自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福感及憂鬱關係之調查

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自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福感及

憂鬱關係之調查

余民寧陳柏霖許嘉家鐘珮純趙珮晴

摘要

維護健康的責任視為個人的資源，以因應危險因子並保持情緒幸福感，甚至有促進身體健康與降低憂鬱的影響效果。因此，本研究旨在探討國內民眾的自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福感及憂鬱的關係。研究對象為 18 歲以上的民眾，共計 1948 位，採用「健康責任評估量表」、「情緒幸福感量表」及「臺灣憂鬱症量表」作為研究工具，透過實徵資料的蒐集，利用結構方程式模型，進行相關性分析。研究結果發現： 1.健康責任與情緒幸福感為顯著的正向關係。 2.健康責任與憂鬱有顯著負向關連。3.情緒幸福感與憂鬱為顯著的負向關係。本研究結果有助於瞭解民眾的自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福感及憂鬱的關係，文末針對實務工作及未來研究，提出各項具體建議。 關鍵詞：自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福感、憂鬱 余民寧：國立政治大學教育學系教授陳柏霖：國立政治大學教育學系博士候選人許嘉家：國立政治大學教育學系博士候選人鐘珮純：國立政治大學教育學系博士研究生趙珮晴：國立政治大學教育學系博士研究生

E-mail： [email protected]； [email protected] 投稿日期：2011 年 9 月 8 日，接受日期：2012 年 1 月 12 日

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A Correlational Study of

Self-Reported Health Status, Health

Responsibility, Emotional Well-Being

and Depression

Yu, Min-Ning Chen, Po-Lin Syu, Jia-Jia

Chung, Pei-Chun Chao, Pei-Ching

Abstract

Health responsibility is a resource for mankind to cope with risk factors and maintain emotional well-being. It also may have a positive impact on physical health and reduction of depression. The main purpose of this study is to explore the correlations among the Taiwanese self-reported health status, health responsibility, emotional well-being and depression. There are 1948 people stratified selected from Taiwan. Responses from a survey via questionnaires (“Health Responsibility Assessment Scale”, “Emotional Well-Being Scale” and “Taiwan Depression Scale”), of Taiwan residents aged 18 years and above, are used to explore the correlation among health responsibility, emotional well-being, and depression. The collected data was analyzed by structural equation modeling (SEM). Findings are summarized as follows: 1. There are positive correlations existed among the health responsibility and emotional well-being. 2. Health responsibility and depression have been shown to be negatively correlated with each other. 3. Path analysis reveals a negative relationship between emotional well -being and depression. Results of this study identify important influences useful to health professionals for promoting emotional well -being in Taiwan residents. Finally, some suggestions for counseling interventions and future researches are proposed.

Keywords: self-reported health status, health responsibility, emotional well-being, depression

Yu, Min-Ning: Professor, Department of Education, National Chengchi University Chen, Po-Lin: Ph. D. Candidate, Department of Education, National Chengchi

University

Syu, Jia-Jia: Ph. D. Candidate, Department of Education, National Chengchi University

Chung, Pei-Chun: Doctoral Student, Department of Education, National Chengchi University

Chao, Pei-Ching: Doctoral Student, Department of Education, National Chengchi University

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壹、緒論

身處在知識經濟時代，隨著高科技的發展，社會經濟狀況的變化，大幅改變現代生活的樣貌，現代生活充滿便利性與快速性。然而，這樣的生活環境是否為人類所追求的，因人而異。自從 Seligman 與 Csikszentmihal yi （ 2000 ）提出正向心理學的觀點之後，有些人開始思索如何追求生活的素質，如何找尋生命的意義及真正的快樂。尤其，國內在追求國際化與世界接軌的同時，國人身心健康將受到衝擊與挑戰（行政院衛生署、國家衛生研究院， 2008），如何達到安適的狀態，減少憂鬱傾向更加格外重要。至於民眾的憂鬱情況，根據葉雅馨與林家興（ 2006）調查發現，有 11.74%民眾已達嚴重憂鬱程度，而劉嘉年（ 2009 ）以國民健康局所建立的資料庫內容為分析材料發現，65 歲以上之女性其憂鬱情緒最高（佔 10.2%）。上述研究結果，主要從生理或情緒的層面探討憂鬱程度，而缺乏從美國全人醫療協會（ American Holistic Medical Association, AHMA ）所提出「全人取向的醫治方式」理念，作為分析論點，此乃本研究亟欲加以探討者。從全人取向醫治方式的理念，憂鬱係由「認知、情緒、身體及人際」四個層面所組合而成，不應只從單一層面看待憂鬱這個疾病。數十年來，相關研究（ Reichhardt, 2006; Wi lson, 1967）均發現較快樂的人擁有較健康的身體，健康被視為正向幸福的表徵。健康一詞不僅只是消極的沒有疾病或死亡而已，更有積極的健康與最適的幸福感狀態，健康是可改變的連續量（黃雅文、姜逸群，1995）。因此，根據世界衛生組織（ World Health Organization, WHO ）的定義，「健康是指生理、心理和社會完全安適的狀態，不僅只是沒有疾病而已（ WHO, 1948）」，說明一個人的健康，不完全只是生理的健康，還要有心理的健康。根據精神健康基金會（ 2011）於 2010 年調查國人精神健康指數顯示，國人的心身健康為 82.3 分，但在個人價值（ 78.5 分）面向上，不甚理想，此說明國人缺乏個人價值的建立，雖無法完全瞭解其影響因素，但強化幸福感或許是一個方法，才能有一完整的心理健康。當然，想要有健康的身體，也必須關心自己的健康，自己承擔健康的責任，包括適時的求醫、討論或閱讀關於健康的資訊（如書籍、

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影片等等）。 Pender（ 1987）即認為，執行健康行為，避免危害健康的行為，尋求專業資源的協助及對健康的責任感，皆是個體追求良好的生活型態。追求健康不僅是個體的權利，亦是一種責任，民眾如果有良好的自覺健康狀況，不僅可以減少國家健保資源的浪費，更可以促進邁向積極環境或組織（國家）的康莊大道。另外，一個自覺健康狀態越佳的個體，對於自己的健康可能較為負責任，除了關注身體的變化，其心理（如情緒幸福感）狀態也越豐厚，罹患憂鬱的症狀亦會大幅降低。自覺健康狀態是一種主觀的健康評估，個體倘若有疾病，造成身體的不適，但其健康的心理狀態，仍可支撐身體的免疫系統，雖有疾病，但還是認為自己屬於健康的一類；相反的，某些個體即使未罹患任何疾病，但其心理所知覺的健康狀態是不佳的，這樣的民眾罹患憂鬱症的機率可能會較高。在陳怡君（ 2005）的研究中發現，規律運動的人與不運動的人，均有 6%以上覺得自己身體不好，雖然其干擾的因素頗多，但可說明健康不僅是生理的健康，有時，心理健康與否更是一個關鍵。此一結果引發研究者好奇，個體所自評的健康狀態，對於健康責任、情緒幸福感及憂鬱有何差異，將在本研究加以調查。本研究基於上述動機，擬透過問卷調查的形式，瞭解國內民眾自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福感與憂鬱之關係，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「健康責任」、「情緒幸福感」、「憂鬱」及「自覺健康狀態」的定義及測量之文獻，接著闡述變項之間的關係，以作為研究方法的設計。

一、健康責任的定義與測量

從健康促進的觀點，健康責任屬於促進健康的一環，個體是否注重自己的健康，將影響其生理或心理狀態（ Chung, et al., 2010）。過去相關研究（如 Neumark-Sztainer, Story, Hannan, & Croll, 2002; Walker, Sechrist, & Pender, 1987 ）探討健康促進時，將運動、營養、生活作息分為不同的構念，進行題目編製與測量，然而研究者認為，這些項目可統合成一個構念，即是健康責任（ health responsibility）。 Walker（ 1987）等人，歸納六項健康促進因素進行測量，但其中運動、

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營養概念的範疇較廣，是一種健康行為，但個體有無這種行為的概念，對於促進健康與否將有所影響。健康責任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）。余民寧與陳柏霖（ 2010）亦指出，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，本研究基於上述文獻，認為健康責任即已包括運動、營養等測量變項在內。

二、情緒幸福感的定義與測量

由於生活富足後，人們會開始反思自我在物質追求滿足之後，進一步尋求心理上的滿足，開始強調生活品質（ quality of life）的重要性，因而提出了主觀幸福感（ subjective well-being）的概念。幸福感是一種個體內在情感的體驗結果，過去研究常認為「快樂」就是一種幸福，如果人們體驗到愉快的情感多於不愉快的情感，即可推論個體可能是幸福的（黃金花、苗元江、陳浩彬， 2008）。然而相關研究者（曾文志，2007；Andrew & Withey, 1976；Diener, et al., 1999；Keyes & Magyar-More, 2003 ）認為，情緒幸福感即是主觀幸福感的反照，包括認知與情意兩部分，其中情意方面，又可分為正、負向情意；而認知方面，包括對生活滿意的評價所匯集而成。有鑑於積極與消極情感之定義與測量仍存在些許爭議，如獨立性問題（ Diener & Emmons, 1985 ）；因此，本研究僅針對其中的「覺察生活滿意（ perceived satisfaction with life ）」與「公認快樂（ perceived avowed happiness ）」二個層面進行調查。在概念上，前者是以探討人們能從想要和需要之間的小小差異，知覺到生活中充滿知足、平和、滿意的成就感，如：「詢問受試者對自己目前生活滿意的程度」；而後者，則是測量受試者具有快樂、愉悅的一般的感覺和經驗，如：「詢問受試者覺得自己時時充滿喜悅的程度」（余民寧等人， 2011）。

三、憂鬱的定義與測量

過去研究（如李昱等人， 2000；林家興等人， 2008；葉雅馨、林家興，2006）大多從生理或情緒層面的工具，加以判斷個體是否有無

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憂鬱傾向，然而此一觀點是不足的。依據「全人取向的醫治方式」理念認為（ AHMA, 2005； Jantz & Mcmurray, 2003 ），患者需在認知

（ cognitive）、情緒（ emotional）、身體（ physical）及人際（ interpersonal）

此四個向度上，從這四個向度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）。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 & Mcmurra y, 2003； Peeters, et al., 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 ），導致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，余民寧、劉育如及李仁豪（ 2008）即根據此一觀點，編製「臺灣憂鬱症量表」（ Taiwan Depression Scale, TDS）。從個體在認知、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， 2010；余民寧、陳柏霖、許嘉家， 2010；余民寧、黃馨瑩、劉育如， 2011）。本研究基於上述論點，乃以該量表作為本研究工具，誠屬適切。

四、健康責任、情緒幸福感及憂鬱之關係

個體健康與否對於幸福感的關係，長期以來不斷被加以探討。根據 Wilson（ 1967）研究指出，健康與幸福感具有強烈的關連性；然而 Brief、 Butcher、 George 及 Link（ 1993）卻發現，相關性很低，主要在於個體主觀對自我健康狀態的認知。Roy、Mitchell 及 Wilhelm （ 2001）研究發現，憂鬱症者的身體健康狀況欠佳，尤其是出現心血管與抽煙等問題。另外，張玨（ 1999）認為，健康的主要概念在於免於疾病纏身，但身體無重大疾病，並不代表完全的健康。完整的健康

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應該在於達到安好的最高點－「後健康狀態」（ meta-health），接受因習慣而帶來的責任（廖世德譯，1993）。倘若個體擁有較多的健康行為（如：參與休閒活動或規律運動習慣等），在面對多種壓力的來源，仍保有較佳的幸福感狀態，或降低憂鬱之傾向（余民寧等人， 2011；李維靈、施建彬、邱翔蘭，2007；Biddle, Fox, & Boutcher, 2000； Hardman & Stensel, 2003 ； J anke, Nimrod, & Kleiber, 2008 ）。因此，個體對自我健康負責與否，自然與個體所從事的健康行為有所關連（姜逸群， 2006）；蘇俊賢（ 1997）亦指出，個人運動習慣與自我健康狀況之評估有著密切關係。個人對於自己的健康負責，減少因疾病所帶來的困擾，或是從事休閒活動，自然而然可以知覺豐厚的情緒幸福感，因而降低憂鬱的傾向。而情緒幸福感與憂鬱的關係為何，國外相關研究證實幸福感與憂鬱為負相關（如 Engel, Siewerdt, Jackson, Akobundu, Wait, & Sahyoun, 2011； Liu, Shono, & Kitamura, 2009 ）；在國內相關研究（余民寧、許嘉家、陳柏霖， 2010；余民寧、陳柏霖、許嘉家， 2010；余民寧等人， 2011； S yu, et al., 2010）發現：以主觀幸福感為中介效果，可初步解釋評價性支持或健康行為對憂鬱之影響、可扮演高中職教師的工作時數與憂鬱程度間的中介、且不同婚姻狀態、擔任志工頻率對於憂鬱有影響。然而上述實徵的調查，仍存有一缺口，即是自覺健康與不健康的個體，對於健康越負責，其情緒幸福感的狀態與憂鬱的傾向之關係為何，是本研究擬加以調查的。

五、自覺健康狀態對於健康責任、情緒幸福感及憂鬱

是否有差異

自覺健康狀態（ self-rated health status）是瞭解生理與心理健康的一個綜合指標，自覺健康可能可反映出目前的疾病狀況，與健康資源的可近性（許志成， 2004）。張彩秀與黃乾全（ 2002）調查中高齡者的自覺健康狀態，結果指出有 38.4%自覺好或非常好、 46.7%自覺差不多、 14.9%自覺差或非常差。過去相關文獻（王秀紅、邱啟潤、王瑞霞，李建廷，2002；Pender, Walker, Sechrist, & Frank -Stromborg, 1990）發現，自覺健康狀況越好者，越有動機去維持該狀況，因而執行較多的健康行為。Bolívar、Daponte、Rodríguez 及 Sánchez（ 2010）

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指出，自覺運動狀況較佳者，從事規律運動行為的比例越高。而 Gould （ 1990）針對 20 至 86 歲的成人研究發現，個人自評健康狀況與健康促進行為有顯著相關。自覺健康狀況是依據個體自我評量的結果，可適切反應一般身體與心理的健康狀態（ Ware, Gandek, & the IQOLA Project Group, 1994 ）。至於自覺健康狀態對於幸福感有著極大的影響，其知覺健康狀態的程度愈高，幸福感相對也愈高（吳衍潔，2002； Thompson & Heller, 1990 ）。另外，自覺健康狀態對於憂鬱則為負相關（林建璋， 2007； Schulz, et al., 2006）。因此，綜合上述文獻評析，個體的健康責任情況，對於情緒幸福感及憂鬱有何影響，是本研究亟欲探究的。本研究認為個體是否注重自己的健康責任會影響所知覺之情緒幸福感及憂鬱傾向，且所知覺的情緒幸福感也會影響憂鬱的傾向，並以這三者間的關係進行概念模式的假設。故此，本研究待答問題如下所述：一、民眾在「健康責任」、「情緒幸福感」與「憂鬱」之現況為何？二、自覺健康者與不健康者在「健康責任」、「情緒幸福感」與「憂鬱」之結構關係模式的情況為何？三、不同自覺健康狀態者的健康責任、情緒幸福感及憂鬱是否有差異？

貳、研究方法

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，將母群分為工業或製造業、學生、商業與服務業及自由業、軍公教、退休人士等群體；接著，請電信公司發送簡訊，邀請民眾上網填寫問卷；同時使用電子郵件的方式，分別發信（ E-mail）請全國社區大學的主秘、企業界人資部門主管、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。由於考量退休人士（高齡者）使用電腦的習慣不一，並考量高齡者的視力，研究者放大字體以紙本的形式，發送給全國樂齡學習資源中心與臺北市老人服務中心負責人各 5 份問卷，邀請高齡者填寫問卷，填寫完畢後，將問卷對折

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寄回即可。網路問卷與紙本問卷進行期間共計 1.5 個月。

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, & Hindel ang, 2004； Sheehan, 2002 ）。因此，本研究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大樣本資料（大約維持在 1000 人次左右），才能方便未來各項統計分析。這種考量與做法，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）。再者，相關研究（余民寧、李仁豪， 2006， 2008；李仁豪、謝進昌、余民寧， 2008；李仁豪、余民寧， 2010；游森期、余民寧， 2006）皆證實，在母群體確定的情況下，使用紙本問卷或網路問卷皆有良好的信效度，就調查實質內容而言，兩者幾乎無差異。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。

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%）。

（二）健康責任評估量表

在評析相關文獻後，研究者根據文獻的記載，自行編製一份「健康責任評估量表」（ Health Responsibility Assessment Scale, HRAS），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責任評估結果愈佳。題目包含：「從事休閒活動」、「規律的運動習慣」、「留意健康資訊」、「作息規律」、「身體不適時，會主動去找醫生」、

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「定期健康檢查」。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信度分析來建構量表的信、效度證據。因素分析可支持量表的理論構念，以建立「建構效度」（ construct validity）；本量表 KMO 值 .744， Bartlett 球形檢定達顯著，表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，所有觀察變項對其個別潛在變項的因素負荷量的值介於 .402 到 .679 之間，顯示這些觀察變項皆足以反映其所建構的潛在變項。量表的內部一致性信度係數值為 0.73。經驗證性因素分析（ confirmatory factor analysis, CFA ）後，各適配指標（ RMSEA = 0.074、 GFI = 0.99、 NNFI＝ 0.95）皆反應出模式具有適配水準。

（三）情緒幸福感量表

本研究根據相關文獻（ Diener, 1984； Diener, Suh, Lucas, Smith, 1999 ），編製研究所用的情緒幸福感量表（ Emotional Well -being Scale）。情緒幸福感為對生活中自我情緒狀態的覺知與評估，以兩個層面進行測量；此兩層面分別為「公認快樂」（ 3 題）與「覺察生活滿意」（ 2 題）加以測量。量表中的內容皆採背譯法（ back translation ）方式編製；在「公認快樂」分量表中，題目包含：「我覺得自己時時充滿喜悅」、「我感覺到自己神采飛揚」、「我認為自己是個極快樂的人」；而在「覺察生活滿意」分量表中，題目則包含：「我很滿意目前自己的生活」、「我覺得自己的生活很豐盛」。在填答方式上，受試者依各指標之現況，自「極不同意」到「非常同意」的作答反應程度，分別給予 1 至 4 點方式計分；得分愈高者，即代表該受試者的情緒幸福感愈高。上述二個因素向度之內部一致性信度係數值分別是 0.90 與 0.79，總量表的內部一致性信度係數值則為 0.90，顯示受試者間表現出高度的作答一致性。經二因素驗證性因素分析後，各適配指標（ RMSEA = 0.065、 GFI = 0.99、 NNFI＝ 0.99）皆反應出模式具有適配水準。

（四）臺灣憂鬱症量表

研究者採用余民寧、劉育如、李仁豪（ 2008）所編製的「臺灣憂鬱症量表」，作為本研究用來測量受試者心理疾病程度的依據。該量

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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傾向的程度愈嚴重。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。經四因素驗證性因 素分析後，在未經任何模式修正下，除卡方值（即 2413.19， p < .01） 因大樣本影響而達顯著外，其餘適配指標（ RMSEA = 0.076、 GFI = 0.90 、 NFI＝ 0.98 ）皆反應出模式具有適配水準。由於本量表題數較多，因此將原始觀察題目合併成四個組合變項（ parceling variables），以克服估計參數膨、減少誤差與無關的變異量。

（五）自覺健康狀態的測量

本研究自覺健康狀態的測量，為本研究問卷中背景資料中的一題：「與同年齡的人相比較？」選項有二個，分別為「健康的」與「不健康的」，為單選題。資料登錄時，健康的登錄為「 1」，不健康的登錄為「 2」。

三、資料處理與分析

本研究問卷回收後，研究者評析相關文獻（如余民寧、李仁豪， 2006， 2008；李政忠， 2004），認為填答者的 IP 位置、作答問卷的時間過短或過長、及填答者 e-mail 有重複者，並參照描述統計的結果，剔除線上填寫惡作劇者的攪局，以減少測量的誤差。隨後，本研究使用統計套裝軟體版 SPSS15.0 及 LISREL8.7 版進行資料分析，並以 α＝ .05 作為統計的顯著水準。首先，使用結構方

程式模型（ structural equation modeling, SEM ）分別針對自覺健康者與自覺不健康者在「健康責任」、「情緒幸福感」及「憂鬱」間的路徑關係模式進行分析。接著，再以獨立樣本 t 檢定（ independent-sample t test ）分別考驗自覺健康者與自覺不健康者對於健康責任、情緒幸福感及憂鬱是否有所差異。

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參、研究結果

一、受試者在「自覺健康狀態」「健康責任」、「情

緒幸福感」與「憂鬱」之現況分析

受試者在「自覺健康狀態」上，有 1654 人（ 84.9%）與同年齡的人相比，自覺自己屬於健康的，而有 275 人（ 14.1%）認為自己屬於不健康的，有 19 人（ 1%）未針對該題進行作答。從上述描述統計結果，可瞭解有 84.9%自覺屬於健康的。其次，關於「健康責任」各題項、「公認快樂」、「覺察生活滿意」與「憂鬱各因素」的平均數、標準差、偏態與峰度數值，如表一所示。本研究共包含 12 個測量變項（ HR1－ HR6、 EM1－ EM2、 CO、 EM、PH、IN），用來推估三個潛在變項（即健康責任、情緒幸福感、憂鬱）。 HR1－ HR6 代表健康責任的測量題目；其次， EM1－ EM2 為情緒幸福感的測量變項，分別為「公認快樂」向度與「覺察生活滿意」向度。此外，CO、 EM、PH、 IN 為憂鬱傾向的測量變項，依序為「認知」（合併原始題目 6 題而成）、「情緒」（合併原始題目 6 題而成）、「身體」（合併原始題目 6 題而成）、與「人際關係」（合併原始題目 4 題而成）四個向度。上述 12 個測量變項的偏態與峰度均小於 1，表示本研究樣本的資料分佈，整體而言，大致符合常態分配的性質。根據「表一」的描述統計，受試者在「身體不適時，會主動去找 醫生」（ M = 2.70）該題上，其得分相對於健康責任其他題目較高， 而在情緒幸福感上，「公認快樂」（ M = 7.98）該向度其得分高於「覺 察生活滿意」向度。另外，在憂鬱傾向上，「情緒」向度（ M = 7.14） 高於憂鬱其他向度。

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從事休閒活動規律運動習慣留意健康資訊作息規律主動就醫定期健康檢查公認快樂覺察生活滿意認知情緒身體人際代號 H R1 H R2 H R3 H R4 H R5 H R6 E M1 E M2 C O E M P H I N M 2 . 6 2 2 . 2 8 2 . 6 0 2 . 6 0 2 . 7 0 2 . 0 1 7 . 9 8 5 . 3 7 4 . 7 7 7 . 1 4 6 . 5 9 4 . 0 0 S D . 7 0 9 . 7 8 9 . 7 1 0 . 7 7 5 . 7 6 7 . 8 2 7 1 . 8 48 1 . 2 69 3 . 3 03 3 . 4 61 3 . 3 49 2 . 5 82 偏態 . 4 3 5 . 5 0 1 . 2 4 1 . 0 3 4 . 1 4 3 . 5 4 7 -. 1 0 8 -. 2 3 9 . 7 1 3 . 6 0 0 . 5 3 1 . 5 3 1 峰度 -. 5 6 7 -. 0 3 0 -. 4 0 6 -. 4 4 4 -. 6 4 1 -. 2 0 0 -. 0 0 2 . 2 3 4 . 5 4 5 . 8 3 4 . 8 9 8 . 3 4 1

二、自覺健康者在健康責任、情緒幸福感及憂鬱的關

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）。有關自覺健康者在健康責任、情緒幸福感及憂鬱關係的結構方程式模型檢定結果，如「圖一」所示（共變數矩陣如「表二」所示）。從整體適配度檢定方面來看，本模式的 2_{值為 551.33，自由度為 51，} 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；黃芳銘， 2004；Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010 ），而本模式的 RMSEA 為 0.077，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 0.95，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 0.96，顯示本模式與沒有任何共變

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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 為 0.74，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「表三」所示。「圖一」所示，代表自覺健康者在健康責任、情緒幸福感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，「健康責任」與「情緒幸福感」兩個潛在變項之間的路徑係數為 0.44，t 值為 14.14，已達 .05 顯著水準，也就是越關注自己的健康，其情緒幸福感狀態越豐厚；而「情緒幸福感」與「憂鬱」兩個潛在變項之間的路徑係數為 -0.45， t 值為 -13.08，說明情緒幸福感越佳，其憂鬱傾向越低；至於「健康責任」與「憂鬱」兩個潛在變項之間的路徑係數為 -0.13，t 值為 -4.11，表示個體愈能接受健康促進是自己的責任時，其憂鬱傾向的程度會比較低。此一結果說明，對於健康越負責的自覺健康者，其情緒幸福感越佳，而憂鬱傾向越低。從方法學的觀點來看，本研究所建立的模式，顯示所假設的路徑不僅達顯著，且符合理論推導的假設方向，亦即顯示結構模式適配程度可獲支持（余民寧， 2006）。圖一自覺健康者在健康責任、情緒幸福感及憂鬱關聯之結構方程式模型建構註： HR 表示健康責任； EWB 表示情緒幸福感； DEP 表示憂鬱； HR1－ HR6代表「健康責任」的題目、 EM1－ EM2 代表「公認快樂」與「覺察生活滿意」、 C O 、 E M 、 P H 、 I N 代表「認知」、「情緒」、「身體」、「人際」。

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H R1 H R2 H R3 H R4 H R5 H R6 E M1 E M2 C O E M P H I N H R1 0 . 5 1 H R 2 0 . 2 9 0 . 6 2 H R 3 0 . 1 9 0 . 2 5 0 . 5 0 H R 4 0 . 1 4 0 . 2 1 0 . 2 1 0 . 5 9 H R 5 0 . 1 2 0 . 1 3 0 . 1 8 0 . 2 1 0 . 5 9 H R 6 0 . 1 5 0 . 2 4 0 . 1 9 0 . 2 2 0 . 2 3 0 . 6 9 E M1 0 . 2 7 0 . 3 1 0 . 2 6 0 . 3 7 0 . 3 0 0 . 3 9 3 . 1 6 E M2 0 . 1 4 0 . 1 7 0 . 1 7 0 . 2 2 0 . 1 7 0 . 2 3 1 . 4 2 1 . 4 9 C O -0 . 2 1 -0 . 3 7 -0 . 3 5 -0 . 5 1 -0 . 4 8 -0 . 5 6 -2 . 1 9 -1 . 3 8 9 . 4 7 E M -0 . 1 3 -0 . 4 1 -0 . 2 3 -0 . 4 8 -0 . 3 6 -0 . 6 5 -2 . 0 2 -1 . 2 9 7 . 4 5 1 0 . 70 P H -0 . 2 5 -0 . 3 9 -0 . 2 5 -0 . 6 5 -0 . 3 5 -0 . 4 7 -1 . 5 4 -0 . 9 9 6 . 0 9 7 . 1 0 9 . 5 7 I N -0 . 2 6 -0 . 3 2 -0 . 2 8 -0 . 3 0 -0 . 3 9 -0 . 4 9 -1 . 6 4 -1 . 0 1 4 . 7 1 4 . 3 9 4 . 2 9 6 . 0 4 表三自覺健康者的結構方程式模型適配度指標評鑑摘要適配度指標（理想數值）自覺健康者的樣本 W LS2 （越小越好） 5 5 1 .3 3 ( d f = 5 1 , p = 0 .0 0 0 ) 絕對適配指標（ 1）漸進誤差均方根 RMSE A（ < .08） 0 . 0 77 （ 2）適配度指標 GFI（ > .9 ） 0 . 9 5 （ 3） SRMR（ < .05） 0 . 0 49 相對適配指標（ 1）非規範適配指標 NNFI （ > .9） 0 . 9 4 （ 2）比較適配指標 CFI （ > .9 ） 0 . 9 6 精簡適配指標（ 1）精簡常態適配度指標 P NFI（ > .5） 0 . 7 4 （ 2）卡方自由度比 2/ df （ < 3 ） 1 0 . 81

三、自覺不健康者在健康責任、情緒幸福感及憂鬱的

關係

有關自覺不健康者在健康責任、情緒幸福感及憂鬱關係的結構方程式模型檢定結果，如「圖二」所示（共變數矩陣如「表四」所示）。從整體適配度檢定方面來看，本模式的 2 值為 141.08，自由度為 51，顯示模型已達良好適配。就 RMSEA 提供的資訊而言，該值等於 0.08 即表示模式是合理適配的（余民寧，2006；黃芳銘，2004；Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010 ），而本模式的 RMSEA 為 0.081，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

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指標 GFI 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 為 0.94，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 為 0.71，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「表五」所示。自覺不健康者在「健康責任」與「情緒幸福感」兩個潛在變項之間的路徑係數為 0.40， t 值為 5.05，已達 .05 顯著水準，說明個體認為自覺自己不健康，仍會從事有益於健康的行為，其情緒幸福感較佳；而「情緒幸福感」與「憂鬱」兩個潛在變項之間的路徑係數為 -0.50， t 值為 -6.28，說明即使自覺不健康者，但其情緒層面的幸福感越佳，亦較不憂鬱；至於「健康責任」與「憂鬱」兩個潛在變項之間的路徑係數為 -0.03， t 值為 -0.33 不顯著，說明即使自己對健康較負責，但與憂鬱卻無關係，此一結果有待後面討論。自覺不健康該群民眾，在健康責任對憂鬱的路徑未達顯著，表示個體的健康責任對降低憂鬱傾向，沒有直接效果，而是必須透過情緒幸福感，才能降低憂鬱傾向。可見得，自覺不健康者，其在從事健康責任行為時，是否有感受到快樂、情緒上獲得持續的滿足感，即為重要。如果有感受到持續的快樂、滿足感，此時將可有效降低憂鬱傾向。圖二自覺不健康者在健康責任、情緒幸福感及憂鬱關聯之結構方程式模型驗證

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H R1 H R2 H R3 H R4 H R5 H R6 E M1 E M2 C O E M P H I N H R1 0 . 4 1 H R 2 0 . 2 0 0 . 5 4 H R 3 0 . 1 3 0 . 2 0 0 . 4 9 H R 4 0 . 1 3 0 . 2 1 0 . 1 2 0 . 5 9 H R 5 0 . 0 9 0 . 0 9 0 . 1 5 0 . 2 3 0 . 5 6 H R 6 0 . 0 6 0 . 1 8 0 . 1 2 0 . 2 1 0 . 2 6 0 . 5 8 E M1 0 . 1 7 0 . 3 2 0 . 1 6 0 . 2 9 0 . 2 7 0 . 4 3 3 . 6 3 E M2 0 . 0 9 0 . 2 2 0 . 0 8 0 . 2 1 0 . 1 0 0 . 2 8 1 . 7 4 1 . 7 2 C O -0 . 3 3 -0 . 3 0 -0 . 1 3 -0 . 4 7 -0 . 1 0 -0 . 1 6 -2 . 2 2 -1 . 9 3 1 3 . 54 E M -0 . 4 2 -0 . 3 5 -0 . 0 4 -0 . 7 2 -0 . 1 2 -0 . 1 9 -2 . 4 6 -2 . 0 3 1 0 . 54 1 4 . 56 P H -0 . 3 4 -0 . 3 9 -0 . 0 2 -0 . 6 8 0 . 0 0 0 . 0 6 -1 . 8 2 -1 . 4 2 8 . 5 1 9 . 9 8 1 3 . 98 I N -0 . 2 4 -0 . 2 4 -0 . 0 8 -0 . 3 4 -0 . 1 5 -0 . 0 7 -1 . 4 8 -1 . 4 6 6 . 0 8 5 . 8 0 5 . 9 1 7 . 7 8 表五自覺不健康者的結構方程式模型適配度指標評鑑摘要適配度指標（理想數值）自覺不健康者的樣本 W LS2 （越小越好） 1 4 1 .0 8 ( d f = 5 1 , p = 0 .0 0 0 ) 絕對適配指標（ 1）漸進誤差均方根 RMSE A（ < .08） 0 . 0 81 （ 2）適配度指標 GFI（ > .9 ） 0 . 9 2 （ 3） SRMR（ < .05） 0 . 0 62 相對適配指標（ 1）非規範適配指標 NNFI （ > .9） 0 . 9 3 （ 2）比較適配指標 CFI （ > .9 ） 0 . 9 4 精簡適配指標（ 1）精簡常態適配度指標 P NFI（ > .5） 0 . 7 1 （ 2）卡方自由度比 2/ df （ < 3 ） 2 . 7 7

四、不同自覺狀態者之健康責任、情緒幸福感及憂鬱

感受的差異

自覺健康狀態在健康責任、情緒幸福感及憂鬱之差異上的 t-test 考驗結果，由「表六」可知，個體自覺健康狀態者在「健康責任」、「情緒幸福感」、「覺察生活滿意」、「公認快樂」、「憂鬱總量表」、「認知分量表」、「情緒分量表」、「身體分量表」及「人際分量表」 得分，顯著高於自覺不健康狀態者的得分（ t 值＝ 8.87， p = .001， t 值＝ 11.65， p = .001， t 值＝ 10.64， p = .001， t 值＝ 10.14， p

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= .001）；而在「憂鬱總量表」、「認知分量表」、「情緒分量表」、「身體分量表」及「人際分量表」得分，則顯著低於自覺不健康狀態 者的得分（ t 值＝ -13.19， p = .001， t 值＝ -11.40， p = .001， t 值＝ -10.50，p = .001，t 值＝ -12.52，p = .001，t 值＝ -10.36，p = .001）。 但這兩組自覺不同的健康狀態，在各平均數間的顯著差異僅達中等效果量程度。表六不同自覺狀態者之健康責任、情緒幸福感及憂鬱感受的差異考驗結果變項名稱類別人數平均數標準差 t 值 效果值健康責任自覺健康 1 6 49 1 5 . 02 3 . 0 7 8 . 8 7 *** 0 . 2 8 自覺不健康 2 7 5 1 3 . 27 2 . 8 1 情緒幸福感自覺健康 1 6 54 1 3 . 64 2 . 7 4 1 1 . 65 * * * 0 . 3 4 自覺不健康 2 7 5 1 1 . 54 2 . 9 7 覺察生活滿意自覺健康 1 6 54 8 . 1 6 1 . 7 8 1 0 . 64 *** 0 . 3 2 自覺不健康 2 7 5 6 . 9 1 1 . 9 0 公認快樂自覺健康 1 6 54 5 . 4 8 1 . 2 2 1 0 . 14 *** 0 . 3 2 自覺不健康 2 7 5 4 . 6 3 1 . 3 1 憂鬱總量表自覺健康 1 6 45 2 1 . 14 1 0 . 19 -1 3 . 1 9 *** -0 . 4 1 自覺不健康 2 7 3 3 1 . 26 1 1 . 98 認知自覺健康 1 6 52 4 . 4 0 3 . 0 8 -1 1 . 4 0 *** -0 . 3 7 自覺不健康 2 7 5 7 . 0 8 3 . 7 0 情緒自覺健康 1 6 50 6 . 7 9 3 . 2 7 -1 0 . 5 0 *** -0 . 3 4 自覺不健康 2 7 5 9 . 3 5 3 . 8 2 身體自覺健康 1 6 51 6 . 1 8 3 . 0 9 -1 2 . 5 2 *** -0 . 4 0 自覺不健康 2 7 4 9 . 1 6 3 . 7 3 人際自覺健康 1 6 52 3 . 7 4 2 . 4 6 -1 0 . 3 6 *** -0 . 3 3 自覺不健康 2 7 4 5 . 6 0 2 . 7 9 註： * * *p < . 0 01 。

五、綜合討論

根據上述研究結果，健康責任評估量表的內容，研究者在評析文獻及因素分析結果，直接組合成一個潛在變項。其次，情緒幸福感與憂鬱測量模式採用二階驗證性因素分析方法，分別將二個、四個向度再抽出一個更高階統合的共同因素，其模式達到適配。由圖一可瞭解自覺健康者在健康責任對於情緒幸福感有顯著的正向關係（ 0.44），情緒幸福感對於憂鬱為負向的顯著關係（ -0.45），至於健康責任對

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於憂鬱為負向關係（ -0.13），但關係較低，此結果支持研究者所評析的文獻結果（余民寧、許嘉家、陳柏霖， 2010；余民寧、陳柏霖、許嘉家，2010；余民寧等人，2011；李維靈、施建彬、邱翔蘭，2007；蘇俊賢， 1997； Biddle, Fox, & Boutcher, 2000 ； Hardman & Stensel, 2003；J anke, Nimrod, & Kleiber, 2008；Engel, et al., 2011；Li u, Shono, & Kitamura, 2009；R oy, Mitchell, & Wilhelm, 2001；S yu, et al ., 2010； Wilson, 1967 ）。情緒幸福感在健康責任與憂鬱傾向關係之間，扮演著重要內在心理運作的評估機制，一個人所知覺的情緒幸福感若越豐富，其憂鬱的傾向較低；相反的，個體生理健康較差的人，其憂鬱等負面狀態越顯著，其幸福感越低；若個體有注重健康的責任，除了參與休閒活動、規律的運動、留意健康資訊、定期健康檢查或是生病時，會主動就醫外，如同 WHO（ 1948）指出：「健康是生理、心理和社會完全安適的狀態，不僅只是沒有疾病而已」。此一結果與 Bolívar 等人（ 2010）所提出的結果相同。當個體對健康負責，將減少負面情緒的干擾，或是其他瑣事的影響，進而擁有較佳的幸福感，並減緩憂鬱的傾向。然而根據路徑關係結果，健康責任對於憂鬱的相關不大，可能還有其他關於測量健康的概念（如健康行為、健康素養），影響憂鬱的傾向。其次，自覺不健康者在健康責任對於情緒幸福感有顯著的正向關係（ 0.40），情緒幸福感對於憂鬱為負向的顯著關係（ -0.50），至於健康責任對於憂鬱為不顯著的負向關係（ -0.03）。此一結果說明與同年齡的人相比，個體雖知覺自己不健康，但不健康的觀點可能因人而異，有時可能是生理或心理因素的不健康，但若能從事有助於健康的責任，其情緒幸福感會提升，而憂鬱會降低。但自評自己屬於不健康，對於是否有促進健康的負責，則對於憂鬱較無關係，可從兩個面向說明：第一、本研究所採用的臺灣憂鬱症量表，不單僅是從情緒層面評估，更是從認知、身體及人際面看待，因此即使個體認為自己不健康，仍可能會去從事健康促進活動，不會因認為自己不健康，而有憂鬱的傾向；第二、自覺健康或不健康，僅從二分的觀點判斷，可能受試者知覺的層面較廣，尚有一些相關概念，有待日後再加以檢討與修訂，才能更明確釐清自覺不健康者在「健康責任與憂鬱」的關係。

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另外，本研究有一發現自覺健康者與自覺不健康者在「情緒幸福感」的兩個向度－「公認快樂」與「覺察生活滿意」上，其相關係數分別為 .86、 .76 與 .79、 .88，說明自覺健康者在「覺察生活滿意」向度上，高於「公認快樂」；然而自覺不健康者在「公認快樂」向度上，高於「覺察生活滿意」。此一結果可能顯示，自覺健康者知覺到生活中充滿知足、平和、滿意的成就感，所以在此向度較佳；至於自覺不健康者，雖然能達到快樂，可能有生理或心理的疾病，但仍具有快樂、愉悅的一般性感覺和經驗。而自覺健康狀態者在健康責任、情緒幸福感及憂鬱之差異上，研究結果發現，個體自覺健康狀態者在「健康責任」、「情緒幸福感」、「覺察生活滿意」、「公認快樂」得分顯著高於自覺不健康狀態者，而在「憂鬱總量表」、「認知分量表」、「情緒分量表」、「身體分量表」及「人際分量表」得分顯著低於自覺不健康狀態者，與過去相關研究發現，自覺健康狀態與幸福感有關（吳衍潔，2002；Thompson & Heller, 1990 ），說明個體心理性因素，促進個人情緒層面的幸福感，證實情緒上的感受對於自覺健康狀態有關係。而自覺健康狀態與「憂鬱總量表及其分量表」皆有差異，與過去相關研究結果一致（林建璋， 2007；Schulz, et al., 2006），說明個體自覺健康或不健康對於憂鬱的情況是有關係的。至於，自覺健康狀態者在「健康責任」上有差異，顯示自覺健康者的得分高於自覺不健康者的得分，此一結果與相關研究（如王秀紅、邱啟潤、王瑞霞，李建廷，2002；Gould, 1990 ； Pender, Walker, Sechrist, & Frank-Stromborg, 1990 ； Ware, Gandek, & the IQOLA Project Group, 1994 ）相同。

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，亦即是全民的健康責任、情緒幸福感及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

本研究以全民為對象，探討自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福

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感及憂鬱間的關係。結果發現，自覺健康者與自覺不健康者，在健康責任與情緒幸福感上均為顯著正向關聯，在情緒幸福感與憂鬱上均為顯著負向關聯；但自覺健康者在健康責任與憂鬱之間則為顯著負向關聯，而自覺不健康者在健康責任對憂鬱的關係則為無顯著關係。另外，個體自覺健康者，在「健康責任」、「情緒幸福感」、「公認快樂」、「覺察生活滿意」上的得分，顯著高於自覺不健康者；而在「憂鬱總量表及其認知、情緒、身體、人際分量表」上的得分，則顯著低於自覺不健康狀態者。

二、建議

（一）強化健康責任對於情緒幸福感及憂鬱傾向的影響

根據研究結果，健康責任對於情緒幸福感為正相關，代表個體對於自己的健康愈負責任者，其情緒幸福感愈豐厚。因此，平時若能適時參與休閒活動、規律運動、留意健康資訊、定期健康檢查，或是生病時會主動就醫，即可維持良好的情緒幸福感狀態。其次，自覺健康者在健康責任對於憂鬱傾向雖為負相關，但相關性較低，可瞭解個體能主動自我關心健康可能還不足，其情緒幸福感的影響，亦會造成是否憂鬱的傾向。而個體認為自己屬於不健康者，其在健康責任對憂鬱傾向上則沒有直接效果，而是必須透過情緒幸福感才能降低憂鬱傾向。至於情緒幸福感對於憂鬱為負相關，則說明情緒幸福感愈豐厚者，其憂鬱傾向愈低；因此，若能強化自己的情緒幸福感，將可降低憂鬱傾向的程度。

（二）對未來研究之建議

本研究係以文獻評析及問卷調查為主，建議未來研究可以配合質性訪談，以印證及補充量化研究的結果。其次，本研究自編「健康責任評估量表」，其題目內容所涵蓋的層面較廣，有許多測量指標的因素負荷量數值稍微偏低，顯示仍有相當大的測量題項的變異來自誤差變異，此乃本研究的限制之一。未來研究，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。另外，本研究僅從自評的觀點請求受試者填寫「自覺健康狀態的評估」，在推論上可能有所限制，建議未來研究可從生理症狀進行

(22)

評估。

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，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。

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自覺健康狀態、健康責任、情緒幸福感及憂鬱關係之調查