第三章、研究方法

第三章、研究方法

第一節、研究對象

本研究根據研究目的蒐集三個不同特性的樣本群，分別是慢性失眠組與無失 眠抱怨組，於無失眠抱怨組之中再利用受試者自陳填答的壓力下失眠反應量表 (Ford Insomnia Response to Stress Test, FIRST)得分之中位數 16 分為切分點，17 分(包含) 以上即為情境性失眠高風險群組，代表其睡眠在壓力下較易因壓力而 受到影響，16(包含)以下則為好眠組，代表其睡眠較不容易受壓力影響。

然而，本研究在對無失眠抱怨組進行分組之時，曾考慮採用將樣本FIRST 得分分為三等份，取前1/3 高分者(切分點：20)為情境性失眠高風險群組，後 1/3 低分者(切分點：14)為好眠組，再就前述兩組及慢性失眠組進行變異數分析，但 研究結果顯示此方法與利用中位數進行變異數分析的結果大致相同，又考量以三 分方式分組後樣本大小不等組，並且Drake、Richardson、Roehrs、Scofield 及 Roth (2004)對正常睡眠者的分組亦是採用中位數為依據做為切分參考，因此在本研究 仍是以二分方式呈現研究結果。

慢性失眠組是經精神科門診或睡眠門診醫師的晤談篩選，收入標準是參考 DSM-Ⅳ之原發型失眠症的診斷標準，但不同的是本研究受試者失眠症狀需持續 超過六個月，且本研究僅使用臨床會談評估來排除受試者可能有精神疾病相關診 斷及其他生理因素引起之失眠症狀。受試者需要抱怨有入睡困難、或有維持睡眠 的困難、或睡眠無恢復性等狀況，並造成臨床上重大痛苦，或損害社會、職業、

或其他重要領域的功能。而情境性失眠高風險群組及好眠組皆從社區招募，邀請 填寫問卷，在填寫正式問卷之前，需先填寫受試者自填篩選問卷(如附件一)，目 的是為確認受試者過去未曾有超過一個月以上的持續失眠症狀、未有精神科相關 如精神分裂、躁鬱症、憂鬱症、焦慮症之病史，及未有明顯其他可能影響睡眠的 相關疾患的徵兆，如呼吸中止症、規則性腿部抽動症候群。最後，本研究蒐集情

境性失眠高風險群組74 份有效問卷、好眠組 75 份有效問卷、與慢性失眠組 62 份有效問卷，總共211 份有效問卷，研究受試者年齡介於 22-71 歲之間，教育年 數介於6-24 年，女性 142 人，男性 69 人。

第二節、研究工具

一、匹茲堡睡眠品質量表（

Pittsburgh Sleep Quality Inventory

，簡稱

PSQI

） PSQI（附錄二）是由 Bussy、Reynolds、Monk、Berman 及 Kupfer(1989)所 發展的自填式問卷，廣泛被許多研究使用來測量近一個月來，個體整體的睡眠品 質，此量表包含兩部分，分別有19 題自填問題與 5 題由床伴所填寫的問卷組成，

只有前面自填問題有列入評分，本研究考慮實用性及適用性，亦只採用前面自填 部分。這19 題所測量內容包含主觀睡眠品質、入睡時間、睡眠時數、睡眠效率、

睡眠困擾、助眠藥劑使用以及白天功能等七個面向，每項分數為0-3 分，總分是 21 分，分數愈高代表睡眠品質愈差。此外，量表以總得分 5 分作為切分點，當 個體總分≦ ，表示其睡眠品質佳，當個體總分＞5，即表示睡眠品質不佳。 5

Bussy 等人(1989)對 PSQI 所做的信效度檢驗顯示該量表良好的內部一致性 (Chronbach’s α = .83)及再測信度(r= .85)；當切分點為 5 分時，可正確篩選出 88.5%

有睡眠困擾的病人（敏感度為89.6%，特異性為 86.5%）。國內中文版的信效度 研究，Tsai 等人(2005)之研究結果顯示中文版之匹茲堡睡眠品質量表(CPSQI)有好 的內部一致性信度(Chronbach’s α =.82-.83)，14-21 天的再測信度為.85(所有受試 者)、.77(原發性失眠者)。當切分點為 5 分時，敏感度為 98%，特異性為 55%。

而當切分點為6 分時，敏感度為 90%，特異性為 67%，中文版 PSQI 為穩定、敏 感度佳的測量工具，但其因特異性較低，較不適合做為原發性失眠之篩選工具 (Tsai et al., 2005)。本研究針對 201 位受試者施測結果顯示亦有可接受、穩定的內 部一致性(Chronbach’s α=.77，應可用此量表評估受試者的睡眠品質做為適當的分 組評估。

二、壓力下失眠反應量表

(Ford Insomnia Response to Stress Test, FIRST)

FIRST（附錄三）為 9 題自填式量表，用來測量個體特質上遭遇壓力的睡眠 脆弱程度(Drake, Richardson, Roehrs, Scofield, & Roth, 2004)，受試者需依照過去 經驗填答在不同壓力的情境下，睡眠受干擾的可能性。回答方式為4 點量表(1-4 分)，由不太可能到非常可能，圈選出最符合其狀況的敘述。

此量表在國外研究兩週內的再測信度為.92，亦有良好的內部一致性 (Chronbach’s α= .83)(Drake et al., 2004)。國內中文版部分，Chou、Yang 及 Chen(2007)施測所得的 Chronbach’s α 值為.79，再測信度為.80，顯示中文版量表 具有良好的內部一致性及再測信度，而本研究施測208 位樣本，顯示此量表應用 在本研究有良好的內部一致性(Chronbach’s α=.89)。

由於本量表在此研究將被用來篩選區分高危險失眠組及好眠組，所以將參考 Drake 等人(2004)的作法，取中位數作為切分兩組的依據。本研究正常睡眠組蒐 集148 筆 FIRST 量表分數，中位數為 16，平均數±標準差為 17.26±5.62，故以中 位數為切分，將正常睡眠組FIRST 總分 17 分以上，未達失眠診斷者，劃分為情 境性失眠高危險群，而總得分16 分以下者則歸為好眠組。

三、流行病學研究中心之憂鬱量表

(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale

，簡稱

CES-D)

CES-D（附錄四）是由 Radloff (1977)所發展，包含 20 題自陳量表，測量個 體憂鬱症狀頻率，每題有四種不同頻率的選項，從「沒有或極少」的0 分，到「經 常」的3 分，最高總分為 60 分，最低為 0 分，分數愈高代表症狀頻率愈高，具 有正反向題，正向題4、8、12、16 題計分時需反向計分。其評估的憂鬱症狀包 含行為、情緒、認知思考與生理症狀；例如無法集中精神、做事覺得費力、缺乏 幹勁、無法拋開煩惱、悶悶不樂、覺得人生失敗、恐懼害怕，覺得悲傷、覺得別 人不喜歡我。

此量表適用於成人及青少年，在國外研究具有良好的信效度，成人切分點為 16 分，超過 16 分以上者，很可能具有憂鬱症狀(Radloff, 1977) ，其內部一致性 佳(Chronbach’s α=.85~.90)，第 2 到 8 週的再測信度則由.70 降至.45。中文版 CES-D 被稱為「生活調適問卷」，是由Chien 及 Cheng(1985)翻譯修訂，當時針對青少年 施測，當時以15 分為切分點，測得敏感度為 92%，特異性為 91%。而林正修(1996) 針對家醫科門診病患研究結果顯示當CES-D 的切分點如過去文獻所提議的為 16 時，診斷憂鬱症的敏感度為83-100％，特異度為 48-60％，陽性預測值為 1.5-43

％，陰性預測值為93-100％，對各種憂鬱症的診斷具有高敏感度，但精確度較差，

陽性預測值偏低，陰性預測值高，但此樣本年齡大於65 歲的受試者較多，因此 進一步對64 歲以下成人族群，以 ROC 曲線找出診斷無憂鬱/重鬱症的最佳切換 點則為19/20，敏感度有下降的趨勢，但提高了精確度。本研究將採用 20 分為切 分點，大於等於20 分之正常組受試者則不納入研究分析，做為本研究篩選個案 的標準。本研究共蒐集206 筆 CES-D 資料，顯示此量表內部一致性佳(Chronbach’s α= .88)，可用此量表篩檢受試的憂鬱程度。

四、中文貝克焦慮量表

(Beck Anxiety Inventory

，簡稱

BAI)

BAI 由 Beck、Epstein、Brown、Steer(1988)所編制，發展用來測量青少年及 成人主觀報告之焦慮嚴重程度，特別針對焦慮的身體性症狀做出評估。此中文量 表在2000 年由中國行為科學社翻譯為中文版發行，問卷共有 21 題，請受試者填 寫過去一星期出現焦慮症狀的困擾程度，愈高分代表焦慮程度愈嚴重。

BAI 中文版信效度研究是由車先蕙、盧孟良、陳錫中、張尚文、李宇宙(2006) 針對門診病患及一般正常組施測所建立，內部一致性佳(Chronbach’s α = .95)，

Guttman split-half 為.91，顯示中文版 BAI 具有良好信度。效度部分，建構效度結 果也與Beck 等人結果類似，有良好因素效度。該研究建議焦慮/非焦慮疾患的最 佳切分點為13/14，此切分點下的敏感度為 76％，特異度為 81％，陽性預測值為

86％，陰性預測值為 67％。鑑於其優良的信效度，顯示適用來作為臨床焦慮症 狀之篩檢工具。本研究蒐集207 筆 BAI 資料，顯示此量表於本研究樣本內部一 致性良好(Chronbach’s α.=95)，可用此量表篩檢受試的焦慮程度

五、失眠嚴重度量表

(Insomnia Severity Index

，簡稱

ISI)

ISI（附錄五）共有 7 題，由 Morin（1993）發展建立的自填式量表，目的為 瞭解個體對自身失眠問題的知覺程度，可用來評估個體知覺失眠的嚴重程度。本 問卷由7 項問題組成，評估主觀失眠症狀及嚴重程度，症狀包括有入睡困難、無 法維持較長的睡眠、太早醒等三類型，接下來評估睡眠滿意度、失眠關注程度、

影響白天功能程度。答題方式採用五點量尺，每題分數為0-4 分，總分最高 28 分，0-7 分代表沒有顯著失眠問題，8-14 分表示失眠的問題介於臨界程度，15-21 分表示有中等程度失眠問題，22-28 分代表有重度的問題。

國外研究顯示ISI 有不錯的內部一致性(Chronbach’s α = .74)，問卷的效度結 果顯示將ISI 分數與睡眠日誌或多頻道睡眠記錄儀所得的入睡時間、入睡後醒來 總時數等睡眠參數有中、低相關(r= .32-.55)(Bastien, Vallieres, & Morin, 2001) 。 而中文版的信效度研究亦顯示此量表有不錯的內部一致性(Chronbach’s α

= .76)，也能有效區辨區辨失眠者與正常睡眠者的差異(林詩淳、楊建銘、許世杰，

2006)。

本研究收集210 筆 ISI 資料， 顯示此量表於本研究樣本內部一致性良好 (Chronbach’s = .93)，此量表於探索性因素分析結果也顯示當用主軸因子萃取為一 個因子時，其解釋量為67.4%，各題的因素負荷量也都在.65-.92 之間，應可將此 量表作為個體失眠嚴重程度及整體睡眠品質的測量。

六、睡前激發程度量表

(Pre-sleep arousal scale

，簡稱

PSAS)

PSAS(附錄六)由 Nicassio、Mendlowitz、Fussell 及 Petras(1985)根據臨床觀察 及睡眠障礙者描述入睡前的經驗現象所編制，目的在於評估個體睡前的激發程 度。問卷共有16 題，可被區分為兩種不同激發型態的分量表，生理激發分量表 為第1-8 題，反應入睡時相關的生理症狀，例如心跳、肌肉緊張程度、呼吸急促 等；認知激發分量表為第8-16 題，以入睡時的擔憂、心理的警醒度、無法停止 的思緒等方面為主。每題分數為1-5 分，從完全沒有感覺至極端強烈的感覺，愈 高分表示認知或生理激發程度愈高。

Nicassio 等人(1985)對此問卷的信效度研究結果顯示此兩份分量表有不錯的 內部一致性（生理激發量表Chronbach’s α= .79-.84；認知激發分量表 Chronbach’s

α= .67-.88）

，以及三個月後再測信度(生理激發量表 r=.76，認知激發量表 r=.72)。

林詩淳等人(2006)在中文版 PSAS 亦顯示全量表及分量表有良好的內部一致性 (Chronbach’s α=.75-.84)。本研究施測 211 位受試者，亦有良好的內部一致性(全 量表：Chronbach’s α=.94，生理激發量表：Chronbach’s α=.88，認知激發量表：

Chronbach’s α=.92)。於探索性因素分析結果也顯示用主軸因子萃取一個因子時，

其解釋量為49.89%，各題的因素負荷量也都在.42-.84 之間，應可將此量表作為 個體睡前激發程度的測量。

七、睡眠相關行為量表

(Sleep-Related Behaviour Questionnaire

，簡稱

SRBQ)

SRBQ（附錄七）為 Ree 及 Harvey(2004)根據失眠患者報告為了因應失眠而 可能會做出的種種因應行為(Harvey, 2002b)，經過臨床心理學家針對 78 項行為篩 選判定是否為安全行為，得出58 題，之後並進行施測，刪除不適當題目，最後 確定為32 題版本，測量當個體為了因應疲倦或改善睡眠，會做出哪些妨礙睡眠 的行為。量表內容包含逃避、取消白天應進行活動、計算花了多久時間入睡或睡 著、提早上床、壓抑自己去思考睡眠問題…等。採 5 點量表，每題 0-4 分，愈高

分代表其愈頻繁使用睡眠相關安全行為。

Ree 及 Harvey(2004)針對 132 人施測，信度研究顯示此量表具有高度的內部 一致性(Chronbach’s α= .92)，效度研究的部分，每項題目皆與 ISI 總分有顯著相 關(r=.25-.58)，總分與 ISI 總量表相關為.72，與 PSQI 相關達到.78，且在 ISI 及 PSQI 上，皆可有效區辨正常睡眠者及失眠患者。中文版部分，國內尚未有研究 採用本量表，故本研究已取得原作者同意，將翻譯SRBQ 中文版，進行信效度 研究。

在量表中譯的過程，曾邀請睡眠領域專家學者核對翻譯的正確性以及潤釋語 句，之後對政治大學95 位大學生進行前測，得出內部一致性為.88，與失眠嚴重 度有中度相關(r=.42, p<.001)。正式施測時，收集 210 位受試者資料，結果顯示 有良好的內部一致性(Chronbach’s α= .93)。效度部分，於探索性因素分析結果也 顯示用主軸因子萃取一個因子時，其解釋量為29.62%，各題的因素負荷量也都 在.22-.69 之間，應可將全量表作為個體睡前激發程度的測量。此外，全量表 32 題中只有第9、16、20 題與失眠嚴重度沒有顯著相關(相關值分別為.11、-.04、.11)，

其餘每項題目皆與ISI 總分有顯著相關(r=.15-.67)，總分與 ISI 及 PSQI 總量表相 關值為.59，p<.001。而比較正常睡眠組及慢性失眠組也看到兩組已達到統計上顯 著差異(df=208, t=7.26, p<.001)，慢性失眠組及正常睡眠組於該量表的平均數±標 準差分別為53.05±16.51 與 33.91±17.79，顯示此量表可有效區辨正常睡眠者及失 眠患者。綜合上述良好信效度結果，顯示睡眠相關行為量表應可作為本研究測量 受試者對失眠的不適當因應行為的頻率之差異。

八、睡眠失功能信念及態度量表（

Dysfunctional beliefs and attitudes about sleep questionnaire

，簡稱

DBAS

）

DBAS 為 30 題自填量表，是 Morin 等人(1993)根據治療者的臨床經驗，以及 參考關於慢性失眠之理論基礎編制而成，目的在瞭解與睡眠或失眠有關之信念、

態度、期望及歸因。填答方式是請受試者針對每題在0-10（非常不同意至非常同 意）圈選符合其狀態的數字，分數愈高代表其睡眠失功能信念及態度愈強。因素 分析結果將30 題分類為以下五種因素不量的信念與態度，分別是(1)失眠造成的 結果、(2)對睡眠的控制力及預測力、(3)睡眠的需求、期待、(4)失眠的歸因及(5) 促進睡眠的方式。國外信效度研究部分，顯示DBAS 全量表有不錯的內部一致 性(Chronbach’s α= .72-.81)(Espie et al., 2000; Morin et al., 1993)。然而，五個因素 內的內部一致性則差異頗大(Chronbach’s α= -.23-.77)(Espie et al., 2000) 。中文版 信效度結果部分，林詩淳等人(2006)同樣支持全量表有良好的內部一致性

(Chronbach’s α= .86)，失眠者比正常睡眠者對睡眠有更多的不適當信念或態度，

五因素內的Chronbach’s α 值則介於.25-.76。

儘管DBAS 在整體總分有良好的區辨效度與內部一致性，但 Morin 等人(1993) 也提出此量表各因素內只有尚可至不佳的內部一致性，且在驗證型因素分析下，

上述五因素結構只有部份的支持(Espie et al., 2000; Wright et al., 2000)。因此後續 為了睡眠不適當認知信念有更好的測量概念，Morin,Vallieres 及 Ivers(2007)簡化 DBAS，發展 DBAS-16(附錄八)作為測量工具，其分量表結構與原來 30 題類似，

分別為(1) 知覺失眠造成的影響：5、7、9、12、16，(2)對失眠的擔憂與無助：3、

4、8、10、11、14，(3)對睡眠的期待：1、2，以及(4)藥物使用：6、13、15。DBAS-16 顯示有穩定可接受的內部一致性(Chronbach’s α= .79)、再測信度(r= .83)及建構效 度，於此量表理論概念下，亦可區辨失眠者與正常睡眠者的差異。

本研究採用DBAS-16 施測 207 人，內部一致性佳(Chronbach’s α=.85)，四個 因素的Chronbach’s α 數值分別為.80、.76、.68、.49。於探索性因素分析結果發 現用主軸因子及最大變異法分析，大致可將15 題分為上述四個因素，但第 13 題「我相信失眠是因為體內化學物質不平衡」未能被分入藥物使用的因素之內，

且於施測過程曾有受試者反應對此題難以做答，推測可能是文化差異造成因素分 析結果的不一致，故不將此題納入分析。刪除此題後，15 題之 Bartlett 球形考驗

（Bartlett’s test of sphericity）顯著， KMO 值為 0.85，顯示因數分析適合性尚佳，

因素可被分別為(1) 知覺失眠造成的影響：5、7、9、12、16，(2)對失眠的擔憂 與無助：3、4、8、10、11、14，(3)對睡眠的期待：1、2，以及(4)藥物使用：6、

15。解釋量為 50.91%，各題的因素負荷量也都在.17-.79 之間，顯示中文化版本 尚支持Morin 等人(2007)原先建構。中文版 DBAS-15 題版本全量內部一致性佳 (Chronbach’s α=.86)，四個因素的 Chronbach’s α 數值分別為.80、.76、.68、.72，

較未刪題前有較佳的內部一致性信度。比較正常睡眠組及慢性失眠組在也看到兩 組在中文版DBAS-15 題已達到統計上顯著差異(df=207, t=8.03, p<.001)，慢性失 眠組及正常睡眠組於該量表的平均數±標準差分別為 93.39±21.87 及

65.79±22.87，顯示此量表可有效區辨正常睡眠者及失眠患者。綜合上述良好信效 度結果，顯示中文版DBAS-15 應可穩定本研究測量受試者對睡眠失功能信念及 態度之差異。

九、因應量表

(COPE)

本研究採用Carver、Scheier 與 Weintraub（1989）所編製的 COPE 問卷（附 錄九），其概念是參考Folkman 及 Larzarus（1985）發展的量表 Ways of Coping assessment questionnaire，應用情緒焦點因應及問題焦點因應理論架構的分類再細 分為多個次分類而來，較詳盡來評估一般人較常慣用的因應方式（dispositional coping style）。此量表有53 題，內容為個體面對壓力時會採用的因應行為及心智 活動。共含13 種因應型態，其中「問題焦點因應」有五個因應型態，包含「主 動因應」、「計劃」、「抑制抗拮活動」、「限制性的因應」、「尋求工具性的社會支持」；

「情緒焦點因應」亦有五個因應型態，包含「尋求情緒性社會支持」、「正向重釋」、

「接受」、「否認」、「信教」；而「行為逃避」、「心理逃脫」及「情緒的聚焦與發 洩」則為未列入上述兩大分類中，將其獨立出來。，每種因應型態有4 個題項，

除此之外，此 COPE 量表又多一題有關物質使用的題目，因此 COPE 量表共有 53 題。此份量表的填答方式採 Likert 四點式的評量，範圍由 1-4 分，各代表「絕 非如此」、「偶而如此」、「有時如此」及「常常如此」。

根據Carver 等人(1989)的信度研究，顯示此 13 個因素之內部一致性在可接 受至良好的範圍(Chronbach’s α=.45-.92)。而 Sadeh 等人(2004)針對正常大學生的 在「問題焦點因應」、「情緒焦點因應」及「逃脫因應」三個分量表的內部一致性 係數值則分別為.82、.80、.59。整體看來，前兩項因素量表的內部一致性在可接 受的範圍。中文版部分，許文耀(2003) 對此量表進行因素分析，經由陡坡檢定 法抽取出四個因素，分別命名為「問題解決、重釋與接受」、「逃避」、「情緒分享、

調節與發洩」及「信教」，其內部一致性係數值各為.94，.83，.79，.88，總解釋 變異量為42.63%。此量表在因素分析結構與原先 COPE 量表的 13 個因素有所不 同，但是Carver 等人（1989）設計 COPE 量表時所採取的概念範疇，就是依「問 題焦點因應」、「情緒焦點因應」、逃避及信教四種因應型態來思維的。因此中文 版COPE 的因素分析結構與此種構念是相近的(許文耀，2003)，故，本研究在取 得譯者同意後，將就許文耀(2003)的中文化版本進行施測。

本研究收集 210 筆問卷，若按照 Carver 等人（1989）以問題為焦、以情緒 為焦及逃避的概念分類，其內部一致性係數值分別為.91、.87、.77。而本研究資 料於探索性因素分析結果發現用主軸因子及最大變異法分析，分析結果與許文耀 (2003)的中文化版本的因素內題目略有不同，但構念大致相近，53 題之 Bartlett 球形考驗（Bartlett’s test of sphericity）顯著，且 KMO 值為 0.86，顯示因素分析 適合性尚佳，分類為四個因素可達最高解釋量 40.01%。四因素可被分別為「問 題解決、重釋與接受」、「逃避」、「社會支持、情緒調節與發洩」及「信教」四個 因素，其內部一致性係數值分別為.93、.82、.87、.86。各因素內所測量的題目內 容請見表3-1，「問題解決、重釋與接受」因素內題目包括 Carver 等人(1989) 報 告之「主動因應」、「計劃」、「抑制抗拮活動」、「限制性的因應」、「正向重釋」、「接 受」等六個因素；「逃避」因素內包括「否認」、「行為逃避」、「心理逃脫」及「酒 精-藥物逃避」等四個因素；「社會支持、情緒調節與發洩」因素內包括「尋求工 具性的社會支持」、「尋求情緒性社會支持」、「情緒的聚焦與發洩」等三個因素；

「信教」亦為Carver 等人(1989)原先納入「信教」之的題目。各題的因素負荷量 都在.23-.80 之間，顯示此版本之因素建構尚可被支持。由上述分析可看到 COPE 量表於四因素分類時有適當的因素建構及內部一致性，本研究將依研究目的，取 與壓力因應四個因素與其他量表分數做進一步分析討論。

表3-1. 壓力因應因素分析四因素與 Caver 等人(1989)的因素分析對照表 本研究因素 Caver 等人(1989) 總題數

問題解決、重釋與接受

主動因應(第 4,8,7,14 題)

24 計劃(第 5,10,13,36 題)

抑制抗拮活動(第 4,8,7,14 題) 限制性的因應(第 2,3,30,31 題) 正向重釋(第 24,25,45,50 題) 接受(第 9,29,46,47 題)

逃避

否認(第 26,43,44,52 題)

行為逃避(第 32,35,48,53 題) 13 心理逃脫(第 38,39,48,51 題) 酒精-藥物逃避(第 39 題)

社會支持、情緒調節與發洩

尋求工具性社會支持(第 6,12,20,23 題)

12 尋求情緒性社會支持(第 11,17,21,27 題)

情緒的聚焦與發洩(第 34,37,40,41 題)

信教 信教(第 18,28,33,42 題) 4

第三節、研究程序與資料分析 (一)研究程序

本研究分為預試及正式施測兩個階段，第一階段先建立「睡眠相關行為量表」

(SRBS)的中文版信度研究，對政治大學 95 位大學生進行施測「睡眠相關行為量 表」(SRBS)及效標失眠嚴重度量表(ISI)，利用內部一致性、及與效標變項的相關 進行分析，確認該量表之信效度適合為本研究所用，遂進行下一階段正式收案。

第二階段則是於社區及醫療機構篩選符合資格的受試者，邀請其填寫研究問卷。

受試者的篩選標準在前述已有提及，慢性失眠組的受試者，需透過睡眠障礙門診 或精神科門診醫師臨床會談評估，認為符合資格，才邀請其進行問卷填寫。情境 性失眠高危險組及好眠組的受試來源，將針對社區民眾採立意取樣，先用自填篩 選問卷將過去可能有精神科相關疾病、睡眠疾患及慢性失眠者排除，填寫問卷後

再透過研究量表提供的訊息進行分組。

(二)資料分析

資料分析程序將分為兩部分，第一部份目的為確認各量表的內部一致性信度 與因素建構符合本研究所用，因此會利用SPSS 中文版第十版套裝軟體進行信度 與因素分析檢驗。第二部分則針對不同研究假設，採用不同的方式進行分析，分 析程序如圖3-1 所示，以下將會針對不同研究目的說明統計分析方法。

本研究第一項研究目的是想瞭解比較「壓力因應風格」、「對睡眠不適當認 知」、「睡眠相關安全行為」、與「睡前身心激發程度」，在好眠組、情境性失眠高 危險族群、及慢性失眠組三組的差異，了解情境性失眠高危險族群的心理病理特 性。，故分析方式將採用SPSS 中文版第十版套裝軟體的單因子變異數分析三組 在上述變項的差異。

第二項研究目的是想驗證「對睡眠不適當認知」、「睡眠相關安全行為」、與

「睡前身心激發程度」在持續失眠的路徑關係以及「壓力因應風格」在失眠持續 模式中的影響路徑為何，故在分析軟體的選擇用LISREL8.7 程式之結構方程模 式的概念進行路徑分析。

圖3-1. 受試者篩選過程與統計分析流程

刪除遺漏值後 人數:146 多樣本結構分析

臨床會談評估篩選 自陳問卷篩選

精神科與 睡眠門診

社區招募

FIRST 中位數分組

慢性失眠者 (人數: 62)

正常睡眠者 (人數:149)

情境性失眠 高危險者 (人數: 50)

好眠者 (人數: 50) 慢性失眠者

(人數: 50)

年齡與教育年 數配對篩選

研究目的一 單因子變異

數分析

刪除遺漏值後 人數:146

研究目的二 結構方程模 型路徑分析

刪除遺漏值後 人數:58