Clark與 Watson（1991）曾提出三元模式 （tripartite model）解釋焦慮疾患與憂鬱疾患的共 病現象。然而過去研究發現，三元模式中的生理 激發（physiological arousal or autonomic arousal） 因素並無法解釋廣泛性焦慮疾患（generalized anxiety disorder, GAD）與憂鬱疾患的共病問題 （Mineka, Watson, & Clark, 1998）。本研究根據文 獻回顧，提出在三元模式中加入認知憂慮因素的 假 設 模 式 ， 且 認 為 此 假 設 模 式 更 有 助 於 解 釋
GAD與憂鬱疾患的共病現象。本研究收集 286 名
受試者（178 名大學生及 108 名一般民眾），利用 結構方程模式（Structural Equation Modeling, SEM）進行觀察資料與假設模式契合度考驗。結 果發現，本研究之假設模式與觀察資料的契合度 良好，且契合程度優於三元模式及其他兩個競爭 模式。最後本研究對此結果以及未來研究方向加 以討論。 關鍵詞：廣泛性焦慮疾患，共病，三元模式， 結構方程模式 根據精神疾病診斷準則第四版（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders 4th, DSM-IV） （American Psychiatric Association, 1994），廣泛性焦慮
疾患（generalized anxiety disorder, GAD）是臨床上嚴 重且慢性的心理疾病，屬於焦慮疾患（anxiety disor-ders）的一種，主要的臨床特徵在於持續（超過 6 個 月）且無法控制的憂慮（worry），以及廣泛的身體不 適，包括浮躁不耐煩、容易疲累、難保持專心、易 怒、肌肉緊張、睡眠障礙等。 Borkovec 、 Robinson 、 Pruzinsky 與 DePree（1983）定義憂慮為：「一連串 以語言形式為主的內在思考，憂慮對象涵蓋各種未來 不確定的事件；個人使用憂慮，可能是企圖利用一種 心理策略以面對不確定的情境，但通常導致更多的負 向後果」。就臨床統計而言，一般人的 GAD 終生盛行 率 約 為 5~6%（ DSM-IV, American Psychiatric Association, 1994; Borkovec, 1994）。臨床上發現， GAD病患時常與憂鬱疾患（depressive disorders）有 共病（comorbidity）的現象（Borkovec, 1994; Noyes, 2001; Nutt, Ballenger, Sheehan, & Wittchen, 2002; Wittchen, 1996）。根據 Feinstein（1970）的定義，共 病意指「已具有某一疾病的個體，於其病程中，本已 存在的或再發生的任何明顯不同於該疾病之臨床實體 （clinical entity）」（Feinstein, 1970, pp. 456-457）。而所 謂的「臨床實體」，後續的學者認為包含疾病診斷、 症狀、或症狀群（Feinstein, 1970; Mineka, Watson, & Clark, 1998; Wittchen, 1996）。關於「共病」相似的定 義為，「同一個體具有或符合兩種以上疾病診斷或症 狀之情形」（Noyes, 2001; Wittchen, 1996; Wittchen, Zhao, Kessler, & Eaton, 1994; Zimmerman & Chelminski, 2003）。
焦慮疾患與憂鬱疾患的共病現象是研究的熱門議 題（Mineka et al., 1998），其中 GAD 與憂鬱疾患的高 共 病 率 現 象 引 起 許 多 學 者 的 研 究 興 趣 （ B a r b e e ,
廣泛性焦慮疾患與憂鬱疾患共病現象的階層病理模式
鄧閔鴻
張素凰
國立台灣大學心理學系 論文編號︰ 04042﹔初稿收件︰ 2004 年 10 月 21 日；完成修正︰ 2006 年 1 月 17 日；正式接受︰ 2006 年 1 月 24 日 通訊作者︰張素凰 台北市大安區 106 羅斯福路四段一號國立台灣大學心理系（E-mail: swchang@ntu.edu.tw） 誌謝：本文承蒙李主編及匿名審查人提供寶貴意見，謹此致謝忱。Billings, Bologna, & Townsend, 2003; Borkovec, 1994; Mineka et al., 1998）。在臨床現象上， GAD 以及憂鬱 疾患病患的共病現象具有 Feinstein（1970）所提共病 定義之兩種特徵。(1) 症狀共同出現：憂鬱疾患病患 時常會抱怨自己具有類似 GAD 的廣泛身體不適，例 如睡眠困擾、難保持專心、容易疲累等；與 (2) 診斷 共同出現： GAD 病患在其終身病程的發展中，時常 會再同時罹患憂鬱疾患（Borkovec, 1994; Mineka et al., 1998）。根據美國國家共病調查研究（National Comorbidity Survey）的資料， GAD 與重鬱症（major depressive disorder, MDD）的終身共病率高達 66.3% ~ 80.0%，而若再考量與低落性情感疾患（dysthymic d i s o r d e r） 的 共 病 現 象 ， 則 共 病 率 更 趨 近 9 0 % （Wittchen et al., 1994）。而縱貫性研究也發現，在 GAD病患長期追蹤研究中，有超過半數之病患一年 半後合併有 MDD 或低落性情感疾患（Barbee et al., 2003; Mancuso, Townsend, & Mercante, 1993）。
GAD與憂鬱疾患高共病的現象對於病人的生活 造成極大的衝擊（Mineka et al., 1998; Stein, 2001; Wittchen et al., 1994）。研究指出，共病病患的臨床症 狀更為嚴重、有較差的社會功能、有更多的醫療支 出、對於藥物與心理治療的反應不佳，且治療後的復 發率亦高（Stein, 2001; Zimmerman & Chelminski, 2 0 0 3）。 然 而 ， 相 較 於 這 些 巨 大 的 臨 床 衝 擊 ， Borkovec（1994）在其回顧文獻中提到， GAD 與憂 鬱疾患共病現象的病理研究卻僅尚在起步階段而已。 因而，針對此共病現象的病理研究不容忽視，且具有 兩個臨床意義：(1) 根據病理模式，測量可能的個人 危險因子，可以及早進行疾病預防（Mineka et al., 1998）；與 (2) 在發病後的治療上，可根據假設模式的 預測路徑，建立有效率的治療計畫。例如，藉由處理 GAD特殊的心理病理機制，以減緩病患之不適症狀 （Brown, Barlow, & Liebowitz, 1994; Noyes, 2001）。
共病除了造成個體的生活痛苦以及醫療資源浪費 等臨床衝擊之外，在理論層次，共病現象若未釐清， 將使心理病理的分類概念與定義產生混淆（Wittchen, 1996）。學者們指出，共病現象的複雜性在於共病現 象同時涵蓋重疊性（overlapping）與特殊性（speci-ficity）。例如 GAD 與憂鬱疾患都時常有廣泛身體不適 的抱怨，此即為重疊性，而憂鬱疾患的心情低落現 象，則又只是憂鬱疾患所特有的症狀，此即為特殊 性。過去對於共病的研究集中在症狀分類與流行病學 調查兩類研究，使得研究者對於共病現象中的重疊性 與 特 殊 性 瞭 解 有 限 （ Andrews, 1996; Wittchen, 1996）。學者們認為，利用向度式（dimensional）觀 點建立心理病理模式，以解釋共病現象潛在的心理機 制，是重要的研究方向，而此病理模式的重點即在於 要能涵蓋共病現象的重疊性與特殊性（Andrews, 1996; Goldberg, 1996; Wittchen, 1996）。 雖然臨床上發現 GAD 與憂鬱疾患具有相當高的 共病率，但過去學者根據 GAD 與憂鬱疾患在病程 （course）、核心症狀差異、睡眠型態、及驗證性因素 分析等方面的研究結果認為， GAD 與憂鬱疾患的共 病現象並非代表同一疾患的不同症狀表現（Borkovec, 1994; Borkovec, Ray, & Stober, 1998; Brown, Chorpita, & Barlow, 1998; Nitschke, Heller, Imig, McDonald, & Miller, 2001; Noyes, 2001; Nutt et al., 2002）。大多數學 者相信， GAD 與憂鬱疾患共病現象背後的心理機 制，是因為他們之間可能有重疊的病因（Brown et al., 1994; Noyes, 2001; Rapee, 1991），由於有重疊的病 因 ， 因 此 有 相 當 高 的 共 病 率 ； 而 學 者 們 亦 指 出 ， GAD與憂鬱疾患又各自包含可能的特殊因素，意指 兩者仍有各自特殊的症狀群（Brown et al., 1994; Noyes, 2001; Rapee, 1991）。依此概念， Watson 與 Clark等人（Clark & Watson, 1991; Mineka et al., 1998; Watson, Clark, & Carey, 1988; Zinbarg & Barlow, 1996） 曾提出三元模式（tripartite model）來解釋焦慮疾患與 憂鬱疾患（depressive disorders）的共病現象。他們強 調，焦慮疾患與憂鬱疾患可由一個一般因素以及兩個 特殊因素加以解釋。其中，一般因素為「負向情感」 （negative affectivity, NA），而兩個特殊因素分別為 「正向情感」（positive affectivity, PA）與「生理激發」 （physiological arousal or autonomic arousal, ANS）。
依照學者們的定義，負向情感與正向情感是屬於 人格脆弱特質（trait vulnerability），與未來發展成為 焦慮疾患或憂鬱疾患有關，而生理激發則是屬於焦慮 疾 患 獨 有 的 特 殊 症 狀 群 （ Clark & Watson, 1991; Mineka et al., 1998; Watson et al., 1988; Zinbarg & Barlow, 1996）。所謂人格脆弱特質意指個體間某些穩 定的個別差異特質，是後續形成某些疾病的前置因 素，個體所具有的人格脆弱特質越高，則未來越有可 能發展為該疾病（Campbell, 1989; Joiner, Catanzaro, & Laurent, 1996; Watson et al., 1988）。具體而言，負向 情感與正向情感都是個體經驗其情感狀態的穩定個別 差異特質，而此特質與後續個體發展為焦慮疾患或憂 鬱疾患有關，此即是人格脆弱特質的概念（Clark & Watson, 1991; Watson & Clark, 1984）。負向情感的概 念與過去體質論學者所提之神經質人格（Eysenck, 1987）、特質焦慮（Gray, 1982）以及行為抑制系統 （Gray, 1982）的概念類似，指的是個人廣泛經歷負向 情緒狀態的穩定傾向，當個體具有高負向情感（NA） 時，則具有三個特徵：(1) 經歷較多的負向情緒狀
態 ， 例 如 煩 亂 （ u p s e t ）、 氣 憤 （ a n g r y ）、 害 怕 （afraid）、罪惡（guilty）等；(2) 較易知覺到威脅刺 激；及 (3) 對自己或外在世界呈現負向看法等（Joiner et al., 1996; Watson & Clark, 1984; Watson et al., 1988）。學者們進一步假設，負向情感是決定個體後 續是否發展為焦慮疾患與憂鬱疾患的人格脆弱特質， 負向情感愈高，個體就有較高的機率發展為焦慮疾患 與憂鬱疾患（Clark & Watson, 1991）。而正向情感則 屬於與發展成為憂鬱疾患有關的人格脆弱特質，指的 是個人廣泛經歷正向情緒狀態的穩定傾向，這些正向 情緒包括活躍（active）、高興（delighted）、熱情 （enthusiastic）、感興趣（interested）等。當個體缺乏 正向情感（absence of PA）或正向情感愈低（low PA） 時，個體將會經歷到愈少的正向情緒，時常呈現缺乏 快樂感覺的狀態（anhedonia），而這與發展為憂鬱疾 患有關（Clark & Watson, 1991; Watson & Clark, 1984）。另外，學者們認為，生理激發（ANS）為各 類 焦 慮 疾 患 都 具 有 的 特 殊 症 狀 群 （ specific syn-drome），包括個體在自主神經活躍時具有的生理不適 症狀（Clark & Watson, 1991）。
根據理論預期，高負向情感與低正向情感的特質 是發展為憂鬱疾患的人格脆弱特質；而若只具有高負 向情感，則易發展為焦慮疾患。學者們亦假設，發展 為 焦 慮 疾 患 後 ， 即 具 有 生 理 激 發 這 個 特 殊 症 狀 群 （Clark & Watson, 1991; Mineka et al., 1998; Watson, Clark, & Tellegen, 1988; Zinbarg & Barlow, 1996）。 Clark與 Watson 等人（1991）認為，透過三元模式中 兩個人格脆弱特質，以及一個特殊症狀群的概念，可 以解釋焦慮疾患與憂鬱疾患的共病現象。其中，負向 情感是焦慮疾患與憂鬱疾患共同的人格脆弱特質，因 此可以解釋焦慮疾患與憂鬱疾患共病的重疊性，而另 一方面，低正向情感（low PA）與生理激發則分別解 釋憂鬱疾患與焦慮疾患的特殊性。他們也指出，接下 來的研究方向應是逐步驗證各焦慮疾患與憂慮疾患的 共病現象是否的確可由三元模式來加以解釋。 Mineka 等人（1998）回顧了三元模式被提出以後的相關研 究，指出三元模式有四個主要假設需要透過實徵研究 加以驗證：其一，負向情感是否為焦慮與憂鬱疾患的 共同因素；其二，個體具有高負向情感與低正向情感 時，是否與發展為憂鬱疾患有關；其三，驗證三元模 式是否符合階層性模式（hierarchical model）的假 設，亦即正向情感、負向情感應屬於較高層之人格脆 弱特質，而生理激發屬於焦慮疾患下的特殊症狀群； 其四，生理激發是否為所有焦慮疾患的特殊症狀群。 Brown等人（1998）曾針對上述假設，進行重要 的研究。他們蒐集包含焦慮疾患與憂鬱疾患在內的 350位病患資料，利用驗證性因素分析，檢驗三元模 式在解釋焦慮疾患、憂鬱疾患、及共病現象上的模式 契合度。他們有幾個重要發現：其一，如三元模式預 期，負向情感可以同時解釋焦慮疾患與憂鬱疾患，為 兩者的共同因素；其二，高負向情感與低正向情感可 以解釋憂鬱疾患；其三，將正向情感、負向情感及生 理激發，分別視為人格脆弱特質與特殊症狀群的階層 性模式，是契合度最好的病理模式。因而 Shankman 與 Klein（2003）認為，三元模式中的前三個假設： 即，「負向情感是焦慮與憂鬱疾患的共同因素」、「高 負向情感與低正向情感與憂鬱疾患有關」、「三元模式 中各因子間的關係符合階層性模式」等，已得到充分 的研究證據支持。這三個假設甚至在兒童與青少年研 究也都獲得驗證（Chorpita, Albano, & Barlow, 1998; Chorpita, Plummer, & Moffitt, 2000; Joiner et al., 1996; Lonigan, Phillips, & Hooe, 2003; Shankman & Klein, 2003）。
然而，三元模式中生理激發為所有焦慮疾患特殊 因素的假設，過去的研究結果卻不一致。雖然有些研 究認為生理激發是一個可以區分焦慮疾患與憂鬱疾患 的因子（Joiner et al., 1999），但其他學者，如 Brown 等人（1998）以及 Mineka 等人（1998）卻都指出， 生理激發可能無法充分解釋焦慮疾患，因為焦慮疾患 的異質性（heterogeneity）頗高，而生理激發可能僅 與恐慌疾患有較有關係，而與其他類型的焦慮疾患關 連性較低，如強迫疾患（obsessive-compulsive disor-der, OCD）。綜上所述， Clark 與 Watson（1991）所提 出之三元模式，雖有助於釐清對焦慮疾患與憂鬱疾患 的 病 因 與 共 病 現 象 ， 但 此 模 式 仍 有 所 不 足 。 因 而 Mineka等人（1998）綜合三元模式的假設與近幾年的 研究結果，提出了一個修飾後三元模式（reformulated tripartite model，參見圖一），該修飾模式認為：(1) 負 向情感為共同因素，正向情感與生理激發則為特殊因 素；(2) 三因素間的關係為階層性模式；(3) 考量到焦
圖一：
概念修飾後之三元模式（Mineka et al., 1998） 正向情感（PA），負向情感（NA），憂鬱疾患（Dep）， 廣泛性焦慮疾患（GAD），生理激發（ANS）。 PA NA GAD ANS Dep慮疾患的異質性，生理激發與各種焦慮疾患之間的關 連性可能並不一致。
那麼，回到亦同屬於焦慮疾患的 GAD 與憂鬱疾 患的共病問題上，有些學者們認為生理激發不足以作 為 GAD 的特殊因素（Borkovec, 1994; Borkovec & Hu, 1990; Mineka et al., 1998; Thayer, Friedman, & Borkovec, 1996）。然而同時，適合詮釋 GAD 特殊性 的 特 殊 因 素 卻 缺 乏 研 究 加 以 討 論 （ Mineka et al., 1998），此即三元模式和修飾之三元模式，在解釋 GAD與憂鬱疾患共病現象上遭遇的困境。本研究接 下來即針對焦慮疾患的異質性假設，以及焦慮疾患與 憂鬱疾患核心症狀的比較，探討除生理激發外，是否 還具有其他可解釋 GAD 的特殊因素。 首先， Barlow（1988）觀察到焦慮疾患具有異質 性（heterogeneity）的現象，而後續的研究結果也發 現，焦慮疾患可以區分為兩種主要的特殊症狀群，其 中之一即是三元模式所提之生理激發，另一個特殊症 狀群則是認知憂慮（apprehension or worry, Appr） （Barlow, 1988; Rapee, 1991; Zinbarg & Barlow,
1996）。近期 Heller 等人（Heller, Nitschke, Etienne, & Miller, 1997; Keller et al., 2000; Nitschke et al., 2001; Nitschke, Heller, Palmieri, & Miller, 1999）根據他們一 系列行為觀察、症狀比較、腦波（electrencephalo-graphic, EEG）紀錄，以及視覺注意偏差等認知研究 結果，提出他們對於焦慮疾患異質性的假設。他們認 為，焦慮疾患可區分為兩個因素，一者是認知憂慮 （Appr），一者是生理激發。前者（Appr）的特徵是認 知上對於未來的可能威脅有反覆的擔心，屬於一種慢 性的擔憂狀態，此擔憂歷程是以內在語言方式呈現， 同時會具有災難化的傾向， GAD 與 OCD 都與此特殊 症狀群有關；而後者（ANS）的特徵是強烈、急性的 自主神經激發，恐慌疾患、恐懼疾患與此特殊症狀群 較有關。 Heller 等人的理論假設（稱之為 valence-arousal model），焦慮疾患所涵蓋的異常行為可以用負 向情感、認知憂慮以及生理激發等三個向度加以詮 釋；所有的焦慮疾患都受負向情感影響，但不同的焦 慮疾患則與認知憂慮、生理激發有不同程度的關連 性；而同時， Heller 等人亦讚成高負向情感與低正向 情感與發展為憂鬱疾患有關（Heller et al., 1997; Shankman & Klein, 2003）。若將 Heller 等人的模式與 Mineka等人（1998）對於三元模式提出之修飾概念相 比較，則此二模式在對焦慮疾患特殊因素上的看法相 近，他們都提到，由於焦慮疾患具異質性，生理激發 因素不是焦慮疾患唯一的特殊因素。而且 Heller 等人 （e.g. Heller et al., 1997）更清楚指出，認知憂慮是焦 慮疾患的第二個特殊因素，且與 GAD 有密切關係
（Shankman & Klein, 2003）。
其次，由 GAD 與憂鬱疾患的症狀比較之文獻亦 可發現，認知憂慮可能是可以區分 GAD 與憂鬱疾患 的特殊症狀群。學者們曾將 GAD 的六項身體症狀分 別與認知憂慮及憂鬱情緒求相關，他們發現 GAD 病 患有 4 項身體症狀也會在憂鬱病人上出現，但其中肌 肉緊張一項症狀，則只與認知憂慮有關（如 Joormann & Stober, 1999; Zimmerman & Chelminski, 2003）。學 者們亦指出，憂鬱疾患的認知症狀特殊性在於無助無 望感、自殺意念、自我挫敗的認知思考等，與 GAD 的認知憂慮是不同的（Borkovec, 1994; Clark, Beck, & Beck, 1994; Rapee, 1991）。綜上所述，在認知症狀 上， GAD 的認知憂慮乃是與憂鬱疾患有所區隔的特 殊症狀群。 綜上所述， Mineka 等人（1998）對於三元模式 提出修飾模式，然而使用此修飾模式解釋 GAD 與憂 鬱疾患的共病現象時，我們僅知 GAD 與憂鬱疾患共 同的一般因素是負向情感，且低正向情感屬於憂鬱疾 患的特殊因素；但是僅靠生理激發可能不足以解釋 GAD的特殊性（Mineka et al., 1998; Shankman & Klein, 2003）。本研究回顧了 Barlow 等人（Barlow, 1988）及 Heller 等人（Heller et al., 1997; Keller et al., 2000）的理論假設，再加上近期症狀比較等研究結果 （ e.g. Joormann & Stober, 1999; Zimmerman & Chelminski, 2003），提出除了生理激發之外，認知憂 慮也應是屬於焦慮疾患的特殊因素，尤其 GAD 與認 知憂慮關連性更大。亦即除了三元模式的三個因素之 外，我們認為 GAD 的特殊因素應再考量認知憂慮此 特殊症狀群；而將此特殊症狀群的概念與 Mineka 等 人（1998）對三元模式的修飾模式結合，本研究提出 一個可能可以更契合 GAD 與憂鬱疾患共病現象的假 設模式。具體言之，在解釋 GAD 與憂鬱疾患時，本 研究的假設模式有幾個主要假設：(1) 負向情感為兩 者之共同因素，(2) 正向情感為憂鬱疾患之特殊因 素，(3) 生理激發與認知憂慮為 GAD 之特殊因素，及 (4) 假設模式中各因素間為階層性關係。 過去研究指出，一般人的正常憂慮與病態憂慮為 向度式（dimensional）的關係，兩者為量上的差別， 非質的差異（Borkovec, 1994; Borkovec et al., 1983; Ruscio, Borkovec, & Ruscio, 2001），加上，學者們亦 指出，正常人的心情低落與病態憂鬱之間也存在向度 式的關係，兩者也是程度上的差別（Hankin, Fraley, Lahey, & Waldman, 2005; Shankman & Klein, 2002）， 因此，本研究擬藉由向度式觀點探討 GAD 與憂鬱疾 患的共病現象，透過自陳式量表進行資料的收集，並 利用驗證性因素分析執行模式契合度考驗。
假設模式與競爭模式
本研究的假設模式。本研究的假設模式包含負 向情感、正向情感、廣泛性焦慮疾患、憂鬱疾患、生 理激發以及認知憂慮等各變項。根據上述文獻回顧， 在本研究中，負向情感與正向情感為人格脆弱特質， 而生理激發與認知憂慮則屬於焦慮疾患間的兩個特殊 症狀群（specific syndromes）（參見圖二）。而如之前 的文獻回顧，生理激發與認知憂慮是眾多焦慮疾患的 兩個特殊症狀群，所有的焦慮疾患（包括 GAD 在內） 都可能與此二特殊症狀群有關（Barlow, 1988; Rapee, 1991; Zinbarg & Barlow, 1996）。在本研究的假設模式中，由於負向情感是 GAD 與憂鬱疾患的共同因素（Brown et al., 1998; Shankman & Klein, 2003），因此模式路徑是由負向情感指向 GAD與憂鬱疾患。而在正向情感的部分，由於三元 模式假設低正向情感是形成憂鬱疾患的特殊人格脆弱 特質（Clark & Watson, 1991），因此在模式路徑中， 是由正向情感指向憂鬱疾患，同時是負向的影響關 係 。 接 著 根 據 文 獻 回 顧 ， 生 理 激 發 與 認 知 憂 慮 是 GAD的特殊因素（Brown et al., 1998; Clark & Watson, 1991; Heller et al., 1997; Joiner et al., 1999; Mineka et al., 1998），且根據三元模式的概念，在假設模式路徑 中，是由 GAD 影響認知憂慮以及生理激發。
競爭模式一。為了探討本研究所提之假設模式的
適切性，本研究除了針對假設模式與觀察資料的契合 度加以估計之外，另外也提出如下幾種可能的競爭模 式（competing models）。競爭模式一曾由 Brown 等人 （1998）在其研究中提出， Brown 等人（1998）假設 正向情感、負向情感、認知憂慮與生理激發亦有可能 都屬於症狀層次，且受到 GAD 或憂鬱疾患的影響 （Brown et al., 1998, p. 185）。因此本研究在競爭模式 一中，即假設 GAD 與憂鬱疾患為最高層潛在變項， 而負向情感受到 GAD 與憂鬱疾患的影響，正向情感 受 到 憂 鬱 疾 患 的 影 響 ， 認 知 憂 慮 與 生 理 激 發 受 到 GAD的影響（參見圖三）。然而競爭模式一在理論上 可能並不完善，因為近幾年的實徵研究都支持負向情 感與正向情感乃是人格脆弱特質（Brown et al., 1998; Clark & Watson, 1991; Mineka et al., 1998），而不是症 狀層次，易言之，競爭模式一對負向情感與正向情感 的看法與過去研究不一致。 競爭模式二。 Clark 與 Watson（1991）曾指出負 向情感與 Eyscenk（1987）所提之神經質人格（neu-roticism）概念類似；而 Eyscenk（1987）曾指出，具 有神經質特質者，對於外界威脅刺激會有廣泛的注意
圖二：
本研究之假設模式。正向情感（PA），負向 情 感（ N A ）， 憂 鬱 疾 患（ D e p ）， 廣 泛 性 焦 慮 疾 患 （GAD），生理激發（ANS），認知憂慮（Appr）。 PA NA GAD Appr ANS Dep圖三：
競爭模式一： GAD 與憂鬱為最高層概念。 正 向 情 感 （ P A ）， 負 向 情 感（ N A ）， 憂 鬱 疾 患 （ D e p ）， 廣 泛 性 焦 慮 疾 患（ G A D ）， 生 理 激 發 （ANS），認知憂慮（Appr）。 ANS Appr NA GAD Dep PA Dep ANS GAD PA NA Appr圖四：
競爭模式二：症狀影響診斷概念。正向情感 （PA），負向情感（NA），憂鬱疾患（Dep），廣泛性焦 慮 疾 患（ G A D ）， 生 理 激 發（ A N S ）， 認 知 憂 慮 （Appr）。偏誤（attentional bias），同時其自主神經具有較為活 躍以及難以習慣化的傾向。另外，學者們亦指出，自 主神經較為活躍的傾向可能與生理激發有關（Brown et al., 1998），亦即，負向情感越高，其生理激發可能 較強。至於對威脅刺激的注意偏誤則與認知憂慮歷程 中 對 於 未 來 威 脅 事 件 的 擔 憂 之 特 徵 類 似 （ R a p e e , 1991），亦即，負向情感越高，其認知憂慮亦越強。 根據這些推論，再對照三元模式的假設路徑，在競爭 模式二中，負向情感可能先影響認知憂慮與生理激發 兩因素，而後認知憂慮與生理激發再影響 GAD（參 見圖四）。然而競爭模式二在理論上亦有矛盾之處， 首先是認知憂慮與生理激發被定義為特殊症狀群，若 模式路徑由特殊症狀群預測 GAD ，則在邏輯上與其 他學者的主張及過去實徵研究的結果不同（Mineka et al., 1998）。其次，根據過去的實徵研究結果與理論推 衍可知，負向情感屬於 GAD 和憂鬱疾患的共同因素 （文獻回顧詳見 Mineka et al., 1998），而且過去研究亦 指出，憂鬱疾患與認知憂慮、生理激發二症狀群無關 （文獻回顧詳見 Borkovec, 1994），因此若在競爭模式 二中，負向情感可以預測認知憂慮和生理激發，則負 向情感作為預測憂鬱疾患的路徑即無法成立。 綜觀本研究所欲驗證的模式，相較於本研究的假 設模式，競爭模式一與競爭模式二在理論上有矛盾之 處，因此本研究預期，此三個模式在與觀察資料進行 模式契合度檢驗後，本研究所提的假設模式將是與觀 察資料契合良好的模式，而根據模式比較的指標，本 研究所提的假設模式的契合度表現應較競爭模式一、 競爭模式二佳。另外，由於 Mineka 等人（1998）所 提之三元模式的修飾模式僅用生理激發解釋焦慮疾患 特殊性，因而根據理論回顧，本研究所提之假設模式 的契合度，應較 Mineka 等人的三元模式修飾模式為 佳。
方法
受試者 本研究收集 313 名受試者（包含 198 位大學生及 115位社區民眾），剔除問卷未完成及缺漏者，共有 286名受試者（178 位大學生及 108 位社區民眾）供資 料分析（男性 115 名，女性 171 名；平均年齡 24.08 歲，標準差 7.28 歲）。所有受試者都接受一系列自陳 式量表的測量。 模式設定 本研究的假設模式採用結構方程模式（structural equation modeling, SEM）的概念來設定。在 SEM 的 模型中，變項有兩種基本的型態：測量變項（mea-sured variable）與潛在變項（latent variable）。在心理 學領域中，心理學的概念常屬於潛在變項，意指無法 直接觀察到的抽象概念，必須使用若干測量變項來加 以估計（Bentler & Yuan, 1999）。依照 SEM 的模型設 定概念，本研究中的負向情感、正向情感、憂鬱疾 患、廣泛性焦慮疾患、生理激發以及認知憂慮（Appr） 等六個概念建構，都屬於潛在變項，必須使用測量變 項來加以估計。在本研究中，使用六個量表來作為估 計上述六個潛在變項之測量變項。根據 SEM 的模式 設定，各潛在變項以橢圓形表示，各測量變項以長方 形表示之，潛在變項之間的關係與路徑圖稱之為結構 模式（structural model），用以界定理論上各潛在變項 之間的關係；而各潛在變項與測量變項之間的路徑則 稱之為測量模式（measurement model），用以界定各 潛 在 變 項 是 由 哪 些 測 量 變 項 加 以 估 計 （ 請 參 見 圖 五）。圖五：
假設模式的模式設定。 正向情感（PA），負向情感（NA），憂鬱疾患（Dep）， 廣泛性焦慮疾患（GAD），生理激發（ANS），認知憂 慮（ A p p r ）， 正 負 向 情 感 量 表 – 正 向 情 緒 分 量 表 （PPA），正負向情感量表 – 負向情緒分量表（PNA）， 貝克憂鬱量表（BDI），診斷晤談量表（DIS），漢式焦 慮量表（HARS），貝克焦慮量表（BAI），賓州憂慮量 表（PSWQ）。 PA Dep BDI ε3 PPA ε1 λ1 γ1 λ3 NA GAD DIS ε4 PNA ε2 λ2 γ3 λ4 ANS HARS PSWQ ε5 λ5 Appr BAI ε6 ε7 λ7 γ2 λ6 γ4 γ5在結構模式中，依據本研究的理論推衍，圖五中 各潛在變項之間的關係預測路徑如下：負向情感同時 指向廣泛性焦慮疾患與憂鬱疾患（Dep）；正向情感 指向憂鬱疾患；廣泛性焦慮疾患指向生理激發以及認 知憂慮。另外，各潛在變項間的共變關係是自由估 計 ； 而 各 潛 在 變 項 間 的 預 測 路 徑 都 具 有 迴 歸 係 數 （γ），需要利用觀察資料加以估計。而在測量模式 中，潛在變項與測量變項的關係如下：修訂的結構式 診斷晤談（Diagnostic Interview Schedule for DSM-IV, DIS）GAD 分量表，被用以估計潛在變項 GAD ；正 負 向 情 感 量 表 （ Positive Affect Negative Affect Schedule， PANAS）中的正向情感分量表（PPA）與 負向情感分量表（PNA），分別被用以估計正向情感 與負向情感（Watson et al., 1988）兩潛在變項；貝克 憂鬱量表（Beck Depression Inventory ， BDI），被用 以估計潛在變項憂鬱疾患（Dep）。而為了涵蓋焦慮疾 患病患主觀報告的生理激發症狀，因此本研究仿照 Clark與 Watson（1991）的研究經驗，使用兩個測量 變項來測量生理激發，包括貝克焦慮量表（Beck Anxiety Inventory， BAI）與漢式焦慮量表（Hamilton anxiety rating scale， HARS）；最後，賓州憂慮量表 （Penn State Worry Questionnaire ， PSWQ），被用以估 計潛在變項認知憂慮。在測量模式中，具有由各潛在 變項指向其測量變項的路徑，代表此潛在變項是由哪 些測量變項估計（例如 Appr 指向 PSWQ ，代表 Appr 由 PSWQ 加以估計），每一個路徑也都具有因素負荷 係數（λ），以及測量誤差（ε），需要進一步估計 （請參見圖五）。 工具與測量變項 正負向情感量表（PANAS）（Watson et al., 1988）。本研究利用 PANAS 來估計正向情感與負向 情感兩潛在變項。 PANAS 是測量受試者在一般狀態 下對於正、負向情感的感受程度，同時 PANAS 也是 學者們研究負向情感與正向情感時常被使用的量表 （Brown et al., 1998）；它包含 20 項題目，為 5 點量 尺，分別測量正向情感特質與負向情感特質，包括正 負向情感形容詞各 10 題，例如負向情感部分包括罪 惡、恐懼、敵意等，正向情感部分包括專注、積極、 興奮等。受試者的任務是根據自己一般狀態下自我感 受到的正、負向情感程度，逐題在五點量尺上評分 （「1」代表非常少，「5」代表極度）。根據過去對 PANAS進行量表信、效度考驗的研究結果顯示， PANAS可被用以測量正向情感與負向情感，並具有 良好之信效度（如︰ Bagozzi, 1993; Watson et al.,
1988）。本研究亦檢驗 PANAS 的心理計量特性，結果 發現， PANAS 具有良好的內部一致性（Cronbach’s α = .88）。另外，本研究亦曾使用大學生（ N = 100） 檢證 PANAS 的因子結構，結果發現 PANAS 具有兩個 獨 立 的 因 子 結 構 ， 其 中 一 個 因 子 包 含 高 負 荷 量 的 PANAS正向情緒題，另一因子則包含高負荷量的 PANAS負向情緒題，此與 PANAS 所欲測量的心理構 念相符。 診斷晤談量表（DIS）。 DIS 是臨床上常被使用
的診斷晤談量表（Robins, Helzer, Ratcliff, & Seyfried, 1982）。胡海國、葉英堃、張苙雲及陳喬琪（1984） 指出 DIS 中文版具有良好之信度。本研究使用 DIS 的 GAD診斷分量表，另外基於研究分析需要使用連續 尺度，因此本研究將 DIS 之 GAD 診斷分量表加上五 點量尺（「1」代表非常不符合，「5」代表非常符 合），成為自陳式的 DIS 量表，共 33 題，內容包括診 斷準則中 GAD 典型症狀的陳述句，並以此來估計 GAD此一潛在變項。 貝克憂鬱量表（BDI）。 BDI 是國內研究者常使 用於測量憂鬱嚴重度的量表（柯慧貞、黃耿妍、李毅 達、莊麗珍， 1996 ；許文耀、陳明輝， 2004 ；許淑 瑛、張素凰， 2005 ；張艾如、柯慧貞、葉宗烈、陸 汝斌， 1996 ；陳淑惠、劉若蘭， 1999 ；曾光佩、張 素凰， 1998），也是國外該領域研究常使用測量憂鬱 嚴重度之工具（Ilardi & Craighead, 1999; Lecci, Karoly, Briggs, & Kuhn, 1994）。 BDI 共包含 21 題，每 一題有 4 至 5 個選項，反應不同嚴重程度的憂鬱情 緒，受試者依照自己憂鬱情緒的嚴重度，在「0」至 「3」分之四點量尺上評分，其中「0」代表極輕微憂 鬱，「3」代表極嚴重憂鬱， BDI 之總得分在「0」至 「63」分之間。過去研究顯示， BDI 具有良好的內部 一致性信度（Cronbach’s α = .92-.93），且因素分析結 果顯示， BDI 具有良好建構效度，主要測量「自我報 告憂鬱–情感向度」及「自我報告憂鬱–認知向度」 二因素（Beck, Steer, & Garbin, 1988; Beck, Ward, Mendelson, Mock, & Erbaugh, 1961; Helm & Boward, 2003）。
貝克焦慮量表（BAI）。 BAI 是研究者常用於測量
受試者主觀生理激發的工具（Clark & Watson, 1991; Wetherell & Gatz, 2005）。 BAI 共包含 21 題，每一題 的陳述句都是與焦慮有關的身體不適感受，受試者依 照自己主觀不適的困擾程度在「0」至「3」分之四點 量尺上評分，其中「0」代表完全無困擾，「3」代表 嚴重困擾。 BAI 之總得分在「0」至「63」分之間。 過 去 研 究 顯 示 ， B A I 具 有 良 好 的 內 部 一 致 性 信 度 （Cronbach α = .92），且因素分析結果發現， BAI 亦具
有良好的建構效度，主要測量「焦慮身體反應」與 「主觀感受與恐慌」二因素（Beck, Epstein, Brown, & Steer, 1988; Kabacoff, Segal, Hersen, & Van Hasselt, 1997; Osman, Kopper, Barrios, Osman, & Wade, 1997）。
漢式焦慮量表（HARS）。 HARS 為 Hamilton
（1959）所編，為「0」至「4」分之五點量尺（「0」 代表沒有此症狀，「4」代表有嚴重症狀且影響生 活），包含七大題與焦慮有關之身體症狀，分別是肌 肉症狀、感覺症狀、心血管症狀、呼吸症狀、腸胃症 狀、泌尿症狀以及自主神經症狀等七類，共有 49 小 題。受試者需在量尺上依照自己主觀身體症狀的嚴重 度加以勾選。學者們曾指出此量表的信度都在 .87-.94 之間（Lee, Chi, Li, Chang, & Chen, 1998），且具有良 好的建構效度（Clark & Donovan, 1994）。
賓州憂慮量表（PSWQ）。 PSWQ 是由 Meyer （1988）所編定，用以測量憂慮程度。量表為五點評 量，其中「1」代表完全不符合，「3」代表部分符 合，「5」代表完全符合。受試者在閱讀各題目後， 根據此五點量尺的說明加以評分，受試者的總得分即 代表其憂慮程度。過去研究發現， PSWQ 有良好的內 部一致性信度與建構效度（Borkovec, 1994; Gana, Martin, Canouet, Trouillet, & Meloni, 2002; Meyer, 1994; van Rijsoort, Emmelkamp, & Vervaeke, 1999）。 資料分析 本研究以 SPSS 視窗版登錄原始資料，並以 Lisrel 8.54作為 SEM 分析工具。資料分析開始時，先使用 Prelis軟體計算原始資料之共變數矩陣，以供後續之 模式估計計算。而後再使用 Simplis 語法將假設模式 路徑寫入，本研究使用最大概似法（maximum likeli-hood）為參數估計的方法，最大疊代數設定在 100 以 內，根據這些設定來估計觀察資料與假設模型的契合 度。
結果
敘述統計與測量變項的有效性 受試者在各自陳式量表的得分平均數與標準差、 最大值與最小值，以及各量表之內部一致性信度係數 如表一。根據表一， BDI 與 BAI 的平均數與過去研究 中一般受試者在此二量表的平均得分相似（Helm & Boward, 2003; Osman et al., 1997），而 PSWQ 的平均 得分亦與過去研究將 PSWQ 使用在一般受試者的平均 得分相近（Borkovec, 1994）。此外，由表一亦可知， 本研究其他量表的內部一致性信度亦都在.90 左右， 顯示這些量表在測量心理構念時，內部一致性高。 抽樣的適切性 由於過去研究顯示 GAD 的終生盛行率約為 5% （Borkovec, 1994），故本研究的作者們依照受試者在 PSWQ得分高低將其分為高憂慮組（PSWQ 得分前 5%; n = 16, M = 68.12）、低憂慮組（得分後 5%; n = 17, M = 27.59）與中度憂慮組（高低分組外的其餘受 試; n = 253, M = 45.10）。根據變異數分析的結果，高表一
受試者年齡與受教育年數及各量表的敘述統計與內部一致性信度係數 平均數 標準差 最小值 最大值 Cronbach's α係數 年齡 24.08 7.28 17.00 48.00 -教育年數 16.28 2.28 9.00 23.00 -DIS 34.27 10.12 15.00 60.00 .93 PANAS-PA 27.37 6.75 12.00 46.00 .87 PANAS-NA 20.00 6.62 10.00 39.00 .88 BDI 8.60 6.83 0.00 35.00 .85 HARS 14.73 10.31 0.00 59.00 .90 PSWQ 45.35 10.79 20.00 74.00 .89 BAI 27.59 6.49 0.00 56.00 .88修訂診斷晤談量表（Diagnostic Interview Schedule for DSN-Ⅳ, DIS）；正負向情緒量表（Positive Affect Negative Affect Schedule），正向情緒分量表（PANAS-PA）；正負向情緒量表，負向情緒分量表（PANAS-NA）；貝克憂鬱量表（Beck Depression Inventory, BDI）；漢式焦慮量表（HARS）；賓州憂慮量表（Penn State Worry Questionnaire, PSWQ）；貝克焦慮量表 （Beck Anxiety Inventory, BAI）
憂慮組者與焦慮有關的身體不適症狀（BAI 得分）較 低憂慮組及中度憂慮組嚴重（F(2, 283) = 13.52, p < .01；分別為高憂慮組 M = 34.38 ，低憂慮組 M = 23.35，中憂慮組 M = 27.44）。另外，高憂慮組的 PSWQ得分平均數（M = 68.12）亦與國外研究所得的 GAD病患之 PSWQ 得分平均數（M = 68.11）相近 （Fresco, Mennin, Heimberg, & Turk, 2003）。綜上所 述，本研究雖以正常受試為樣本，但仍可涵蓋正常憂 慮與病態憂慮的得分範疇，顯示抽樣具適切性。 模式契合度檢驗 表二列出本研究所提的假設模式、競爭模式、與 Mineka等人（1998）修飾後之三元模式之各契合度指 標。根據表二，本研究所提的假設模式的χ2 與自由 度比為 3.20 ，且皆低於修飾後之三元模式與兩個競爭 模式，顯示假設模式的契合度佳，為良好的模式。在 適 合 度 指 標 上 ， 首 先 ， 假 設 模 式 之 契 合 度 指 標 （ goodness-of-fit index, GFI; Bentler & Bonett, 1980）以 及調整後之 GFI 值（adjusted GFI, AGFI）分別為 .97 與 .91 ，符合理想範圍，這顯示假設模式契合度佳， 可以解釋觀察資料大多數的變異量。接著，假設模式 之 NFI（normed fit index）及 NNFI（non-normed fit index）兩指標亦符合理想範圍，分別為 .98 與 .97 ， 這表示假設模式比獨立模式（independent model）有 更好的契合度。表二亦列出替代指標，即殘差均方根 （ Root Mean Square Residual, RMSEA; Steiger, 1990）， 在此，假設模式的 RMSEA 為 .09 ，未達到理想範 圍，只在可接受範圍。其次，就比較契合指標（com-parative fit index, CFI; Bentler, 1990）而言，假設模式 的表現優異， CFI 值最高，為 .98 ，也符合理想範 圍。最後，表二亦列出 Akaike 訊息指標（Akaike information criterion, AIC; Akaike, 1987）， AIC 可用以 作為不同模式比較的依據。根據 AIC 指標，假設模式 的 AIC 值最小，為 69.23 ，低於修飾後之三元模式與 另外兩個競爭模式，顯示本研究的假設模式較其他模 式更契合觀察資料。綜合假設模式在上述各契合度指 標以及替代指標的表現，顯示假設模式是契合度較佳 的模型，優於修飾後之三元模式以及另外兩個競爭模 式。圖六繪出本研究所提的假設模式的標準化解。由 圖六可知，模式中所有路徑的 t 值都達到顯著，負向 情感對 GAD 與憂鬱的路徑都是正的負荷量，而正向 情感對於憂鬱的路徑為負的負荷量。其次， GAD 對 生理激發與認知憂慮兩潛在變項路徑的負荷量也都為 正值。 假設模式的模型修飾 SEM分析亦指出假設模型的修飾可能。根據模 型修飾指標（modification indices, MI）的分析結果， 生理激發與認知憂慮之間的 MI 指標達到 11.83 ，而其
表二
假設模式、三元模式與競爭模式之各模式契合度指標 與理想範圍 本研究之 修飾後之 競爭 競爭 假設模式 假設模式 三元模式 模式一 模式二 修飾後 χ2 /df 3.20 5.21 3.44 14.47 2.23 GFI .97 .94 .90 .86 .98 AGFI .91 .85 .91 .65 .94 NFI .98 .96 .95 .88 .99 NNFI .97 .95 .93 .77 .98 CFI .98 .97 .93 .88 .99 RMSEA .09 .13 .19 .22 .07 AIC 69.23 104.63 71.81 193.20 56.00 修飾後之三元模式是依照 Mineka 等人（1998）的理論，假 設模式的修飾是依照 SEM 模型修飾指標的建議圖六：
假設模式的標準化解。 正向情感（PA），負向情感（NA），憂鬱疾患（Dep）， 廣泛性焦慮疾患（GAD），生理激發（ANS），認知憂 慮（ A p p r ）。 正 負 向 情 感 量 表 – 正 向 情 緒 分 量 表 （PPA），正負向情感量表 – 負向情緒分量表（PNA）， 貝克憂鬱量表（BDI），診斷晤談量表（DIS），漢式焦 慮量表（HARS），貝克焦慮量表（BAI），賓州憂慮量 表（PSWQ）。 PA Dep BDI .05 PPA .04 .98 -.29 .97 NA GAD DIS .45 PNA .14 .93 .97 .73 ANS HARS PSWQ .20 .90 Appr BAI .23 .20 .89 .59 .88 .89 .79參數可能的負荷量為 -.40 ，為一負向的參數，這表示 假設模式可能忽略認知憂慮至生理激發的負向影響路 徑。此影響路徑在理論上有其存在可能，因為過去生 理指標研究發現受試者在憂慮時，其心跳變異（heart rate variability, HRV）以及自主神經指標都呈現降低 的情形（Borkovec, 1994; Borkovec & Hu, 1990; Borkovec, Ray, & Stober, 1998; Borkovec et al., 1983; Thayer et al., 1996）。例如 Borkovec（1994）即認為， 認知憂慮可能具有抑制自主神經活動的功能，此與修 飾指標指出認知憂慮對於生理激發可能有負向影響的 路徑相符。而當認知憂慮與生理激發之間的路徑在模 型中加入估計時，此修飾模型與觀察資料的契合度則 更為提高，不管是模型契合度指標或替代指標都略優 於原始模型（參見表二）。修飾模式其他的路徑與原 始模式都相同，唯獨增加的是認知憂慮與生理激發之 間的路徑，此路徑的負荷量為負值，為 -.59（t = - 1.96, p < .05） 。
討論
綜合分析結果，本研究所提的假設模式與觀察資 料的契合度佳，且模式的契合度表現優於 Mineka 等 人（1998）所提之三元模式的修飾模式，以及兩個競 爭模式，顯示 GAD 與憂鬱的共病現象可以用本研究 的假設模式來加以解釋。根據假設模式最終的標準化 解，負向情感同時預測 GAD 與憂鬱疾患，高負向情 感與低正向情感可進一步預測憂鬱疾患；而 GAD 則 預測生理激發與認知憂慮兩特殊症狀。另外，本研究 亦發現，生理激發與認知憂慮之間可能存有負向的影 響關係。 將本假設模式與過去理論對照，本研究結果顯 示，高負向情感為 GAD 與憂鬱的共同因素，這可能 代表具高負向情感人格脆弱性者可能是衍發 GAD 或 憂鬱疾患的高危險群，此與過去理論一致（Brown et al., 1998; Clark & Watson, 1991; Gray, 1982; Mineka et al., 1998）。而過去研究者假設低正向情感是決定個人 易於成為憂鬱疾患的重要因素（Clark & Watson, 1991; Mineka et al., 1998），此與本研究結果亦是一 致。另外，本研究亦發現，認知憂慮與生理激發皆受 到 GAD 的影響，顯示 GAD 具有認知憂慮與生理激發 兩特殊症狀群，此亦與理論假設以及本研究的預期一 致（Brown et al., 1998; Heller et al., 1997; Keller et al., 2000; Mineka et al., 1998）。其次，根據可能的修飾模 型發現，認知憂慮對生理激發可能有負向的影響路 徑 ， 此 預 測 路 徑 與 B o r k o v e c 等 人 之 理 論 假 設 （Borkovec, 1994; Borkovec & Hu, 1990; Borkovec et al.,1998）相符。
值得進一步深入思考的是，本研究發現認知憂慮 與生理激發二者間存有負向關係，但此現象若對照理 論與實徵研究，即 GAD 對生理激發的正向預測關係 時 ， 則 似 乎 有 所 矛 盾 。 然 而 ， 就 該 領 域 學 者 們 （Borkovec, 1994; Borkovec et al., 1998; Borkovec et al., 1983; Williams, Mathews, & MacLeod, 1996）的理論而 言，本研究所得之結果，卻不一定是矛盾的。理由 是， GAD 病患的臨床觀察可發現，病患時常伴隨有 多種的身體抱怨（Borkovec, 1994; Borkovec et al., 1998），此可以說明 GAD 對於生理激發的正向預測關 係。然而另一方面，過去生理指標的研究卻也發現受 試者在憂慮時，其心跳變異（heart rate variability, HRV）以及自主神經指標也都呈現降低的反應型態 （Borkovec, 1994; Borkovec & Hu, 1990; Borkovec et al., 1998; Borkovec et al., 1983），這樣的現象又與本研究 所提的假設模式在修飾後，發現認知憂慮對生理激發 有負向預測關係相符。若綜合上述學者們的看法，則 可能這兩種現象都是 GAD 患者的心理病理歷程特 徵。這些學者們認為， GAD 患者由於廣泛注意威脅 刺激，因此有較多的生理激發，但另一方面，重複性 的憂慮歷程也會佔去 GAD 患者大多數的認知資源， 因此當個體使用憂慮時，可阻斷威脅刺激的認知處理 歷程，進而抑制生理激發，然而此負增強效果卻增加 憂慮再次被使用的機率，進而演變為無法控制的病態 憂慮（Borkovec, 1994; Borkovec et al., 1998）。上述假 設近幾年獲得許多實徵研究支持，顯示此假設可能是 GAD病患重要的心理病理歷程（翁嘉英、鄧閔鴻， 2005；鄧閔鴻、翁嘉英、李毅達， 2003; Borkovec & Hu, 1990; Borkovec et al., 1998; Thayer et al., 1996）。 而本研究則是首度經由自陳式量表研究支持認知憂慮 對 生 理 激 發 的 負 向 影 響 假 設 ， 這 不 啻 是 提 供 上 述 GAD心理病理歷程假設一個重要的證據。
一 些 縱 貫 式 研 究 結 果 （ Barbee et al., 2003; Mancuso et al., 1993）都發現，超過半數 GAD 患者在 一年半後會合併發生憂鬱疾患，而且所有的共病病患 其 GAD 都先於憂鬱疾患發生。雖然三元模式並無法 明確回答此特殊現象，但 Lonigan 等人（2003）曾在 七個月的青少年追蹤研究中發現，負向情感（NA） 與正向情感（PA）分數可以預測七個月後的憂鬱症 狀，而單獨負向情感分數則可以預測七個月後的焦慮 症狀，此研究結果指出 NA 與 PA 具有跨時間的穩定 性，同時亦反映若將本假設模式應用於長期追蹤研 究，是一個未來可能的研究方向。 本研究的假設模式指出 GAD 可以預測「認知憂 慮」與「生理激發」，意指 GAD 的特殊心理病理機制
可能會影響此二症狀群的表現，因此若治療計畫能針 對 GAD 的特殊機制作處理，將可以有效降低 GAD 患 者的認知憂慮與身體不適的症狀。這些機制可能包括 「低問題解決信心」（low problem-solving confidence） （Davey, 1994; Davey, Tallis, & Capuzzo, 1996）、對威
脅訊息的災難化思考（catastrophizing）（Borkovec, 1994; Davey, 1994）、無法忍受不確定感（intolerance of uncertainty）（Dugas et al., 1998; Dugas, Gagnon, Ladouceur, & Freeston, 1998）與副交感神經抑制功能 不足（disinhibition）（Thayer et al., 1996）等。近幾年 的研究都顯示，當治療計畫包含處理或衡鑑 GAD 的 特殊心理病理機制時， GAD 病患之「認知憂慮」或 「生理激發」（臨床表現是廣泛的身體不適）都獲得顯 著改善（Eisen & Silverman, 1998; Ladouceur et al., 2000; Provencher, Freeston, Dugas, & Ladouceur, 2000）。例如 Ladouceur 等人（2000）針對 GAD 病患 的認知憂慮特徵，設計一套包含處理低問題解決信 心、無法忍受不確定、災難化思考等缺陷之認知療 法，結果發現病患之病態憂慮程度獲得改善。又如 Eisen與 Silverman（1998）利用暴露放鬆法治療兒童 GAD病患，結果發現病患的主觀生理抱怨降低。 本研究的假設模式亦指出，高負向情感與低正向 情感可以預測憂鬱疾患的發生。根據三級預防的觀 念，若個體所具有之負向情感與正向情感的程度可以 經由測量工具得知，則依照本研究之假設模式，將可 有助於預測未來發生憂鬱疾患的可能性，俾利及早的 臨床介入。而臨床的介入牽涉到更複雜的心理機制運 作，例如由「壓力—認知特異質（diathesis-stress model）」模式觀之，「憂鬱性歸因組型認知特異質」 在憂鬱情緒的產生與維持歷程中可能不但扮演著傾向 性因素，亦同時扮演著促發性因素與維持性因素之角 色（張素凰， 1992 ； Abramson, Metalsky, & Alloy, 1989）；而且最近的幾個研究結果亦顯示或許可進一 步由負向生活事件、憂鬱性歸因組型、社會支持的介 入時間點、衝動性特質與無望型憂鬱來了解自殺意念 的產生歷程（許淑英、張素凰， 2005 ；曾光佩、張 素凰， 1998 ； Chang, Chen, Hsiao, Yu, & Hsu, 2005; Teasdale & Dent, 1987）。雖然上述這些心理機制與本 研究假設模式的關係已超過本研究所欲探討的範圍， 但整合本研究的假設模式與這些心理機制的假設將有 助於作為臨床上預防與治療工作的參考。 本研究有其不足之處，首先，在測量變項的選擇 上，本研究因某些潛在變項臨床測量工具的缺乏，因 而採用了單一的測量變項來估計潛在變項，這樣的設 計可能無法完全代表潛在變項的概念定義，因而造成 模式估計上的誤差，影響理論模式與觀察資料的契合 度。例如，本研究使用自陳式測量的診斷晤談量表 （DIS），在 SEM 分析中發現，此工具僅能解釋 55% 潛 在變項（GAD）的變異（請參見圖六），相較於其他 量表在解釋潛在變項上的係數，此測量變項對潛在變 項的解釋能力偏低。雖然儘管在此限制下，本研究所 提的假設模式契合度仍佳，但未來若能改良測量工具 的限制，應可再提高其契合度。另外，雖然 Heller 等 人（1997）曾提出認知憂慮的概念，且認為認知憂慮 是 GAD 與強迫疾患的特殊因素，然而 Heller 等人卻未 針對認知憂慮做概念定義，因此也缺少信效度良好的 測量工具用以評估此概念。就此而言，本研究雖以被 廣 泛 使 用 且 有 良 好 信 效 度 背 景 之 賓 州 憂 慮 量 表 （PSWQ）作為認知憂慮的測量工具，然而或許在代表 性上可能仍有所不足，未來若可以針對認知憂慮因素 予以操作定義，並再增加使用除了 PSWQ 之外的其他 可能的測量認知憂慮的工具，則模型的契合度應可更 提高。另外，本研究為與過去研究做對照，選擇使用 BAI與 HARS 測量生理激發，然而 BAI 的內容除了焦 慮的身體症狀之外，亦測量了認知與情緒反應，由於 假設模式中，生理激發被定義為焦慮的身體症狀，因 而使用 BAI 可能會有測量不夠單純的缺失；未來相關 研究，若能單純使用 HARS 做為生理激發的測量工 具，可能是較佳的測量方式。最後，雖然本研究基於 臨床症狀與一般情緒皆具有的向度性特徵，選擇使用 一般人為觀察資料的收集對象，然而為確定本研究所 提的假設模式及其修飾後模式亦可以應用在臨床疾患 的共病現象，未來仍需要以臨床病患為研究對象，進 一步以實徵研究探討本研究所提的假設模式之可類推 性。 本研究的結果說明了本研究修飾三元模式後之假 設模式可以解釋 GAD 與憂鬱疾患的臨床現象，易言 之， GAD 與憂鬱疾患具有共同的人格脆弱特質（負 向情感）。這也可以解釋 GAD 與憂鬱高共病的臨床表 現，以及某些重疊的症狀抱怨。而低正向情感是憂鬱 疾患的人格脆弱特質，具有越高的負向情感與越低的 正向情感特質，即越有可能演變為憂鬱疾患（Clark & Watson, 1991）。再者，具有高負向情感的人格脆弱特 質以及認知憂慮和生理激發兩特殊因素，是 GAD 心 理病理有別於憂鬱的特徵。最後，若採用本研究所提 的假設模式之修飾模型的建議，並對照過去理論假 設，則認知憂慮可能對生理激發有負向影響路徑存 在。依照本研究所提之假設模式概念，正向情感與負 向情感為衍生 GAD 或憂鬱疾患的危險因子，透過測 量此二人格脆弱特質的高低，可以預測個體未來發展 為 GAD 或憂鬱疾患的可能性，這對於此二疾病的早 期預防將扮演著不可忽視的角色。而基於本研究的假
設模式，進一步將之精緻化，具體列出 GAD 的特殊 心理病理機制如何影響「認知憂慮」與「生理激發」 二症狀群，俾做為擬定 GAD 病患心理治療計畫時的 參考依據，亦將是未來此領域亟待解決的課題。
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partic-ipants were interviewed via a battery of self-report scales. Using structural equation modeling (SEM), we tested the proposed hypothesized model. Compared to the tripartite model and other two com-peting models, the SEM resulted in acceptable fit of the hierarchical model to account for the comorbidi-ty and specificicomorbidi-ty of GAD and depression. The implications of the results and future research possi-bilities are discussed.
Keywords: generalized anxiety disorder,
comorbid-ity, tripartite model, structural equation modeling (SEM)
