國立臺灣大學理學院心理學研究所 碩士論文
Graduate Institute of Psychology College of Science
National Taiwan University Master Thesis
焦慮特質與認知因素對雙相情緒障礙症的解釋模型：
以大學生樣本為例
Role of Trait Anxiety and Cognitive Factors in the Psychopathology of BAD: An Example of College Sample
黃文翰 Wen-Han Huang
指導教授：張素凰 博士 Advisor: Sue-Hwang Chang, Ph.D.
中華民國 106 年 1 月
January , 2017
摘要
過去研究多半將情感性疾患與焦慮一併討論，但關於焦慮特質對情感性疾患 的影響之闡述並不多。近年來研究者常將情感性疾患分成憂鬱症與雙相情緒障礙 症，其中雙相情緒障礙症的探討多半從遺傳因子與生物觀點介入，較少以情緒特 質與認知狀態為出發點進行深入探討，但最新的精神疾病診斷準則第五版
（DSM-5）則將焦慮特質納入雙相情緒障礙症的嚴重度考量中，顯示情緒因素與 其他因素逐漸受到重視。因此本研究企圖整合過去理論及研究，提出與雙相情緒 障礙症相關之重要變項，利用自陳式量表測量負向生活事件、焦慮特質、憂鬱、
反芻、認知風格與衝動因素，蒐集台灣的大學生樣本共 290 人，以相關法探討躁 症與鬱症之心理病理歷程有關的因素彼此間的關聯。本研究所提出假設模型，其 模型適配度為中度以上。具體而言，研究結果發現負向生活壓力對於焦慮特質、
常態化認知風格與負向認知風格具有正向影響，對於正向認知風格則為負向影響；
情緒因素方面，焦慮特質對動作性衝動、不善計畫性衝動與鬱症為正向影響，對 躁症則為負向影響，動作性衝動對躁症有正向影響，而不善計畫性衝動對鬱症有 些微的負向影響；認知因素方面，正向認知風格對躁症為正向影響，對鬱症有些 微負向影響；常態化認知風格對躁症有些微的正向影響；負向認知風格對鬱症有 些微的正向影響。本研究之研究結果可做為臨床工作者對躁鬱個案進行介入方針 與三級預防之參考。
關鍵字：焦慮特質、衝動、認知因素、雙相情緒障礙症、結構方程模型
Role of Trait Anxiety and Cognitive Factors in the Psychopathology of BAD: An Example of College Sample
Wen-Han Huang
Abstract
While mood disorder has been known to be highly comorbid with anxiety, the
influences of anxiety to the severity of mood disorder have seldom been investigated.
In recent years, mood disorder is divided into depressive disorder and bipolar
affective disorder (BAD), and is widely discussed from the perspective of genetic and biological factors but has rarely been considered from the perspectives of emotional trait and cognitive factors. Moreover, in DSM-5, anxiety is included as an indicator of severity in the diagnosis of BAD, which highlights the importance of more research into the roles of emotional and cognitive factors in BAD. Therefore, the purpose of this study was to examine the roles of emotion and cognition in the pathology of BAD.
In this study, we recruited 290 participants from the undergraduate students of Taiwan.
Negative life events, trait anxiety, depression, rumination, cognitive style and impulse factors were measured by self-report inventories. Structural equation modeling (SEM) was used to test the hypothesized model. The result revealed that the hypothesized
model had an above moderate level of model fitting. Specifically, the negative life events had positive effects on trait anxiety, normalizing of symptoms and negative cognitive style. On the other hand, the negative life events had a negative effect on positive cognitive style. For emotional factors, trait anxiety had positive effects on behavioral impulsivity, non-planning impulsivity and depression and had a negative effect on mania. Behavioral impulsivity had a positive effect on mania while
non-planning impulsivity had a negative effect on depression. For cognitive factors, positive cognitive style had a positive effect on mania and a negative effect on depression. Normalizing of symptoms had a positive effect on mania, and negative cognitive style had a positive effect on depression. The results of this study could shed light to clinical intervention guideline for bipolar affective disorder, and contribute to the primary, secondary, and tertiary prevention and intervention and improve their effectiveness.
Keywords: trait anxiety, impulse, cognitive factors, bipolar affective disorder,
structural equation model
目次
頁碼
第一章 緒論... 1
第一節 雙相情緒障礙症... 1
第二節 負向生活壓力... 2
第三節 焦慮特質... 4
第四節 衝動... 5
第五節 認知風格... 7
第六節 研究目的... 9
第七節 假設模型... 10
第八節 競爭模型... 12
第二章 研究方法... 14
第一節 參與者... 14
第二節 研究工具... 14
第三節 模式設定... 18
第四節 統計方法... 19
第三章 研究結果... 20
第一節 整體量表之描述統計、測量變項之有效性與相關矩陣... 20
第二節 項目分析... 27
第三節 刪題後高低躁症傾向組及高低憂鬱組之描述統計與差異檢定.... 41
第四節 包裹法與共變異數矩陣... 44
第五節 結構方程模型... 56
第四章 討論... 68
第一節 綜合結果與討論... 68
第二節 研究貢獻與應用... 77
第三節 研究限制與未來研究方向... 79
參考文獻... 83
表目次
表 1 各量表之平均數（標準差）、男女比較與內部一致性信度係數... 20
表 2 各量表之偏態係數... 22
表 3 各量表間之相關矩陣... 27
表 4 生活壓力量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關... 28
表 5 生活壓力量表各題刪除之 Cronbach's α... 29
表 6 輕躁詮釋問卷之正向認知分量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相 關... 30
表 7 輕躁詮釋問卷之正向認知分量表各題刪除之 Cronbach's α... 30
表 8 輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相 關... 31
表 9 輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表各題刪除之 Cronbach's α... 31
表 10 特質焦慮性量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關... 32
表 11 特質焦慮性量表各題刪除之 Cronbach's α... 33
表 12 衝動性量表之動作性衝動分量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相 關... 34
表 13 衝動性量表之動作性衝動分量表各題刪除之 Cronbach's α... 35
表 14 衝動性量表之不善計畫性衝動各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相 關... 36
表 15 衝動性量表之不善計畫性衝動分量表各題刪除之 Cronbach's α... 36
表 16 反應風格量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關... 37
表 17 反應風格量表各題刪除之 Cronbach's α... 37
表 18 依據信度相關分析刪除之題目... 39
表 19 刪題後各量表間相關矩陣... 40
表 20 刪題後各量表描述性統計、男女比較... 41
表 21 刪題後高低躁症傾向組在各量表得分之統計... 42
表 22 刪題後高低憂鬱傾向組在各量表得分之統計... 43
表 23 刪題後生活壓力量表五向度之相關矩陣... 44
表 24 刪題後生活壓力量表五向度與其他變項之相關矩陣... 45
表 25 刪題後生活壓力量表依照各題得分與總分相關高低排序分組... 46
表 26 刪題後正向認知分量表依照各題得分與總分相關高低排序分組... 47
表 27 刪題後常態化認知分量表依照各題得分與總分相關高低排序分組... 47
表 28 刪題後特質焦慮性量表依照各題得分與總分相關高低排序分組... 48
表 29 刪題後動作性衝動分量表依照各題得分與總分相關高低排序分組... 49 表 30 刪題後不善計畫性衝動分量表依照各題得分與總分相關高低排序分組 50
表 33 貝克憂鬱量表依照各題得分與總分相關高低排序分組... 51
表 34 運用相關包裹法所合併之題目... 52
表 35 使用相關包裹法包裹資料後之共變異數矩陣... 53
表 36 測量變項對潛在變項之因素負荷量標準化解、解釋力與 t 檢定結果.. 59
表 37 模型適配度指標... 60
表 38 假設模型路徑係數之標準化解... 61
表 39 假設模型直接效果、間接效果之標準化解... 63
表 40 假設模型與修正模型之模型適配度指標... 65
表 41 去除認知因素模型直接效果、間接效果之標準化解... 66
表 42 去除焦慮特質模型直接效果、間接效果之標準化解... 67
表 43 生活壓力量表與親人死亡和事件有關之題目與整體量表之平均數比 較... 70
圖目次
圖 1 壓力因應模式示意圖... 3
圖 2 反芻互動模型... 8
圖 3 假設模型... 12
圖 4 競爭模型... 13
圖 5 SEM 模式設定圖... 17
圖 6 生活壓力量表次數直方圖... 22
圖 7 輕躁詮釋問卷之正向認知分量表次數直方圖... 23
圖 8 輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表次數直方圖... 23
圖 9 特質焦慮性量表次數直方圖... 24
圖 10 衝動性量表次數直方圖... 24
圖 11 反應風格量表次數直方圖... 25
圖 12 奧特曼自評躁症量表次數直方圖... 25
圖 13 貝克憂鬱量表次數直方圖... 26
圖 14 負向生活事件之預測變項因素負荷量示意圖... 56
圖 15 正向認知風格之預測變項因素負荷量示意圖... 56
圖 16 常態化認知風格之預測變項因素負荷量示意圖... 57
圖 17 焦慮特質之預測變項因素負荷量示意圖... 57
圖 18 動作性衝動之預測變項因素負荷量示意圖... 57
圖 19 不善計畫性衝動之預測變項因素負荷量示意圖... 58
圖 20 負向認知風格之預測變項因素負荷量示意圖... 58
圖 21 躁症之預測變項因素負荷量示意圖... 58
圖 22 鬱症之預測變項因素負荷量示意圖... 58
圖 23 假設模型的標準化解... 61
圖 24 去除認知因素模型的標準化解... 66
圖 25 去除焦慮特質模型的標準化解... 67
第一章 緒 論
第一節 雙相情緒障礙症
雙相情緒障礙症（bipolar affective disorder, BAD）又稱躁鬱疾患（manic depressive disorder），主要以躁症（mania）為判斷依據。根據精神疾病診斷準則 第五版（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders; 5ed.; DSM-5;
American Psychiatric Association, 2013）的診斷標準，躁症為不同時期高低起伏的 情緒、能量或動作，包含跳躍性思考、快速對話等行為；而鬱症與重鬱症（major depressive disorder）之憂鬱相似，為憂鬱情緒，也可被表示為一種精神疾病或症 狀（APA, 2013）。雙相情緒障礙症是由終生盛行率至少一次躁症發作做為診斷依 據，其中第一型雙相情緒障礙症（bipolar I disorder, BD-I）的診斷不含憂鬱相關 診斷，第二型雙相情緒障礙症（bipolar II disorder, BD-II）又被稱為輕躁症
（hypomania）。依此診斷標準，第二型雙相情緒障礙症需狂躁發作至少四天，且 未達躁症發作之標準，此部分容易與憂鬱交替出現（APA, 2013）。
第一型雙相情緒障礙症的盛行率約 1~2%（Kessler et al., 1994），研究指出 18 至 29 歲者較 60 歲以上者罹患雙相情緒障礙症的機會高 22 倍（Kessler, Chiu, Demler, & Walters, 2005）。過去統計資料顯示，雙相情緒障礙症發作的第一個高 峰期為 15 至 19 歲之間（Alloy, Abramson, Walshaw, Keyser, & Gerstein, 2006），而 高中族群中約有 1%罹患第一型或第二型雙相情緒障礙症 （Lewinsohn, Klein, &
Seeley, 2000）。另外，雙相情緒障礙症之平均發病年齡約為 18.2 歲（BD-I）和 20.3 歲（BD-II）（Merikangas et al., 2007）。
由上述研究可知，雙相情緒障礙症盛行率雖然不高，但其發病年齡層偏低，
從高中到大學階段是雙相情緒障礙症發病的高危險期。因此，由三級預防角度，
以青少年族群為研究對象探究雙相情緒障礙症之心理病理，為一重要議題。另一 方面，Lazarus（1993a）提到人們在面對生活壓力時，因生活壓力造成的心理壓 力為影響精神疾患病程發展的顯著風險因子，因此本研究擬以大學生為樣本，並 以生活壓力事件作為初階預測變項，來探討雙相情緒障礙症的病理。
第二節 負向生活壓力
許多生活事件會影響日常生活的情緒與表現，且 Lazarus（1993a）認為負向 生活事件所造成的心理壓力對於精神疾患之病程發展為顯著的風險因子。
Sarafino 與 Smith（2014）認為壓力與認知會相互影響，該過程會伴隨情緒的產 生，而情緒也為面對壓力時的反應，此二者皆可能會影響壓力問題之嚴重度，因 此壓力源為人們需要關注的一個議題。在 Selye（1956）的壓力模式中，壓力源 是指對個體產生威脅的事件或狀況，而情境會影響壓力對於個體的作用，進而產 生適應性與非適應性的反應。因此，如何因應壓力，使用適應性的方式去因應，
讓個體處於恰當的壓力環境中為一個重要課題。
Lazarus 與 Folkman（1984）所提的壓力因應模式如圖 1，該壓力模式包含壓 力源、認知評估、因應與因應結果四個部分。其中，認知評估為對需求與可用資 源的判斷與估量，該評估會受認知風格影響，而產生不同之評估結果；而因應則 是個體面對壓力所做出的反應與行為，簡單可分為注重問題與注重情緒兩種方式，
前者為問題解決的因應方式，後者則是情緒管理或逃避的因應方式（Lazarus, 1993a）。
而情緒在壓力因應過程中扮演什麼角色呢？根據 Lazarus 和 Folkman 的說法，
情緒是因應壓力過程所伴隨的反應，且也為最終的因應結果，而 Ketlner 與 Hadit
（2001）認為情緒表達在個體社會化的過程中扮演相當重要的角色，並會影響個
情緒會影響個體對於自我環境的評估，並提出情緒為壓力因應與生活品質的中介 關係，認為情緒會影響到個體的生活品質。因此，可發現情緒在壓力因應的過程 扮演相當重要之角色，而在本研究中則將情緒特質納入病理模型做探討。
圖 1：壓力因應模式示意圖。
資料來源： Stress, Appraisal, and Coping, by R.S. Lazarus and S. Folkman, 1984, New York, NY:
Springer Publishing Company.
另一部分，由圖 1 可知，生活壓力會經由認知評估的不同對個體造成不同的 結果，而認知風格會在其中對認知評估造成影響，並影響其壓力因應之結果。如 憂鬱個體在面對生活壓力時，自動產生的負向認知風格與反芻反應會影響個體對 自我關注的評估，並影響其憂鬱的程度（Pyszczynski & Greenberg, 1987）。另外，
過去研究發現許多躁症患者會有長期語言記憶困難的現象，且針對壓力事件會有 難以描述的情況發生，此顯示躁症患者在躁症發作時，其語言記憶與執行功能受 損，因此執行功能可能為雙相情緒障礙症的內在特徵之一（Robinson & Ferrier, 2006）。
而 Watkins 與 Brown（2002）認為執行功能會受反芻影響而降低效能，但 Silveria 與 Kauer-Sant'Anna（2015）認為反芻與躁症較無關聯，此與鬱症的負向 認知迴路較具關聯性，並對鬱症患者的執行功能產生負面影響，可見執行功能與 負向認知風格具有關聯性。而 Reilly-Harrington、Alloy、Fresco 及 Whitehouse（1999）
認為，壓力事件與環境因素會影響雙相情緒障礙症的病程發展，且會增加躁症與 鬱症疾病發作的危險與嚴重性，甚至其影響過程會受認知風格影響導致躁症與鬱 症發作的可能性上升。
根據前述所提之壓力與認知情緒的相關研究，壓力事件對於身心健康有顯著
影響（Lazarus, 1993b）。因此，本研究將壓力事件做為初階預測變項，而從上述 研究也可發現到情緒和認知風格與壓力有關，由文獻中可得知情緒特質會影響人 們在面對壓力時所使用的認知解決策略（Sarafino & Smith, 2014），且對於認知評 估會有所影響（Austenfeld & Stanton, 2004），而認知風格也會影響其認知評估與 壓力因應（Lazarus & Folkman, 1984）。因此，本研究將認知風格與情緒特質納入 模型做探討，將此二者做為壓力事件對躁症與鬱症的中介預測變項，藉此了解雙 相情緒障礙症的病理歷程，因此將在後續文章中分別對情緒相關因素與認知風格 相關因素做說明與介紹。
第三節 焦慮特質
承上所述，負向生活壓力為雙相情緒障礙症的初階預測變項，且會透過情緒 與認知相關因素影響雙相情緒障礙症的病程。過去文獻指出，情緒會影響人們面 對壓力時的因應與評估（Sarafino & Smith, 2014），且人們在面對壓力時易影響個 體產生焦慮情緒（Garnefski, Kraaij, & Spinhoven, 2001; Hersen, Turner, & Beidel, 2011），在此處，焦慮意指「在面對未知或模糊的威脅時所產生的複雜反應」（APA, 2013）。Heller、Nitschke、Etienne 及 Miller（1997）提出，焦慮分為兩個因素，
其一為認知憂慮，此為認知上對於未來的可能威脅有反覆的擔心，屬於一種慢性 擔憂狀態；另一為生理激發之焦慮，意指強烈、急性的自主神經激發，此與恐慌 疾患（panic disorder）較有相關。
另一方面，DSM-5 將雙相情緒障礙症診斷準則新增焦慮困擾（anxious distress）
的項目，其中包含感覺緊張、煩躁不安、害怕事情發生以及失去對自我的控制感
（APA, 2013），此與前述之認知憂慮較為類似，於本文中將此認知憂慮視為「焦 慮特質（trait anxiety）」，因此可見焦慮特質在雙相情緒障礙症中逐漸被重視與討
且相較於重鬱症組別，其關聯性與影響力皆較高。
上述文獻顯示焦慮特質在雙相情緒障礙症中扮演了重要的角色，而過去文獻 指出雙相情緒障礙症與焦慮共病程度高（Freeman, Freeman, & McElroy, 2002），
因此研究者多將此狀況視為雙相情緒障礙症的共病現象（Keller, 2006），較少將 焦慮特質視為病理因素的討論。但近年 DSM-5 將焦慮特質視為影響雙相情緒障 礙症嚴重程度的重要因素（APA, 2013），因此，本研究將依循 DSM-5 之脈絡，
將焦慮特質視為雙相情緒障礙症之影響因素而非共病關係，以此為基礎探討焦慮 特質如何影響雙相情緒障礙症之躁症病程之進行。而過去文獻在探討雙相情緒障 礙症與焦慮的過程，多半會提及衝動因素的影響與角色（Gray, 1970; Swann, 2010;
Swann et al., 2007; Swann, Steinberg, Lijffijt, & Moeller, 2008），且衝動也為雙相情 緒障礙症較明顯的行為特徵，因而本研究於情緒層面的探討中，除焦慮特質的討 論外，也將衝動因素一同納入，並將之視為影響雙相情緒障礙症的中介變項。
第四節 衝動
過去研究者大多從探討雙相情緒障礙症與衝動兩者的關係做為出發點
（Swann, 2010; Swann et al., 2007; Swann et al., 2008），結果也顯示衝動在雙相情 緒障礙症中扮演重要的中介角色，且 Gray（1970）也提出衝動與焦慮具有關聯 性。此處的衝動意指「因情緒激動而出現未經理性思考的行為或心理活動」
（Barratt, 1959），而衝動對雙相情緒障礙症的躁症發作被指出具有顯著的正相關
（Swann, 2010; Swann et al., 2007; Swann et al., 2008）。例如：Swann 等人（2008）
指出，運動性衝動（motor impulsivity）與躁症有關，此為「衝動的行事傾向」；
不善計畫性衝動（non-planning impulsivity）則與憂鬱有關，此種衝動類型意指
「對未來知感的缺乏狀態」（Patton & Stanford, 1995）。
Gray（1970）提出衝動與焦慮特質的兩個系統，分別為行為抑制系統
（behavioral inhibition system, BIS）與行為激發系統（behavioral approach system,
BAS）。前者在考慮安全考量與滿足慾望時會被激發，並且引發焦慮情緒，而後 者則會中介衝動傾向，兩者一同調節衝動行為與憂慮情緒。Corr（2002）之研究 指出，BIS 與 BAS 系統會相互調節，影響酬賞與懲罰事件的反應，其研究結果 顯示 BAS 系統過度激發會產生低焦慮高衝動特質的傾向，而 BIS 系統過度激發 則會形成高焦慮低衝動之特質的傾向。
另一方面，Fowles（1987, 2002）發現在考量焦慮特質的情況下，較難以 BIS 與 BAS 系統解釋衝動行為的產生，並提出若個體在弱 BIS 系統時，會產生焦慮 並引發衝動行為，在弱 BAS 系統時，會降低焦慮並減少衝動行為。而 Sigman（1962）
曾將焦慮、衝動與壓力做時序上的研究，釐清壓力、焦慮與衝動的關聯性，他發 現焦慮與長時間的壓力情境有正向關聯，而衝動與壓力的關聯性則較無法被支持，
因而認為焦慮可能在壓力與衝動之間扮演驅動衝動程度的角色，並影響衝動程度 與衝動行為的產生。在本研究中，主要是討論焦慮特質與衝動跟雙相情緒障礙症 的關係，因此，本研究依循 Fowles（1987, 2002）與 Sigman（1962）的研究，將 焦慮特質視為衝動與壓力之中介因子，並與衝動行為有正相關。
綜上所述，過去研究顯示焦慮特質與衝動在躁症與鬱症的病理歷程扮演的重 要性，且焦慮特質扮演衝動與壓力之間的中介角色，而動作性衝動對躁症有正相 關，不善計畫性衝動對鬱症有正相關。另外，過去研究多半僅限於兩兩變項相關 分析之探討，並未將其整合於完整的理論模型中進行討論。因此本研究擬將焦慮 特質與衝動此二因素納入模型，並將焦慮特質視為生活壓力與衝動之中介變項，
釐清過去尚未明朗的雙相情緒障礙症的心理病理歷程。延續前述 Lazarus 與 Folkman（1984）壓力模式之討論，影響壓力評估與因應的因素有情緒特質與認 知風格兩方面，其中，上述之焦慮特質和衝動即為人們在面對生活壓力時情緒特 質的部分，下一節將針對認知風格如何影響壓力評估與因應而造成雙相情緒障礙 症的病程發展進行文獻回顧。
第五節 認知風格
生活壓力不僅影響負向情緒的產生，具有不同認知風格者在面對生活壓力時 也會形成不同的情緒與行為（Sarafino & Smith, 2014）。從神經機制來看，有研究 者認為躁症傾向者會受大腦的酬賞機制所影響，而產生過度追求目標之行為，以 及成功後的過度自信（Chiu et al.,2008）。上述之生活壓力、目標導向行為與自信 膨脹之現象為發展躁症的危險因子，並可作為未來躁症發病之預測指標（Johnson, Fulford, & Carver, 2012）。另一方面，Folkman（1984）提出個人控制感會影響對 壓力的感知狀態，並說明對於情境的控制知感會影響個體將壓力視為威脅還是挑 戰。因此，當個體控制知感較高時，或其認知評估較偏好正向解釋時，會將壓力 視為挑戰而非負向經驗，也顯示出生活壓力會受個體之認知偏好而影響其因應過 成與結果。
本研究進一步從認知風格的面向切入，過去研究指出輕躁症會受正向認知風 格（positive cognitive style）與常態化認知風格（normalizing of symptoms）影響，
且正向認知風格較負向認知風格（negative cognitive style）之影響大，並缺乏常
態化認知風格。其中，正向認知風格指「關注並強化正向的情感狀態」，如正向
歸因或誇大自尊等；負向認知風格為「強化負向情緒狀態並降低正向的情感狀態」，
如負向歸因、負向反芻或失功能信念等；常態化認知風格是「以理性來重新評估 事件，增加對理性情緒經驗的意識」（Dempsey, Gooding, & Jones, 2011）。
Dempsey 等人（2011）指出，輕躁人格特質與正向認知風格和缺乏常態化認 知風格有關，甚至可當個體未來發展成躁症之預測指標，而憂鬱者則具有高度負 向認知風格以及缺乏正向認知風格的特性。上述研究與 Johnson 等人（2012）之 研究相呼應，Johnson 等人（2012）認為正向認知風格與成功後的過度自信相仿，
皆為膨脹自我之表現。這些研究者所提之正向認知風格也與診斷手則（DSM-5;
APA, 2013）躁症發作之症狀相似，即人們顯示出過度高漲的情緒、能量或活動 之行為表現，因此，上述認知風格或許可被視為躁症病理歷程的認知特質。
至於負向認知風格，Robinson 與 Alloy（2003）認為負向認知風格包含負向 推理風格（negative inferential style）與失功能態度（dysfunctional attitudes）兩種，
並認為反芻思考是促進重鬱發作與維持重鬱症狀的重要因素。而 Ciesla 與 Roberts
（2007）根據上述研究結果進一步說明反芻思考會與負向信念互動而增強憂鬱情 緒，並且維持憂鬱個體的負向信念。而圖 2 顯示反芻在鬱症扮演重要的角色，如 同一個推動鬱症的引擎。
圖 2：反芻互動模型。
資料來源："Rumination, negative cognition, and their interactive effects on depressed mood," by J. A.
Ciesla and J. E. Roberts, 2007, Emotion, 7, p.555-565.
Nolen-Hoeksema（1991）的研究指出，反芻風格（rumination）為影響憂鬱
情緒的因素。其中，反芻行為被定義為：「負向的認知風格，持久反覆的想法集
中在最近的負面經驗 （negative experiences）、心情（moods）和症狀（symptoms）
的原因和後果」，且被認為是一種負向的認知風格。過去研究顯示，反芻型反應
風格會導致情緒低落者或臨床憂鬱個案之惡化與病程的延長（Gibbons et al., 1985;
Lyubomirsky, Caldwell, & Nolen-Hoeksema, 1998; Watkins & Teasdale, 2001）。本研 究依循 Dempsey 等人（2011）與 Nolen-Hoeksema（1991）之研究，將反芻風格
根據前述所提之壓力與認知情緒的相關研究，本研究將影響壓力評估與因應 的認知風格因素分為三個向度，分別為正向認知風格、常態化認知風格和負向認 知風格。且從過去文獻得知過度的正向認知風格與缺乏常態化認知風格會影響躁 症發作（Dempsey et al., 2011）；而過度的負向認知風格與正向認知風格缺失則會 影響鬱症發作（Ciesla & Roberts, 2007; Dempsey et al., 2011）。另外，依據 Lazarus 與 Folkman（1984）的壓力模式，面對生活壓力事件時的評估與因應會受情緒相 關因素與認知風格的影響，因此本研究將認知風格作為生活壓力與雙相情緒障礙 症之中介變項。綜上所述，本研究假設負向生活壓力為初階預測變項，而情緒相 關因素（焦慮特質和衝動）與認知風格因素（正向認知風格、常態化認知風格、
負向認知風格）為壓力事件與雙向情感疾患之中介變項，其中焦慮特質又為壓力 事件與衝動之中介變項，藉此探討雙相情緒障礙症之心理病理歷程。
第六節 研究目的
綜觀上述，本研究擬以多面向整合的角度切入探討雙相情緒障礙症的心理病 理歷程，利用階層解釋模型的概念探討雙相情緒障礙症的心理病理歷程。具體而 言，旨在探討認知風格、焦慮特質與衝動對雙相情緒障礙症的影響，由變項間的 關係探討這些變項所扮演的角色。
為了解釋雙相情緒障礙症之病理歷程，本研究將利用結構方程模型
（structural equation modeling, SEM）建構模型，對所建立之解釋模型進行模型契 合度檢驗。以探討這些因子能否分別推論雙相情緒障礙症中的躁症與鬱症之共通 性與特殊性心理病理歷程。
第七節 假設模型
綜合上述文獻可知，負向生活事件可扮演雙相情感症狀的初階預測指標
（Hersen et al., 2011; Johnson, 2005），並透過情緒相關因素與認知相關因素影響 雙相情緒障礙症的病程。於情緒相關因素中，焦慮特質與衝動為情緒相關之影響 因素，且焦慮特質也為壓力事件與衝動之中介變項（Bellani et al., 2012; Fowles, 1987, 2002; Siegman, 1962），衝動也為雙相情緒障礙症與焦慮特質之中介變項
（Swann, 2010; Swann et al., 2007; Swann et al., 2008）。在認知層面部分，正向認 知風格、常態化認知缺失對躁症具有影響力（Dempsey et al., 2011），正向認知缺 乏與反芻風格則對鬱症有影響力（Ciesla & Roberts, 2007; Dempsey et al., 2011;
Nolen-Hoeksema & Morrow, 1991; Robinson & Alloy, 2003）。
綜合以上所述，本研究提出雙相情緒障礙症的階層解釋模型（如圖 3）。該 模型包含負向生活事件、焦慮特質、衝動、認知風格、躁症和鬱症。由於文獻指 出，因應負向生活事件的過程會影響躁症及鬱症病程（Abramson, Metalsky, &
Alloy, 1989; Hersen et al., 2011），因此本研究將負向事件視為躁症與鬱症之初階 預測變項；而常態化認知風格與動作性衝動從文獻中得之，該因素可預測躁症之 心理病理歷程（Dempsey et al., 2011; Swann et al., 2008）；焦慮特質和正向認知發 現與躁症和鬱症皆有關，可同時預測躁症與鬱症之心理病理（Bellani et al., 2012;
Dempsey et al., 2011; Simon et al., 2003）；另外，負向認知風格與不善計畫性衝動 可預測鬱症的心理病理（Ciesla & Roberts, 2007; Dempsey et al., 2011;
Nolen-Hoeksema & Morrow, 1991; Robinson & Alloy, 2003; Swann et al., 2008）。因 此，本研究將常態化認知風格與動作性衝動視為躁症的特殊因素，將焦慮特質與 正向認知視為躁症與鬱症的共同因素，而將負向認知風格與不善計畫性衝動視為 鬱症的特殊因素。此處所提之特殊因素是指該潛在變項只有預測另一個潛在變項，
本研究主要假設與預期如下：（1）負向生活壓力透過焦慮特質間接影響躁症 與鬱症；（2）負向生活壓力透過焦慮特質間接影響動作性衝動與不善計畫性衝動；
（3）負向生活壓力透過焦慮特質、動作性衝動間接影響躁症，透過焦慮特質、
不善計畫性衝動間接影響鬱症；（4）負向生活壓力透過正向認知風格間接影響躁
症與鬱症，負向生活壓力至正向認知風格為負向影響，正向認知風格至躁症為正
向影響，正向認知風格至鬱症為負向影響；（5）負向生活壓力透過常態化認知風
格間接影響躁症，其中，負向生活壓力至常態化認知風格為正向影響，常態化認
知風格至躁症為負向影響；（6）負向生活壓力透過負向認知風格間接影響鬱症。
本研究擬透過自陳式量表進行資料的收集，並利用結構方程式檢驗模型的契合度 考驗。
本研究所提出之方程式依序如下：
焦慮特質 = 負向生活壓力 + ζ1
動作性衝動 = 焦慮特質 + ζ2
不善計畫性衝動 = 焦慮特質 + ζ3
正向認知風格 = 負向生活壓力 + ζ4
常態化認知風格 = 負向生活壓力 + ζ5
負向認知風格 = 負向生活壓力 + ζ6
躁症 = 負向生活壓力 + 常態化認知風格 + 正向認知風格 + 焦慮特質 + 動作性衝動 + ζ7
鬱症 = 負向生活壓力 + 正向認知風格 + 負向認知風格 + 焦慮特質 + 不 善計畫性衝動 + ζ8
圖 3：假設模型。
註：圓圈內的變項表示為潛在變項，實線為潛在變項之預測路徑。
第八節 競爭模型
為了檢驗本研究所提的假設模型之適切性，本研究進一步提出競爭模型，說 明如下。Johnson（2005）在其研究中曾提出假設，說明躁症與鬱症為生活壓力 事件的中介因子，且生活壓力事件會影響日常生活的情緒與表現。Sarafino 與 Smith（2014）認為壓力會與認知思考相互影響，且過程會伴隨情緒產生。以壓 力因應模式圖（Lazarus & Folkman, 1984）為例，Sarafino 等人將雙相情緒障礙 症之行為反應視為壓力因應行為，而影響後續之人格特質，而 Stange 等人（2015）
認為雙相情緒障礙症具有認知彈性缺失以及過度情感表達之特性。
因此，雙相情緒障礙症會形塑情緒特質與認知風格，且 DSM-5 將焦慮特質 納入躁症準則的考量因素（APA, 2013），顯示焦慮特質也可能為躁症發作後之改 變結果。而 Dempsey 等人（2011）的研究結果指出，躁症與正向認知、常態化 認知缺失有關聯，鬱症與正向認知、負向認知有關聯。因此，將焦慮特質、衝動 與認知風格視為雙相情緒障礙症發作所產生之結果，所建立之競爭模型之假設預
風格和常態化認知風格，其效果除躁症至常態化認知風格為負向影響，其他效果 皆為正向影響；（2）負向生活壓力透過鬱症間接影響焦慮特質、不善計畫性衝動、
正向認知風格、與負向認知風格，其影響效果除鬱症至正向認知風格為負向效果，
其他效果皆為正向影響。由不同模型彼此競爭，可以檢定何種的模型契合度較高，
較貼近可能之雙相情緒障礙症病理模型，以做為臨床工作三級預防可運用之參考 模型。
圖 4：競爭模型。
註：圓圈內的變項表示為潛在變項，實線為潛在變項之預測路徑。
第二章 研究方法
第一節 參與者
本研究參與者取樣自台灣大學心理學系公布欄公告以及網路招募之研究參 與者，並以年齡介於 18~29 歲之大學生做為研究限制。最終本研究收集 294 名大 學生研究參與者，剔除問卷未完成及缺漏者，共有 290 名研究參與者可供資料分 析（男性 119 名，女性 171 名；平均年齡 19.63 歲，標準差 1.32 歲）。所有研究 參與者皆接受自陳式量表的測量，其量表內容包含生活壓力、認知風格、衝動傾 向、焦慮特質、躁症傾向以及憂鬱傾向等六個主題。
第二節 研究工具
貝克憂鬱量表第二版（The Beck Depressive Inventory II, BDI II）
貝克憂鬱量表中文第二版（陳心怡，2000；Beck, Steer, & Brown, 1996）為 測量憂鬱狀態的自陳式量表，共 21 題，每一題都有 4 至 5 個描述選項，分數從
「0」分（無抑鬱感）至「3」分（最嚴重憂鬱感），代表不同嚴重程度的憂鬱感 受。總分最低為 0 分，最高為 63 分，分數越高代表憂鬱程度越嚴重（Beck et al., 1996）。根據貝克憂鬱量表中文第二版之指導手冊，量表得分可將填答者之憂鬱 程度加以區別為：0-13 分為正常範圍、14-19 分為輕度憂鬱、20-28 分為中度憂 鬱、29-63 為重度憂鬱（陳心怡，2000）。
特質焦慮性量表（State-Trait Anxiety Inventory-Trait, STAI-T）
特質焦慮性量表（Spielberger, Gorsuch, & Lushene, 1970）為測量焦慮特質的 自陳式量表，共 20 題的自我感受描述請受試者勾選，為從 1（完全不符合）到 4
（非常符合）的 4 點李克氏量表，分數越高表示焦慮特質程度越高。本研究採用 鍾思嘉和龍長風（1984）翻譯之特質焦慮的中文量表。中文翻譯量表之信度達.90，
且具良好信度（許淳惠，2002）。
衝動性量表（The Barratt Impulsiveness Scale, BIS）
衝動性量表（Barratt, 1959）為測量衝動程度的量表，總題數為 30 題，而本 研究採用李進賢、柯慧貞、翁儷禎、廖聆岑及陸汝斌（2002）翻譯並修訂之中文 衝動性量表，受試者依照自己對於該事件發生的頻率在 1~4 分之四點量尺評分，
其中 1 代表「幾乎不曾有過」，4 代表「總是出現」。 例如：「我做事不經過思考」。 而原 BIS 分成三個向度，分別為動作衝動性、不善計畫性與認知衝動性，但李進 賢等人發現此三向度中，認知衝動性與其他向度具有高度相關，將原 BIS 量表認 知衝動性的題目融入動作衝動性與不善計畫性兩個分向度中，而向度的分數越高 表示該衝動特質越高。
反應風格量表（Responses Style Questionnaire, RSQ）
反應風格量表（Nolen-Hoeksema, 1991）為測量受試者在情緒低落或感覺憂 鬱時，受試者的反應風格傾向。本研究採用游勝翔（2004）翻譯並修訂之短版中 文反應風格量表，其中包含反芻型反應分量表（Ruminative Response Style, RRS）
與轉移型反應分量表（Distracting Response Style, DRS），此中文短版量表為針對
Treynor、Gonzalez 及 Nolen-Hoeksema（2003）刪除反芻型反應風格量表中，題 目與憂鬱症狀近似之題項後，並經翻譯修訂後保留十題之版本。此中文短版量表 包含「深思反省（reflection）」與「苦惱自責（brooding）」兩個因素，其中深思
反省題目有五題，題目內容具被反覆思索以及試圖解決問題的特性，例如：「寫
下你的想法並分析他」。苦惱自責題目有五題，內容則以鬱悶的責怪自己、他人
或命運為主軸，例如：「想到『我做了什麼，而有如此下場?』」。中文短版量表保 持原英文版本之李克式四點量尺的填答方式，受試者依題目描述內容的發生頻率 做出 1「幾乎從不」、2「有時候」、3「通常」、4「幾乎總是」的判斷。整體的內 部一致性信度為.74，苦惱自責及深思反省分別為.66 與.71（周嘉娸，2008）。
輕躁詮釋問卷（Hypomania Interpretations Questionnaire, HIQ）
輕躁詮釋問卷（Jones, Mansell, & Waller, 2006）為測量對於輕躁症經驗的過 度正向歸因量表，共有 10 題，每一題皆有兩面的解釋，一面是正向自我評價，
一面是常態化解釋，例如：「如果我做事速度讓人難以跟上，我會認為是因為：
自己做得太過頭，而且很快需要休息／我比其他人要有幹勁」。受試者在 1~4 分 之四點量尺上評分，其中 1 代表相當不認同，4 代表相當認同，越高分表示正向 自我評價或常態化理性解釋認同度越高。該量表的內部一致性信度良好，
Cronbach's α 為 .82（HIQ-H）和 .71（HIQ-NE）（Jones, Mansell, & Waller, 2006）。
本研究預試實驗所收之 62 名大學生研究參與者中，所測得之內部一致信信度 為 .83（HIQ-H）以及 .63（HIQ-NE），其信度表現在中等以上。
奧特曼自評躁症量表（Altman Self-Rating Mania Scale, ASRM）
奧特曼自評躁症量表（Altman, Hedeker, Peterson, & Davis, 1997）為測量躁 症傾向的自陳式量表，共有 5 題，例如：「我沒有／偶爾／有時／經常／總是比 平常快樂或有精神」。每題有 5 個選項描述，為 5 點量尺，其中 0 為從沒有過，5 表示每天都有。受試者從中選擇最符合自己狀況的描述，分數越高表示躁症傾向 越高。該量表的內部一致性信度良好，Cronbach's α 為.72（Altman et al., 1997）。
此外，本研究預試實驗所收之 62 名大學生研究參與者，所測得之內部一致信信 度為 .75，其信度表現良好。
生活壓力量表
本研究使用的生活壓力量表最初是由葉明華是根據 Holmes 與 Rahe（1967）
的量表改編而成，柯慧貞（1982）參考葉明華（1981）所編製適用於大學生的社 會再適應量表加以修訂，包含我國大學生可能發生之事件，以及一些個人需求不 得滿足所引起的內在壓力事件，總共 61 項事件。爾後張素凰（1992）和鄭雅芬
（1996）加入負向事件 13 題，故本量表總題數為 74。在該量表中，參與者根據 每題所呈現之事件對自己的重要性在 1~7 分之七點量尺上評分，若該事件未曾碰 過則勾選 0 並跳至下一題。本量表的生活事件類別涵蓋（1）人際關係事件，例 如同儕、師生的關係；（2）異性感情困擾，如談戀愛、分手、或懷孕事件等；（3）
家庭成員相處問題，如經濟、家庭成員生病等；（4）學業困擾，如考試壓力、學
習困難及與人競爭等；（5）其他方面，如個人自尊受損、不滿社會現況等面向或
向度。
第三節 模式設定
本研究的假設模式採用結構方程模型（SEM）來設定。在 SEM 的模型中，
變項有兩種型態：測量變項（measured variable）和潛在變項（latent variable）。
心理學的概念多半屬於潛在變項，即為「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 的概念，本研究 的情緒因子和認知因素等皆為潛在變項，因此需要使用不同的量表來測量估計，
才能作為 SEM 模型概念的測量值。
圖 5：SEM 模式設定圖。
註：「+」：變項間為正相關；「-」：變項間為負相關；「Φ」：相關係數；「γ」：潛在外衍變項對於 潛在內在變項的迴歸係數；「β」：潛在內衍變項之間的迴歸係數；「λ」：潛在變項與觀察變 項之間的因素負荷係數；「ε」：觀察變項之測量誤差；「ζ、δ」：潛在內衍變項之解釋殘差；
「STAI-T」：特質焦慮性量表；「BIS-M」：動作性衝動分量表；「BIS-P」：不善計畫性衝動分 量表；「HIQ-H」：輕躁症詮釋問卷正向認知分量表；「HIQ-N」：輕躁症詮釋問卷常態化認知 分量表；「RSQ」：短版反應風格量表；「ASRM」：奧特曼自評躁症量表；「BDI」：貝克憂鬱 量表第二版。
第四節 統計方法
本研究以 SPSS 第 21 版（The Statistical Package for Social Sciences 21th）登 錄原始資料，並使用 Mplus7 作為 SEM 的分析工具。資料分析時先將問卷數據 的資料作相關分析檢定，而後使用 Mplus7 程式進入結構方程模型的估計計算，
使用最大概似法（maximum likelihood）作為估計參數的方法，最大疊代數設定 於 100 以內，根據以上的參數來檢驗觀察資料與假設模型的契合度。
第三章 研究結果
第一節 整體量表之描述統計、測量變項之有效性與相關矩陣
參與者在生活壓力量表、輕躁詮釋問卷、特質焦慮性量表、衝動性量表、反 芻風格量表、奧特曼自評躁症量表與貝克憂鬱量表之得分平均數與標準差，並將 性別分組做差異比較，以及各量表內部一致性信度係數如表 1。
表 1
各量表之平均數（標準差）、男女比較與內部一致性信度係數
整體參與者 男 女
t p
Cronbach's α人數 290 119 171 - - -
年齡 19.63（ 1.32） 19.85（ 1.24） 19.47（ 1.36） - - - LIFE 90.04（60.40） 98.31（65.23） 84.29（56.28） 1.95 .05 .94 HIQ-H 23.35（ 4.98） 23.20（ 5.17） 23.45（ 4.85） -0.42 .68 .79 HIQ-NE 25.02（ 4.37） 25.07（ 4.45） 24.99（ 4.33） 0.14 .89 .71 STAI 49.40（10.05） 50.00（10.07） 48.99（10.05） 0.84 .40 .90 BIS 66.07（10.04） 67.06（10.95） 65.38（ 9.33） 1.40 .16 .79 BIS-M 39.06（ 7.51） 39.69（ 8.18） 38.61（ 9.33） 1.17 .24 .78 BIS-P 27.01（ 5.48） 27.37（ 5.62） 26.77（ 5.39） 0.92 .36 .78 RSQ 26.33（ 4.99） 25.98（ 4.93） 26.58（ 5.02） -1.00 .32 .72 ASRM 5.95（ 3.69） 6.00（ 3.55） 5.92（ 3.80） 0.19 .85 .73 BDI 10.62（ 8.66） 11.51（ 9.98） 10.00（ 7.57） 1.40 .16 .91
註：生活壓力量表（LIFE）、輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQ-H）、輕躁詮釋問卷之常態 化認知分量表（HIQ-NE）、特質焦慮性量表（STAI）、衝動性量表（BIS）、衝動性量表之動 作性衝動分量表（BIS-M）、衝動性量表之不善計畫性衝動分量表（BIS-P）、反應風格量表
（RSQ）、奧特曼自評躁症量表（ASRM）、貝克憂鬱量表（BDI）。內部一致性信度，≧0.9 為佳，0.7~0.9 為好，0.6~0.7 為可接受，0.5~0.6 為差，< 0.5 為不接受。
*p <.05. **p <.01.
由表 1 可得知整體參與者之性別比有些差異（男性參與者佔 41%，女性參與 者佔 59%；χ12= 9.32，p < .01），因而檢驗男女在各量表之表現是否有差異。由男 女之平均數差異檢定顯示各量表表現未因性別人數不同而有差異。此外，各量表 之內部一致性信度都在.70 以上，顯示這些量表在測量心理構念時，具有良好之 內部一致性。
將各量表得分之偏態係數彙整如表 2，並將各量表得分加總做次數直方圖，
結果如圖 6 至圖 13。圖 6 顯示總題數 74 題之生活壓力量表次數直方圖，該量表 得分之直方圖為正偏分配（偏態係數：0.78），顯示整體參與者在壓力反應略偏 低。圖 7 為總題數 10 題之正向認知分量表次數直方圖，該分量表得分之直方圖 接近常態分配（偏態係數：0.22），顯示參與者之得分表現為接近對稱之分配狀 態。圖 8 為總題數 10 題之常態化認知分量表次數直方圖，該分量表得分之直方 圖接近常態分配（偏態係數：0.04），顯示參與者之得分表現也接近對稱之分配 狀態。圖 9 為總題數 20 題之特質焦慮性量表次數直方圖，該量表得分之直方圖 接近常態分配（偏態係數：0.19），顯示參與者之得分表現接近對稱之分配狀態。
圖 10 為總題數 30 題之衝動性量表次數直方圖，該量表得分之直方圖接近常態分 配（偏態係數：0.25），顯示參與者之得分表現接近對稱之分配狀態。圖 11 為 總題數 10 題之反應風格量表次數直方圖，該量表得分之直方圖接近常態分配（偏 態係數：0.03），顯示參與者之得分表現接近對稱之分配狀態。圖 12 為總題數 5 題之奧特曼自評躁症量表次數直方圖，其量表得分之直方圖略為正偏分配（偏態 係數：0.26），顯示參與者之得分表現偏低。圖 13 為總題數 21 題之貝克憂鬱量 表次數直方圖，其量表得分之直方圖為正偏分配（偏態係數：1.66），顯示參與 者之得分表現偏低。
表 2
各量表之偏態係數
量表 偏態係數
LIFE 0.78
HIQ-H 0.22
HIQ-NE 0.04
STAI 0.19
BIS 0.25
RSQ 0.03
ASRM 0.26
BDI 1.66
註：生活壓力量表（LIFE）、輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQ-H）、輕躁詮釋問卷之常 態化認知分量表（HIQ-NE）、特質焦慮性量表（STAI）、衝動性量表（BIS）、反應風格 量表（RSQ）、奧特曼自評躁症量表（ASRM）、貝克憂鬱量表（BDI）。
圖6：生活壓力量表次數直方圖。
註：生活壓力量表（LIFE）。
圖7：輕躁詮釋問卷之正向認知分量表次數直方圖。
註：輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQH）。
圖8：輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表次數直方圖。
註：輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表（HIQNE）。
圖9：特質焦慮性量表次數直方圖。
註：特質焦慮性量表（STAI）。
圖10：衝動性量表次數直方圖。
註：衝動性量表（BIS）。
圖11：反應風格量表次數直方圖。
註：反應風格量表（RSQ）。
圖12：奧特曼自評躁症量表次數直方圖。
註：奧特曼自評躁症量表（ASRM）。
圖13：貝克憂鬱量表次數直方圖。
註：貝克憂鬱量表（BDI）。
參與者在各量表總分之相關，如表 3 所示。由表 3 可知，生活壓力與情緒因 素和認知因素皆有關聯性，躁症與正向認知、動作性衝動有正向關聯，另外，憂 鬱情緒則與情緒因素、認知因素有正向關聯，而與正向認知、躁症傾向有負向關 聯。具體而言，生活壓力與常態化認知、焦慮特質、衝動傾向、動作性衝動、不 善計畫性衝動、反芻風格以及憂鬱情緒有正相關（HIQ-NE: r = .40, p < .01; STAI:
r = .55, p < .01; BIS: r = .39, p < .01; BIS-M: r = .42 p < .01; BIS-P: r = .15, p < .05;
RSQ: r = .23 p < .01; BDI: r =.53, p < .01）。躁症傾向與正向認知、動作性衝動有 正向關聯（HIQ-H: r = .30, p < .01; BIS-M: r = .13, p < .05），與焦慮特質、不善計 畫性衝動有負相關（STAI: r = -.19, p < .01; BIS-P: r = -.12, p < .01）。憂鬱情緒與 生活壓力、常態化認知、焦慮特質、衝動傾向、動作性衝動、不善計畫性衝動以 及反芻風格有正相關（LIFE: r = .53, p < .01; HIQ-NE: r = .42, p < .01; STAI: r = .68,
p < .01; BIS: r = .31, p < .01; BIS-M: r = .30, p < .01; BIS-P: r = .17, p < .01; RSQ: r
= .25, p < .01），與正向認知、躁症傾向有負相關（HIQ-H: r = -.13, p < .05; ASRM:
表 3
各量表間之相關矩陣
LIFE HIQ-H HIQ-NE STAI BIS BIS-M BIS-P RSQ ASRM BDI
LIFE 1 - - - -
HIQ-H -.08 1 - - - - HIQ-NE .40** .02 1 - - - - STAI .55** -.26** .45** 1 - - - - BIS .39** -.04 .15* .44** 1 - - - - - BIS-M .42** .16** .26** .39** .84** 1 - - - - BIS-P .15* -.29** -.08 .27** .68** .17** 1 - - - RSQ .23** .24** .37** .31** .13* .26** -.11 1 - - ASRM -.09 .30** -.01 -.19** .03 .13* -.12* .06 1 - BDI .53** -.13* .42** .68** .31** .30** .17** .25** -.17** 1
註：生活壓力量表（LIFE）、輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQ-H）、輕躁詮釋問卷之常態 化認知分量表（HIQ-NE）、特質焦慮性量表（STAI）、衝動性量表（BIS）、衝動性量表之動 作性衝動分量表（BIS-M）、衝動性量表之不善計畫性衝動分量表（BIS-P）、反應風格量表
（RSQ）、奧特曼自評躁症量表（ASRM）、貝克憂鬱量表（BDI）。
*p <.05. **p <.01.
第二節 項目分析
由於本研究主要為躁症與鬱症之病理模式分析，並以各量表得分之相關與共 變異矩陣運算結構方程模型，因此下文先將參與者在各量表之題目得分與躁症傾 向以及憂鬱情緒分數進行相關分析以及題項信度分析，其結果如表 4 至表 17 所 示。接著依據相關分析結果以及量表信度變化綜合考量進行刪題，具體而言，以 刪題後信度未變差為刪題原則，並將未與躁症傾向或憂鬱情緒具顯著相關之題目 進行刪題，若綜合考量下刪除該題後，整體信度變差則不予以刪題，以保持量表 信度，並降低無關題目的影響與誤差。
表 4
生活壓力量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關
題項 ASRM BDI 題項 ASRM BDI 題項 ASRM BDI LIFE1 -.06 .15** LIFE28 -.04 .09 LIFE55 .03 .31**
LIFE2 .05 .14* LIFE29 -.09 .17** LIFE56 -.14* .28**
LIFE3 -.03 .29** LIFE30 -.05 .22** LIFE57 .07 .11 LIFE4 .03 .15** LIFE31 -.01 .15** LIFE58 .04 .27**
LIFE5 .03 .20** LIFE32 .06 .18** LIFE59 .01 .05 LIFE6 -.03 .13* LIFE33 -.07 .16** LIFE60 -.09 .25**
LIFE7 .09 .20** LIFE34 -.10 .24** LIFE61 -.07 .23**
LIFE8 -.04 .19** LIFE35 .05 .17** LIFE62 .08 .23**
LIFE9 -.06 .31** LIFE36 -.11 .20** LIFE63 .01 .23**
LIFE10 -.01 .30** LIFE37 -.08 .32** LIFE64 .05 .17**
LIFE11 -.05 .31** LIFE38 -.12* .33** LIFE65 -.10 .42**
LIFE12 -.04 .27** LIFE39 -.15** .29** LIFE66 -.01 .04 LIFE13 -.14* .30** LIFE40 -.05 .40** LIFE67 -.02 .17**
LIFE14 -.04 .24** LIFE41 .02 .23** LIFE68 -.11 .40**
LIFE15 -.00 .23** LIFE42 .01 .22** LIFE69 -.09 .34**
LIFE16 -.03 .24** LIFE43 .04 .25** LIFE70 -.02 .29**
LIFE17 -.06 .09 LIFE44 -.16** .22** LIFE71 -.14* .40**
LIFE18 .00 .15* LIFE45 -.11 .36** LIFE72 -.15* .42**
LIFE19 -.05 .11 LIFE46 -.12* .40** LIFE73 -.09 .29**
LIFE20 .01 .05 LIFE47 -.08 .39** LIFE74 .00 .28**
LIFE21 .03 .09 LIFE48 -.06 .32**
LIFE22 .00 .16** LIFE49 -.07 .29**
LIFE23 .02 .17** LIFE50 -.01 .26**
LIFE24 .03 .04 LIFE51 -.01 .28**
LIFE25 .07 .01 LIFE52 -.02 .28**
LIFE26 -.04 .17** LIFE53 -.13* .27**
LIFE27 -.14* .11 LIFE54 .03 .24**
註：生活壓力量表（LIFE）。
*p <.05. **p <.01.
表 5
生活壓力量表各題刪除後之Cronbach's α
題項 項目刪除後的
Cronbach's α 題項 項目刪除後的
Cronbach's α 題項 項目刪除後的 Cronbach's α Life1 .94 Life28 .94 Life55 .94 Life2 .94 Life29 .94 Life56 .94 Life3 .94 Life30 .94 Life57 .94 Life4 .94 Life31 .94 Life58 .94 Life5 .94 Life32 .94 Life59 .94 Life6 .94 Life33 .94 Life60 .94 Life7 .94 Life34 .94 Life61 .94 Life8 .94 Life35 .94 Life62 .94 Life9 .94 Life36 .94 Life63 .94 Life10 .94 Life37 .94 Life64 .94 Life11 .94 Life38 .94 Life65 .94 Life12 .94 Life39 .94 Life66 .94 Life13 .94 Life40 .94 Life67 .94 Life14 .94 Life41 .94 Life68 .94 Life15 .94 Life42 .94 Life69 .94 Life16 .94 Life43 .94 Life70 .94 Life17 .94 Life44 .94 Life71 .94 Life18 .94 Life45 .94 Life72 .94 Life19 .94 Life46 .94 Life73 .94 Life20 .94 Life47 .94 Life74 .94 Life21 .94 Life48 .94
Life22 .94 Life49 .94 Life23 .94 Life50 .94 Life24 .94 Life51 .94 Life25 .94 Life52 .94 Life26 .94 Life53 .94 Life27 .94 Life54 .94
註：生活壓力量表（LIFE）。整體量表內部一致性信度為 .94。
表 6
輕躁詮釋問卷之正向認知分量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關
題項 ASRM 總 BDI 總
HIQH1 .17** -.10
HIQH2 .25** -.12*
HIQH3 .02 .01
HIQH4 .27** -.18**
HIQH5 .18** -.19**
HIQH6 .12* -.01
HIQH7 .23** -.20**
HIQH8 .21** -.15*
HIQH9 .21** -.05
HIQH10 .11 .19**
註：輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQH）。
*p <.05. **p <.01.
表 7
輕躁詮釋問卷之正向認知分量表各題刪除後之Cronbach's α
題項 項目刪除後的 Cronbach's α 值
HIQH1 .76
HIQH2 .76
HIQH3 .78
HIQH4 .77
HIQH5 .78
HIQH6 .79
HIQH7 .76
HIQH8 .77
HIQH9 .76
HIQH10 .80
註：輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQH）。整體分量表內部一致性信度為 .79。
表 8
輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關
題項 ASRM 總 BDI 總
HIQNE1 .07 .21**
HIQNE2 -.04 .25**
HIQNE3 .16** .25**
HIQNE4 .01 .27**
HIQNE5 -.09 .33**
HIQNE6 -.07 .31**
HIQNE7 -.05 .16**
HIQNE8 -.05 .31**
HIQNE9 .06 .02
HIQNE10 -.08 .12*
註：輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表（HIQNE）。
*p <.05. **p <.01.
表 9
輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表各題刪除後之Cronbach's α
題項 項目刪除後的 Cronbach's α 值
HIQNE1 .67
HIQNE2 .70
HIQNE3 .67
HIQNE4 .66
HIQNE5 .68
HIQNE6 .69
HIQNE7 .70
HIQNE8 .69
HIQNE9 .70
HIQNE10 .70
註：輕躁詮釋問卷之常態化認知分量表（HIQNE）。整體分量表內部一致性信度為 .71。
表 10
特質焦慮性量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關
題項 ASRM 總 BDI 總
STAI1 -.30** .54**
STAI2 -.07 .47**
STAI3 -.25** .43**
STAI4 -.11 .29**
STAI5 -.24** .60**
STAI6 -.04 .30**
STAI7 .03 .25**
STAI8 -.16** .52**
STAI9 -.03 .40**
STAI10 -.31** .55**
STAI11 -.02 .37**
STAI12 -.11 .44**
STAI13 -.17** .38**
STAI14 -.14* .12*
STAI15 -.13* .45**
STAI16 -.21** .37**
STAI17 .02 .39**
STAI18 -.04 .37**
STAI19 -.00 .31**
STAI20 .01 .33**
註：特質焦慮性量表（STAI）。
*p <.05. **p <.01.
表 11
特質焦慮性量表各題刪除後之Cronbach's α
題項 項目刪除後的 Cronbach's α 值
STAI1 .89
STAI2 .89
STAI3 .89
STAI4 .89
STAI5 .89
STAI6 .90
STAI7 .90
STAI8 .89
STAI9 .89
STAI10 .89
STAI11 .89
STAI12 .89
STAI13 .89
STAI14 .90
STAI15 .89
STAI16 .89
STAI17 .89
STAI18 .89
STAI19 .89
STAI20 .90
註：特質焦慮性量表（STAI）。整體量表內部一致性信度為 .90。
表 12
衝動性量表之動作性衝動分量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關
題項 ASRM 總 BDI 總
BIS2 .06 .11
BIS3 .19** -.12*
BIS4 -.07 .32**
BIS5 .08 .13*
BIS10 .01 -.02
BIS13 .09 .05
BIS15 .07 .08
BIS16 .18** .09
BIS17 -.05 .24**
BIS18 .07 .21**
BIS20 .09 .21**
BIS21 -.10 .19**
BIS22 -.05 .04
BIS23 .21** .10
BIS24 .07 .22**
BIS25 .07 .19**
BIS26 .02 .07
BIS29 .13* .27**
BIS30 .06 .12*
註：衝動性量表（BIS）。
*p <.05. **p <.01.
表 13
衝動性量表之動作性衝動分量表各題刪除後之Cronbach's α
題項 項目刪除後的 Cronbach's α 值
BIS2 .77
BIS3 .79
BIS4 .78
BIS5 .78
BIS10 .77
BIS13 .77
BIS15 .78
BIS16 .76
BIS17 .77
BIS18 .76
BIS20 .76
BIS21 .77
BIS22 .79
BIS23 .77
BIS24 .78
BIS25 .76
BIS26 .77
BIS29 .76
BIS30 .77
註：衝動性量表（BIS）。整體分量表內部一致性信度為 .78。
表 14
衝動性量表之不善計畫性衝動各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關
題項 ASRM 總 BDI 總
BIS1 -.05 .06
BIS6 -.01 .05
BIS7 -.07 .16**
BIS8 -.18** .27**
BIS9 -.08 .03
BIS11 -.05 .05
BIS12 -.07 .03
BIS14 -.10 .05
BIS19 .02 .15*
BIS27 -.02 .10
BIS28 -.15* .10
註：衝動性量表（BIS）。
*p <.05. **p <.01.
表 15
衝動性量表之不善計畫性衝動分量表各題刪除後之Cronbach's α
題項 項目刪除後的 Cronbach's α 值
BIS1 .74
BIS6 .75
BIS7 .75
BIS8 .76
BIS9 .79
BIS11 .75
BIS12 .75
BIS14 .78
BIS19 .77
BIS27 .80
BIS28 .75
表 16
反應風格量表各題得分與躁症傾向和憂鬱情緒之相關
題項 ASRM 總 BDI 總
RSQ1 .02 .24**
RSQ2 .09 .06
RSQ3 .04 .16**
RSQ4 .05 .14*
RSQ5 .04 -.07
RSQ6 .14* .04
RSQ7 -.03 .28**
RSQ8 -.03 .28**
RSQ9 .00 .08
RSQ10 .01 .11
註：反應風格量表（RSQ）。
*p <.05. **p <.01.
表 17
反應風格量表各題刪除後之Cronbach's α
題項 項目刪除後的 Cronbach's α 值
RSQ1 .70
RSQ2 .68
RSQ3 .69
RSQ4 .69
RSQ5 .73
RSQ6 .71
RSQ7 .69
RSQ8 .70
RSQ9 .70
RSQ10 .71
註：反應風格量表（RSQ）。整體量表內部一致性信度為 .72。
根據表 4 和表 5，由於生活壓力量表之第 17、19、20、21、24、25、28、57、
59、66 題與躁症傾向或憂鬱情緒皆未有顯著關聯，且刪除該題整體量表信度未
變差（LIFE17: r = -.06, .09, Cronbach's α = .94; LIFE19: r = -.05, .11, Cronbach's α
= .94; LIFE20: r = .01, .05, Cronbach's α = .94; LIFE21: r = .03, .09, Cronbach's α
= .94; LIFE24: r = .02, .04, Cronbach's α = .94; LIFE25: r = .07, .01, Cronbach's α
= .94; LIFE28: r = -.04, .09, Cronbach's α = .94; LIFE57: r = .07, .11, Cronbach's α
= .94; LIFE59: r = .01, .06, Cronbach's α = .94; LIFE66: r = -.01, .04, Cronbach's α
= .94），因此後續的資料分析時會將這些題目刪除。根據表 6，由於正向認知分 量表之第 3 題與躁症傾向或憂鬱情緒皆未有顯著關聯，但根據表 7，第 3 題刪題 會使信度降低，因此不予刪題（HIQH3: r = .02, .01, Cronbach's α = .78）；反觀第 10 題刪題後整體分量表信度增加，因此將第 10 題刪除（HIQH3: Cronbach's α
= .80）。根據表 8，由於常態化認知分量表之第 9 題與躁症傾向或憂鬱情緒皆未 有顯著關聯，但根據表 9，第 9 題刪題後整體分量表信度下降（HIQNE9: r = .06, .02, Cronbach's α = .70），因此不予刪題。根據表 10 與表 11，特質焦慮性量表各題至 少與躁症傾向或憂鬱情緒其一有顯著相關，且刪題後信度也未能提升，因此未刪 題。根據表 12 和表 13，動作性衝動分量表之第 2、10、13、15、22、26 題與躁 症傾向或憂鬱情緒皆未有顯著關聯，而只有第 22 題在刪題後之信度能有所提升
（BIS2: r = .06, .11, Cronbach's α = .77; BIS10: r = .01, -.02, Cronbach's α = .77;
BIS13: r = .09, .05, Cronbach's α = .77; BIS15: r = .07, .80, Cronbach's α = .78;
BIS22: r = -.05, .04, Cronbach's α = .79; BIS26: r = .02, .07, Cronbach's α = .77），因 此僅將第 22 題刪除。根據表 14 與表 15，不善計畫性衝動分量表之第 1、6、9、
11、12、14、27 題與躁症傾向或憂鬱情緒皆未有顯著關聯，而只有第 9、14、27 題在刪題後之信度能有所提升（BIS1: r = -.05, .06, Cronbach's α = .74; BIS6: r = -.01, .05, Cronbach's α = .75; BIS9: r = -.08 .03, Cronbach's α = .79; BIS11: r = -.05, .04, Cronbach's α = .75; BIS12: r = -.07, .03, Cronbach's α = .75; BIS14: r = -.10, .05, Cronbach's α = .78; BIS27: r = -.02, .10, Cronbach's α = .80），因而將此三
Cronbach's α = .68; RSQ5: r = .04, -.07, Cronbach's α = .73; RSQ9: r = .00, .08, Cronbach's α = .70; RSQ10: r = .01, .11, Cronbach's α = .71），因此僅將第 5 題刪除。
由上述分析，將各量表所刪之題目統整如表 18。
表 18
依據信度與相關分析刪除之題目
量表 刪題題目
LIFE 17,19,20,21,24,25,28,57,59,66 HIQ-H 10
BIS-M 22 BIS-P 9,14,27
RSQ 5
註：生活壓力量表（LIFE）、輕躁詮釋問卷之正向認知分量表（HIQ-H）、動作性衝動分量表
（BIS-M）、不善計畫性衝動分量表（BIS-P）、反應風格量表（RSQ）。
將刪題後各量表之總分進行相關分析，其結果如表 19。將表 19 與表 3 比較，
可發現表 3 原先達顯著相關之部分於表 19 更具顯著相關，且表 3 原先未顯著相 關之量表於表 19 也變成達顯著相關，如生活壓力與正向認知變成顯著負相關（r
= -.12, p < .05），。另外，躁症傾向與不善計畫性衝動之相關不但降低了且變成 未達顯著（r = -.10）。顯示經由項目分析刪除不適切題目，能增進本研究觀察資 料之有效性。
