，繼而由受過訓練的訪員至家戶以面對面訪談的方式，進行結構式問卷訪問。. 二、抽樣設計研究調查抽樣設計是以 PPS 之抽樣方法---三階段等機率抽樣原則（probability proportional to size sampling design）。利用行政院戶役政為民服務公用資料庫，將全台灣 351 個縣市鄉鎮（不包含離島地區）之戶籍資料按照各地區人口數之多寡排序，並計算出累積戶數；第一階段先依累積戶數欄位，隨機抽選出第一個號碼所代表之地區，之後依照等距抽樣（組距之計算以總累積戶數除以 10 得出），循環抽取 10 個鄉鎮市區；第二階段查詢出中選地區村里之戶數及人口數資料，最後，以相同方式抽出全國 10 個村里，第三階段，與 10 各地區村里之戶政事務所聯繫，取得當地之戶長名冊，隨機在名冊中抽選出第一戶，之後依此等距循環抽選 50 戶人家，每戶以戶內全查方式進行調查訪問，若中選村里之調查人數達 50 人即停止。. 27.

(28) 本研究之所以選擇 PPS 抽樣方法，是因為希望估計值是有效率的；並且因為抽樣過程先對人口數排序，故可確保不同都市化程度的鄉鎮市區皆有中選機率，避免只抽到都市化程度高或低的鄉鎮市區，而使得樣本的代表性不足，也就是說在抽樣過程中每一階段各單位的中選機率和該單位大小成比例。. 第三節. 研究工具與折現率的測量. 一、研究工具本研究以問卷訪視方式來收集資料，問卷內容主要分為五個部分： (一) 個人基本資料包括種族(統計區分為原住民、漢人)、年齡、性別(男、女)、婚姻狀況(統計區分為未婚、已婚二類)、健康保險(有、無)、每月平均收入(分為一萬元以下、一萬至三萬元、三至五萬元、五萬元以上等四類)、家戶人數、本身教育程度、經濟提供者教育程度及經濟提供者職業(統計區分為專業人員、技術工人、半技術工人或無業等三類)。. (二) 測量民眾的健康狀態以台灣版簡短健康量表(SF-36)為衡量標準，此一量表是目前世界上公認的具有較高信度和效度的普遍性生活品質評價量表，亦是目前世界上相當廣為使用的健康自評量表。利用 SF-36 健康量表主要測量出的八個健康狀態(Ware JE, 1996) ：身體活動功能 (Physical functioning, PF： 10 題 )、活動功能限制情況 (Role-physical, RP：4 題)、身體疼痛程度(Bodily pain, BP：2 題)、個人評估身體健康的程度(General health, GH：5 題)、活力狀態(Vitality, VT：4. 28.

(29) 題)、社會功能(Social functioning, SF： 2 題 )、心理健康限制生活程度 (Role-emotional, RE：3 題)、心理健康狀態(Mental health, MH：5 題)及自我評估身體健康轉變情況(1 題). （ 48）. 。. SF-36 健康量表之兩個綜合性的分數：整體生理功能量表(Physical component summary scales, PCS)和整體心理功能量表(Mental component summary scales, MCS) ，此分數為將 SF-36 健康量表之八個量表分數經標準化後，再乘以因素分析對八個量表所萃取兩構面的標準化係數，加總後所得之分數，可概括區分生理和心理層面（ 49）。. 1.中文版 SF-36 健康量表的翻譯過程 SF-36 健康量表原版權是屬於美國的 Medical Outcomes Trust，取得翻譯權後，經由國內一群熟暗英文與健康行為及衛生政策相關領域的研究學者，歷經六個月次開會討論後，擬訂的中文版 SF-36 健康量表（50）。在翻譯過程中亦進行反翻譯工作，最後由四名專門研究健康行為和衛生政策的專家學者開會修改不同的翻譯版本，產生一份最終的 SF-36 中文版本。為了適合我國文化的特殊性，因此在翻譯中文版 SF-36 健康量表時，有些題目在敘述上與英文版有所不同，不過這些變更的地方曾與發展原版的研究者共同討論過，並經過其許可（ 50）。. 2. SF-36 健康量表的分數計算 (1)分數計算係依據 SF-36 健康量表使用及說明手冊上的計分方式，計算各量表中題目與選項的分數。依手冊的說明而重新計分，此目的除了達到量表化的第一假設也就是「選項應為等距」（ 48）。 (2)八個量表的計分經轉換後，分數範圍介於 0 到 100 分，0 分表示健康狀態最差，100 分表示健康狀態最佳。若每個健康量表中的題目，有一. 29.

(30) 半以上的遺失值時，則這個健康量表的計分視為遺失值。若每個健康量表中的題目未達一半的值遺失，則遺失值以沒有遺失值的題目取平均值代入（ 48）。. 資料輸入. 項目值超出範圍的譯碼為遺失. 反轉分數和/或再標準化 10 個項目分數以平均數代替遺失項目反應譯碼計算原始構面分數將原始構面分數轉換成 0-100 分執行計分檢查. 圖二. SF-36 計分流程. （Ware JE, Snow KK, Kosinski M, Gandek B, 1993）. (三) 測量民眾的健康知識此部分的健康認知題目，乃是參考李蘭等研究中所提出的測驗題目，這些題目在鑑別度分析上都有不錯的信度。健康知識得分是依據暴露種類分別來測量菸、酒、檳榔對健康危害的知識；每一種認知都包括十題或十題以上的題目，而有些說法有的「對」、有的「錯」，依據自己了解的情形來回答，答對者給 1 分，答錯或答不知道者不予給分。. 30.

(31) 例如：菸害認知部分的第一題” 吸菸的人容易有咳嗽多痰的症狀”，與酒的知識認知部分的第三題”酒精會影響大腦的判斷力” ，此兩題答案都是正確的，故選擇”對”的人，便給予 1 分；若選擇”錯”或” 不知道”的人，便不予給分。同樣的，在檳榔認知部分的第六題”在山坡地種檳榔有助於水土保持” ，此題答案是錯誤的，故選擇”錯”的人，便給予 1 分；若選擇”對” 或”不知道”的人，便不予計分。. (四) 測量民眾抽菸、喝酒、嚼檳榔的習慣在抽菸方面，問卷內容包括有無抽菸的習慣(每天平均一支香菸以上)、香菸每包價格、抽菸年數及累積攝取支年。在喝酒方面，問卷內容分成兩部分：包括有無喝酒的習慣(每天平均一次以上)、酒類價格、酒精濃度及容器容量；以及有無喝自行釀製酒的習慣、每月次數、每次喝酒 cc 數、釀製酒的酒精濃度；喝酒年數及酒精累積攝取量。在嚼檳榔方面，問卷內容包括有無嚼檳榔的習慣(每天平均一顆以上)、檳榔每顆價格、嚼檳榔年數及累積攝取顆年。. (五) 測量民眾的時間偏好態度本研究首先將以國內外文獻中現有的時間偏好問卷作基礎，發展適用於台灣一般民眾的時間偏好量表。時間偏好的測量分為幣值時間偏好與健康時間偏好兩種，分別計算其一年期的利率，其中幣值時間偏好為詢問受訪者現在獲得 10000 元相當於兩年後獲得多少錢；健康時間偏好的測量為問受訪者如果目前(或一年後)會生病 30 天，相當於兩年後(或三年後)會生病多少天，藉此比較不同時段的時間偏好是否有不同。. 31.

(32) 二、折現率的測量在測量時間偏好態度方面，共分三個部分，第一部份為測量幣值時間偏好，第二及第三部分為測量健康時間偏好。每部分都包含八種不同的選擇，你(妳)可以選擇現在支付(或生病) (或一年後生病)、兩年後再支付(或生病) (或三年後生病) ，或是選擇相等，即覺得現在跟以後再支付 (或生病)並沒有差別。如果你(妳)一直都選擇以後才支付(或生病)的情況，就必須持續選擇支付方式或生病方式，直至選擇現在(或一年後)或相等時，才算結束；或者是在最後直接填入你(妳)所認為現在的 10000 元相當於兩年後的支付金額，或是現在(或一年後)生病 30 天相當於兩年後(或三年後)的生病天數。測量幣值時間偏好的方法為詢問受訪者現在獲得 10000 元相當於兩年後獲得多少錢，一共可能有四種狀況發生。 (一) 若你(妳)在一開始就選擇現在支付 10000 元，以及一開始就選擇相等，即覺得現在和兩年後付並沒有差別的方式，其換算值(T)為零。. (二) 若你(妳 )在開始時一直都選擇”兩年後 ”才支付金額，因此持續選擇，直至選擇”現在”支付金額才結束的方式，其換算值(T)為[((當值 +前值)/2)-10000]。例如：當兩年後的支付金額依序為 10000、10300、10600 元時，你(妳) 依舊選擇兩年後支付的方式，但是當金額升至 11000 元時，你(妳)就選擇現在支付 10000 元的方式；故換算值(T)為[((11000+10600)/2)-10000] 。. (三) 若在開始時一直都選擇”兩年後”才支付金額，因此持續選擇，直至選擇”相等”支付金額才結束的方式，其換算值(T)為(當值-10000)。. 32.

(33) 例如：兩年後的支付金額依序為 10000、10300、10600 元時，你(妳) 選擇兩年後支付的方式，但當金額升至 11000 元時，你(妳)就覺得現在支付或兩年後再支付金額是沒有差別的；故換算值(T)為(11000-10000) 。. (四) 若你(妳)在開始時一直都選擇”兩年後”才支付金額，並且在最後直接填入你(妳)認為現在的 10000 元相當於兩年後的支付金額(WTP) 的方式，則換算值(T)為(填入金額-10000) 。. 健康時間偏好的測量方法為問受訪者如果目前(或一年後)會生病 30 天，相當於兩年後(或三年後)會生病多少天。生病的程度為雖然會影響工作、讀書的表現，並且有中等程度的疼痛情形發生；但是走路或穿衣服等行為是沒有問題的，而且你(妳)也不會感到焦慮或沮喪。同幣值時間偏好的方式，一共可能有四種狀況發生。. (一) 若你(妳)在一開始就選擇現在(或一年後)生病 30 天，以及一開始就選擇相等，即覺得現在(或一年後)生病 30 天，和兩年後(或三年後) 的生病天數並沒有什麼差別時，其換算值(T)為零。. (二) 若你(妳)在開始時一直都選擇”兩年後(或三年後)”才生病，因此持續選擇，直至選擇”現在(或一年後)”生病 30 天才結束的方式，其換算值(T)為[((當值+前值)/2)-30]。例如：當兩年後(或三年後)生病天數依序為 30、31 天時，你(妳)依舊選擇”兩年後(或三年後)”才生病的方式，但是當生病天數升至 32 天時，你 ( 妳 ) 就選擇 ”現在 ( 或一年後 )”生病的方式；故換算值 (T) 為 [((32+31)/2)-30] 。. 33.

(34) (三) 若你(妳)在開始時一直都選擇”兩年後(或三年後)”才生病，因此持續選擇，直至選擇”相等”的方式結束，其換算值(T)為(當值-30)。例如：當兩年後(或三年後)生病天數依序為 30、31 天時，你(妳)依舊選擇”兩年後(或三年後)”才生病的方式，但是當生病天數升至 32 天時，你(妳)就覺得現在(或一年後)生病 30 天或兩年後(或三年後)生病 32 天是沒有差別的；故換算值(T)為(32-30) 。. (四) 若你(妳)開始時一直都選擇”兩年後(或三年後)”才生病的方式，並且在最後直接填入你(妳)認為現在(或一年後)生病 30 天相當於兩年後(或三年後)生病天數的方式，則換算值(T)為(填入生病天數-30) 。. 而後將換算值(T)分別除上不同的單位?可求得 R1, R2, R3,： 1.幣值時間偏好：R1＝換算值(T)/10,000. … … … … (3.1). 2.健康時間偏好：R2, R3＝換算值(T)/30. … … … ....(3.2). 將算出的 R1, R2, R 3,分別代入下列公式中?即可求得幣值利率(r1) 、健康利率( 0-1 , r2) 及健康利率( 1-2 , r3)：公式如下：(x＝N?1≦x≦3) (1+rx)2＝ (1+Rx) (1 + Rx ). (1+rx)＝ rx＝. (1 + Rx ) -1 … … … ..(3.3). 34.

(35) 第四節. 變項說明. 變項的操作型定義如下：一、依變項本研究的依變項為以下三項：（一）香菸累積攝取量＝抽菸支數 * 抽菸年數(單位：支年) （二）檳榔累積攝取量＝嚼檳榔顆數 * 嚼檳榔年數(單位：顆年) （三）酒精累積攝取量＝(喝酒年數 * 酒精濃度 * 每月喝酒次數 * 每次 c.c 數)/1000 ,單位：總升年) 本研究之所以選擇累積攝取量做為主要依變項，是因為比較不受短期攝取量變動之影響；亦即在問卷設計中詢問受測者的菸酒檳榔攝取的歷史，也就是從抽第一口菸、喝第一口酒或吃第一口檳榔就開始記錄。. 二、自變項（一）個人基本資料本研究使用在個人基本資料部分的變項如下： 1.種族：統計上區分為原住民、漢人。 2.年齡 3.性別：統計上區分為男性、女性。 4.本身受教育年數 5.家中經濟提供者受教育的年數 6.家戶人數 7.婚姻狀況：統計上區分為未婚、已婚。 8.健康保險：統計上區分為有、無。 9.家中每月平均收入：統計上區分為四類，分別是一萬元以下、一萬至三萬元、三萬至五萬元、五萬元以上等四類。 35.

(36) 10.家中經濟提供者職業：統計上區分為三類，分別是專業人員、技術工人、半技術工人或無業等三類。. （二）測量民眾的健康狀態本研究使用在健康狀態部分的變項如下： 1.整體生理組成量表（Physical component summary scales, PCS） 2.整體心理組成量表（Mental component summary scales, MCS） SF-36 健康量表一共有八個面向，而這八個面向又可分為兩個構面，即生理組成（PCS）和心理組成（MCS）。而生理組成分數（PCS）包括身體活動功能（Physical functioning）、活動功能限制情況（Role-physical）、身體疼痛程度（Bodily pain）、個人評估身體健康的程度（General health）等四個面向；而心理組成分數（MCS）則包括了活力狀態（Vitality）、社會功能（Social functioning）、心理健康限制生活程度（Role-emotional）、心理健康狀態（Mental health）等另四個面向。. （三）測量民眾的健康知識本研究使用在健康知識部分的變項如下： 1.總體菸害健康認知得分：菸害認知部分共包括十題的題目，答對者給 1 分，答錯或回答不知道者，則給予 0 分；故最高分者可得到 10 分，最低分者則為 0 分。 2.總體檳榔健康認知得分：檳榔認知部分共包括十一題的題目，答對者給 1 分，答錯或回答不知道者，則給予 0 分；故最高分者可得到 11 分，最低分者則為 0 分。 3.總體飲酒健康認知得分：飲酒認知部分共包括十題的題目，答對者給 1 分，答錯或回答不知道者，則給予 0 分；故最高分者可得到 10 分，最低分者則為 0 分。 36.

(37) （四）測量民眾的時間偏好態度本研究使用在時間偏好態度部分的變項如下： 1.健康時間偏好率：即詢問受訪者如果一年後會生病 30 天，相當於三年後會生病多少天。折現率換算公式如下: rx＝. (1 + Rx ) -1. 在時間偏好態度部份，包含了幣值利率及健康利率變項;但是基於簡化模型的考量，以及研究文獻的證據顯示，在研究分析上只放入健康時間偏好率變項。. 第五節統計分析所有資料取得後，先加以整理、檢視、譯碼鍵入電腦後?再以 SPSS 10.0 中文版統計套裝軟體進行統計分析?所使用的統計方法包括: 一、描述性統計:平均值、標準差、次數分配、百分比。二、推論性統計:單因子變異數分析、Cronbach α 分析、皮爾遜相關係數、線性迴歸分析、二階段最小平方法(2SLS) 、聯立性檢定(Hausman test)。. 本研究的統計分析方法分為兩個部分，第一個部份是以複迴歸來決定相關的變項，第二部份則是以聯立方程組來進行分析。因為此研究違反典型線性迴歸（CIR）模型的第四個基本假設，所以必須以聯立方程組的統計方法來進行分析，且本研究係假設菸酒檳榔攝取的健康行為與健康狀態為模型中的內生變項，故變項的關係可以透過聯立方程組來加以陳述，以下將詳細介紹之:. 37.

(38) 一、聯立方程組估計— 兩階段最小平方法在複迴歸時，每一個預測變項對解釋變項有直接的影響；若預測變項不僅直接影響解釋變項，而且是間接的透過一個或一個以上的中介變項時，就應該使用聯立方程式或是結構式模型的方法。在聯立方程式中，往往有一種特殊的型態，即變數之間有一定順序的因果，最典型的例子就是傳統的蛛網理論（ 51）· 例如，一般價格理論的供需律可以如下表示： pt ＝ß1qt ＋ut pt ＝ß2qt ＋vt. … … … … … (3.4) … … … … … (3.5). 但是蛛網理論指出，供給面因有時差關係，農民以上期價格視為本期價格，而使得上期價格影響本期供給量，所以供需律可改寫成： pt ＝ß1qt ＋ut. … … … … … (3.6). qt ＝ß2pt-1＋et. … … … … … (3.7). 在(3.6)和(3.7)式中已帶有因果循環的關係，由(3.6)式本期數量影響本期價格，而(3.7)式本期價格又影響下一期數量，(3.6)式再以下一期數量影響下一期價格，(3.7)式重回到下一期價格影響下一期數量，如此的循環不已。而這樣的系統指出聯立方程式中互為時差因果，即為 Recursive model。若結構式模型中的方程式之間沒有雙向的關係，且誤差之間彼此獨立，則此模型就稱作遞歸（或因果循環）模型（Recursive model）。反之，若方程式之間存有雙向的關係，就稱作非遞歸模型（ Nonrecursive model）。若是遞歸模型，即方程式在統計上是互相獨立的；也就是說利用聯立方法來估計系統的方程式，和單獨利用一般最小平方迴歸（OLS）的方法是一樣的。在遞歸模型中，OLS 是最適當的估計方法，可以求得線性最佳估計式（ 5）。 38.

(39) 然而在非遞歸模型中，某一條方程式中的內生變項和其他的方程式中的變項有雙向的關係；且誤差項和內生變項有相關，故違反了迴歸的第四個基本假設，且 OLS 的方法就產生了偏差且不一致。而二階段最小平方法（2SLS）就是適合用來處理當預測變項被認為和誤差項互有相關的時候。在介紹二階段最小平方法之前，必須先對內生變項及工具變項的定義有所了解。在迴歸分析中，內生變項意指和模型中其他變項互有因果相關的變項（ 52）；即在回饋的機制之下，回饋關係中的每一個變項都是內生變項，例如本研究中的菸酒檳榔攝取等健康行為和健康狀態就互為內生變項。至於工具變項的定義為（ 52），它們並不會受到模型中其他變項的影響，但是卻會去影響那些變項；他們可能是也可能不是我們所感興趣的變項。而工具變項應該滿足以下條件：（1）和內生變項有相關（2）和誤差項沒有相關（3）較實際上的考量為，工具變項在分析中必須是可以取得的. 但是在實際上，我們卻很難去界定工具變項是否和誤差項有相關，當工具變項無法獲得時，通常我們就會去使用內生變項的延滯值。. 人口學分佈. Error. 健康狀態. Instruments. 健康行為健康認知時間偏好. 圖三. 工具變項圖 39.

(40) 在圖三中，本研究的工具變項包括了種族、年齡、性別、健康保險、家中人數、婚姻狀況、教育年數、職業、平均收入等基本人口學變項與健康認知得分及健康時間偏好率兩變項。二階段最小平方法的特色在於運用二次古典最小平方法以求取參數的一致估計式（51）。2SLS 的第一步驟就是創造一個工具，而第二步驟就是轉化工具變項的估計；也就是說 2SLS 是先對縮減式以最小平方法求取內生變項的估計值，並以該估計值作為結構方程式中內生解釋變項的工具變項來估計結構方程式的參數。為了估計健康行為與健康狀態互為內生的關係，本研究的實證模型為一聯立模型，如下所示： Behavior＝f（Health，K，TP，其他特性變數）. … … … .(3.8). Health＝g（Behavior，K，TP，其他特性變數）. … … … .(3.9). 在上述方程式中，Behavior 分別代表菸、酒及檳榔的攝取，K 分別代表菸、酒及檳榔的健康知識得分，Health 則代表一般健康狀態，Tp 則代表健康利率的時間偏好，上述的聯立方程式可用兩階段最小平方法分析求解。. 二、聯立性檢定（Hausman test）可進一步探討健康狀態的內生問題。 Hausman test 為一般被廣泛用來檢定模式中並沒有界定錯誤的假設，除此之外，也可以應用在檢定變項中的誤差項。假設想要檢定在方程式中的預測變項和誤差項是否互有相關；虛無假設為在大樣本的條件下，預測變項和誤差項是互相獨立的，則 OLS 的估計是一致且有效的；相反的在對立假設的條件之下，預測變項和誤差項是互有相關的，因此在此條件下，OLS 的方法並不適合，就必須利用. 40.

(41) 2SLS 來產生一致的估計值。 Hausman test 首先是利用 OLS 來估計模型的縮減式，然後再從迴歸中更正估計值；而這個估計值是來自於工具變項（即系統中的所有外生變項），而後再利用 OLS 來估計擴展的迴歸方程式，即 fitted value 可以顯示出附加的預測變項（5）。簡單的虛無假設即為附加的預測變項其迴歸係數是零，所以可以利用 t 或 F 檢定的方法。結果若是拒絕虛無假設，則預測變項就不能被當作是外生變項；若沒有拒絕虛無假設，預測變項就可被當作是外生變項。總而言之，採用 Hausman test 對最小平方法與工具變項的估計結果加以檢定，若虛無假設成立，則 OLS 的結果就具有一致性而且是有效的。. 三、Heteroskedasticity 去檢測模式中有無 Heteroskedasticity 現象的方法有許多種，在此研究中乃是利用 White’s test（ 53）去看是否誤差項的變異數和自變項之間有相關存在，White’s test 首先是先去估計古典最小平方法模型，並且得到模式中的個別係數值，此外也可以得到此模式的殘差值，並將殘差值平方。接下來，我們再利用此模式去估計殘差值的平方，便可以得到 F 值。若得到的 F 值並不顯著，表示 OLS 所得到的估計值可以代表此模式所得到的結果；相反的，若是 F 值顯著，就必須利用 White’s test 所求到的預測值去當作觀察值的加權變項，而得到 generalized least squares（GLS）的估計值。. 四、兩部分模型 Two-Part Model 可以用來解決沒有使用者所帶來之問題，兩部分模型是分為兩個方程式來計算，程式一為計算事件發生與否的機率，以邏輯斯迴歸來表示：程式二以複迴歸計算預期有使用的部分。 41.

(42) 概似比函數（likelihood function）對於兩部分模型相當的重要，它使模型可以分成兩個部分而分別去計算條件密度函數，並且不需要對兩個方程式作任何獨立的假設。兩部分模型的邊際效果（Marginal impacts）是以下列公式計算： E(Use)=E(Prob)×E(Use Use > 0 ). … … … (3.10). 其中，E(Prob)為有利用的期望機率，E(Use Use > 0 )則是在有利用的情況之下，所利用的期望數。若以本研究中抽菸(cigs)為例說明，邊際效應可表示： ∂E (Use Use > 0) ∂E (Use) ∂E (Pr ob) = × E (Use Use > 0) ＋ × E (Pr ob) … (3.11) ∂cigs ∂cigs ∂cigs. 簡單來說，可用下列方程式替代： γ [P(1 − P )]× M + β × M × P. … … … … (3.12). 其中： γ 為邏輯斯迴歸係數 P 為有利用者的平均機率 M 為有使用者的平均使用量 β. 為迴歸係數. 本研究為估計第一階段民眾是否有抽菸、飲酒及嚼食檳榔的相關影響因素；第二階段為有抽菸、飲酒及嚼食檳榔者分別在菸酒檳榔攝取量上的相關影響因子。. 42.

(43) 第四章結果問卷一共回收了 500 份一般民眾資料及 200 份原住民資料，以下將逐步介紹分析結果。. 第一節描述性統計資料. 描述性統計資料為表一至表八等八個表格，而其內容包括基本人口學分布、健康狀態、菸酒檳榔攝取情形、健康認知及時間偏好態度。. 一、社會人口學變項從表一中可知，在一般民眾部分男性佔 47.3％少於女性（52.7％），平均年齡為 42.7 歲，其中以 36-45 歲的人最多（22.9％），26-35 歲的人次之（21.1％）。在教育程度方面，受測者本身平均受教育年數為 11.2 年，並以高中職的人數最多（30.7％），而大學或大專的人數次之（28.5％）；而家中經濟提供者平均受教育年數為 12.2 年，教育程度則是同樣的以高中職的人數最多（33.9％），而大學或大專的人數次之（31.5％）。家中人數平均為 5.3 人，且超過六成以上為 4-6 人居多；家戶每月平均收入在五萬元以上者佔了 49％，只有不到 4％的家庭其每月平均收入在一萬元以下；且自民國 84 年實施健康保險以來，約只有 1.2％的民眾沒有納保；且有將近七成的民眾已婚，而家中經濟提供者的職業有 42％為專業人員（即高、中級行政人員或一般公務員），40.8％的職業為技術工人，而半技術或失業者不到二成。在原住民部份男性佔 48.7％少於女性（51.3％），平均年齡為 44.6 歲，和一般民眾相似的是亦以 36-45 歲的人最多（25.3％），26-35 歲的人次之（23.7％）。在教育程度方面，受測者本身平均受教育年數為 8.2 年，並 43.

(44) 以小學程度的人數最多（46％），高中或高職的人數次之（25.8％），而大學以上程度的人數不到一成；而家中經濟提供者平均受教育年數為 8.5 年，教育程度則是同樣的為國小的人數最多（40.8％），高中或高職的人數次之（26.2％）。家中人數平均為 5 人，且超過五成以上為 4-6 人居多；家戶每月平均收入在一萬元至三萬元之間者佔了 50.3％，只有 13.4％的家庭其每月平均收入在五萬元以上；且自民國 84 年實施健康保險以來，約有 4.6％的民眾沒有納保，納保率略低於一般民眾；且有將近七成的民眾已婚，而家中經濟提供者的職業有 45.5％為技術工人，42.4％的職業為半技術或失業，職業為專業人員（即高、中級行政人員或一般公務員）的比例只佔了 12.1％。我們利用獨立樣本 T 檢定來看在基本人口學方面，是否原住民和一般民眾有所差異，結果發現兩者的年齡、性別及婚姻狀況並沒有什麼差別；但是在有無健康保險、本身教育程度、家中經濟提供者教育程度、職業別及家戶平均收入等變項卻有顯著的差異，因此可以知道原住民在教育年數、平均收入及職業類別上都不同於一般民眾。. 二、健康狀態從表二我們可以看到原住民及一般民眾的健康狀態，發現在健康量表的得分上，原住民在 SF-36 量表的八個構面得分均普遍低於台灣地區一般住民，這八個構面分別為身體功能、角色身體功能、疼痛、一般健康、活力、社會功能、角色情緒功能及心理健康；而這八個構面經過主成分分析的轉軸之後，可以得到生理組成（PCS）及心理組成兩個分數（MCS），亦發現在生理組成（53.84 vs. 49.03）和心理組成（47.50 vs. 44.30）這兩組得分仍然是一般民眾高於原住民。而不論是原住民或是一般民眾的生理組成分數或及心理組成分數都可以和以美國人口為依據的標準分數做比較，即其中標準化後的得分如 44.