第四章 研究結果與討論
第四節 癌症末期病人家庭心理壓力危機預測因子與討論
表4–20家庭環境預測因子
a.依變數：家庭環境
二、家庭環境氣氛預測家庭功能之多元迴歸
依據研究架構及表4–20迴歸分析結果，進一步將家庭環境各變項與家庭一
般功能進行迴歸分析，以了解家庭環境各變項預測安寧照護癌症末期病人家庭功 能情形。各變數中第一個被選入的預測變數為家人關係，其次為活動娛樂取向，
其他預測變項則未被選進迴歸方程式，如表4–21。從變異數分析結果中可得知 兩個迴歸分析模式都達到統計顯著水準（p<0.001），顯示兩個模式都具有家庭功 能之預測力，其中模式二：家人關係及活動娛樂之多元相關係數為–0.703，有 較高之多元相關係數，因此選擇以模式二作為迴歸分析，家人關係及活動娛樂預 測變項迴歸係數皆達到統計顯著水準（p<0.001），表示有預測力，且允差皆為 0.833高於0.01、VIF皆為1.2小於10、條件指標分別為6.948及7.806皆小於 30，顯示沒有多元共線性的問題。由此可知，家人關係及活動娛樂可以解釋家庭 功能變異量的49.4%，但以家人關係預測力較高為46.2%。即家人關係及活動娛 樂分數增加，家庭功能越健康。
變項 多元相 關係數 (R)
決定 係數 (R平方)
調整後 R平方
共線性統計資料 變異數分析 允差 VIF 條件指數 F 顯著性
凝聚 .772 .596 .593 .338 2.959 6.277 259.143 .000
表達 .755 .570 .567 .525 1.905 5.608 233.155 .000
衝突 .629 .396 .392 .482 2.077 2.319 115.293 .000
獨立 .396 .157 .152 .728 1.374 8.973 32.708 .000
成就取向 .329 .108 .103 .512 1.954 9.307 21.319 .000 智能文化 .731 .534 .532 .655 1.527 3.991 201.837 .000 活動娛樂 .683 .467 .464 .401 2.494 6.004 153.983 .000 道德宗教 .238 .057 .051 .827 1.210 6.061 10.563 .001
組織 .688 .474 .471 .549 1.821 7.257 158.480 .000
控制 .456 .208 .203 .660 1.515 5.108 46.145 .000
家人關係 .776 .602 .599 .338 2.959 6.366 265.939 .000
表4–21 家人關係、活動娛樂取向模式摘要 模
型
預測值 多元相關係數 (R)
決定係數 (R平方)
調整後 R
平方 標準偏斜度錯誤
變異數分析
F 顯著性
1 家人關係 –.680 .462 .459 .39867 151.232 .000 2 家人關係、活動娛樂 –.703 .494 .488 .38784 85.379 .000 a. 依變數: 家庭一般功能
表4–22 家人關係、活動娛樂取向迴歸係數
三、中介作用分析
為了瞭解家庭功能對於癌症末期家庭心理壓力的預測因子，將家庭一般功 能、家人關係及活動娛樂取向，分別與憂鬱進行迴歸分析。家庭一般功能預測癌 末家庭心理壓力情形，如表4–23所示，從變異數分析結果中可得知家庭一般功 能對憂鬱迴歸分析模式達統計顯著水準（p<0.001），表示家庭一般功能對於憂鬱 有預測力，家庭一般功能相關係數為0.619，解釋憂鬱之變異量為38.3%，且允
差高於0.01、VIF皆小於10、條件指標分別為10.486小於30，顯示沒有多元共
線性的問題。
表4–23家庭一般功能對憂鬱之迴歸分析 模型
非標準化係數 標準化係數
T 顯著性
共線性統計資料 B之評估 標準錯誤 Beta分配 允差 VIF 條件指數
2 （常數） 1.493 .108 13.776 .000
家人關係 –.117 .012 –.600 –10.185 .000 .833 1.200 6.948 活動娛樂取向 –.059 .018 –.195 –3.311 .001 .833 1.200 7.806 a. 依變數: 家庭一般功能
變項 多元相 關係數 (R)
決定 係數 (R平方)
調整後 R平方
共線性統計資料 變異數分析 允差 VIF 條件指數 F 顯著性 家庭一般功能 .619 .383 .380 1.000 1.000 10.486 109.454 .000 a. 依變數:憂鬱
根據表4–21、表4–22及表4–23，進一步瞭解本研究安寧照護癌症末期病人 家庭功能預測因子之家人關係、活動娛樂取向對於憂鬱中介效果，中介變項路徑 圖如下所示。
（一）家人關係
Baron 及 Kenny（1986）所提出的中介變項檢定條件，結果見圖4–5，得知
家庭一般功能預測家人關係（β＝－0.68，p＝0.000＜0.01）、家人關係預測憂鬱
（β＝–0.629，p＝0.000＜0.01）、家庭一般功能預測憂鬱（β＝0.619，p＝0.000＜
0.01）三者之間路徑有顯著影響。並且當家庭一般功能與家人關係同時置入迴歸 分析時，迴歸分析出現二模式（見表4–24），模式二：家人關係預測憂鬱達統計 顯著（β＝–0.387，p＝0.000＜0.01）、家庭一般功能預測憂鬱（β＝0.356，p＝0.000
＜0.01）；且模式二家庭一般功能預測憂鬱迴歸係數小於模式一，家人關係因子 具有中介作用，且為部份中介，即家庭一般功能及家人關係分數增加，會影響憂 鬱程度，家人關係為癌症末期家庭心理壓力的預測因子。
圖4–5 以家人關係為中介變項
表4–24家人關係、家庭一般功能、憂鬱迴歸分析 係數
模型
非標準化係數 標準化係數
T 顯著性
B之估計 標準錯誤 Beta分配
1 （常數） 33.673 2.460 13.690 .000 家庭一般功能 8.998 .860 .619 10.462 .000 2 （常數） 32.373 2.313 13.993 .000 家庭一般功能 5.171 1.096 .356 4.716 .000 家人關係 –1.101 .214 –.387 –5.134 .000 a. 依變數: 憂鬱
家庭一般功能 憂鬱
家人關係
根據表4–24結果，研究者進一步了解家人關係及其三個分量表凝聚性（4 題）、表達性（4題）及衝突性（4題）對於癌末家庭功能中介影響，中介變項路 徑圖，如下所示。
1、凝聚性（4題）
根據圖4–6，中介變項檢定結果得知凝聚性（4題）預測家人關係（β＝0.773，
p＝0.000＜0.01）、家人關係預測家庭一般功能（β＝–0.68，p＝0.000＜0.01）、
凝聚性（4題）預測家庭一般功能（β＝–0.567，p＝0.000＜0.01）三者之間路徑 有顯著影響。但當凝聚性與家人關係同時置入迴歸分析時，迴歸分析出現二模
式（見表4–25），模式二：家人關係預測家庭一般功能達統計顯著（β＝–0.6，p
＝0.000＜0.01）、凝聚性預測家庭一般功能（β＝–0.103，p＝0.237＞0.05）未達 統計顯著性。此模式在家人關係置入後，凝聚性由原本的顯著性轉為未達統計 顯著性，對家庭功能影響性可能被家人關係變項所取代，且模式二家人關係預 測家庭一般功能迴歸係數小於模式一，因此家人關係因子具有中介作用，且為 完全中介，即家人關係可代表凝聚性預測家庭功能，家人關係分數增加，會影 響家庭功能情形。
圖4–6凝聚、家人關係及家庭一般功能中介關係 表4–25凝聚、家人關係及家庭一般功能迴歸分析
係數
模型
非標準化係數 標準化係數
T 顯著性
B之估計 標準錯誤 Beta分配
1 （常數） 1.920 .103 18.672 .000 凝聚4題 –.301 .033 –.567 –9.136 .000
凝聚（4題） 家庭一般功能
家人關係
2、表達性（4題）
根據圖4–7，中介變項檢定結果得知表達性（4題）預測家人關係（β＝
0.835，p＝0.000＜0.01）、家人關係預測家庭一般功能（β＝–0.68，p＝0.000＜
0.01）、表達性（4題）預測家庭一般功能（β＝–0.576，p＝0.000＜0.01）三者
之間路徑有顯著影響。但當表達性與家人關係同時置入迴歸分析時，迴歸分析 出現二模式（見表4–26），模式二：家人關係預測家庭一般功能達統計顯著（β
＝–0.657，p＝0.000＜0.01）、表達性預測家庭一般功能（β＝–0.028，p＝0.783
＞0.05）未達統計顯著性。此模式在家人關係置入後，表達性由原本的顯著性轉 為未達統計顯著性，對家庭功能影響性可能被家人關係變項所取代，且模式二 家人關係預測家庭一般功能迴歸係數小於模式一，家人關係因子具有中介作 用，且為完全中介，即家人關係可代表表達性預測家庭功能，家人關係分數增 加，會影響家庭功能情形。
圖4–7表達、家人關係及家庭一般功能中介關係 表4–26表達、家人關係及家庭一般功能迴歸分析
2 （常數） 1.640 .100 16.379 .000 凝聚4題 –.055 .046 –.103 –1.188 .237 家人關係 –.117 .017 –.600 –6.891 .000 a. 依變數: 家庭一般功能
係數
模型
非標準化係數 標準化係數
T 顯著性
B之估計 標準錯誤 Beta分配
1 （常數） 2.179 .075 29.004 .000 表達4題 –.247 .026 –.576 –9.343 .000
表達（4題） 家庭一般功能
家人關係
2、衝突性（4題）
根據圖4–8，中介變項檢定結果得知衝突性（4題）預測家人關係（β
＝–0.749，p＝0.000＜0.01）、家人關係預測家庭一般功能（β＝–0.68，p＝0.000
＜0.01）、衝突性（4題）預測家庭一般功能（β＝0.523，p＝0.000＜0.01）三者 之間路徑有顯著影響。但當衝突性與家人關係同時置入迴歸分析時，迴歸分析 出現二模式（見表4–27），模式二：家人關係預測家庭一般功能達統計顯著（β
＝–0.656，p＝0.000＜0.01）、衝突性預測家庭一般功能（β＝0.031，p＝0.708＞
0.05）未達統計顯著性。此模式在家人關係置入後，衝突性由原本的顯著性轉為 未達統計顯著性，對家庭功能影響性可能被家人關係變項所取代，且模式二家 人關係預測家庭功能迴歸係數小於模式一，家人關係因子具有中介作用，且為 完全中介，即家人關係可代表衝突性預測家庭功能，家人關係分數增加，會影 響家庭功能情形。
圖4–8衝突、家人關係及家庭功能為中介關係 表4–27衝突、家人關係及家庭功能迴歸分析
2 （常數） 1.676 .102 16.351 .000 表達4題 –.012 .043 –.028 –.276 .783 家人關係 –.128 .020 –.657 –6.526 .000 a. 依變數: 家庭一般功能
係數
模型
非標準化係數 標準化係數
T 顯著性
B之估計 標準錯誤 Beta分配
1 （常數） 3.026 .044 69.015 .000
衝突4題 .244 .030 .523 8.142 .000
衝突（4題） 家庭功能
家人關係
（二）活動娛樂取向
進行中介變項檢定（見圖4–9），結果得知家庭一般功能預測活動娛樂取
向（β＝–0.44，p＝0.000＜0.01）、活動娛樂取向預測憂鬱（β＝–0.365，p＝0.000
＜0.01）、家庭一般功能預測憂鬱（β＝0.619，p＝0.000＜0.01）三者之間路徑有 顯著影響。進一步將家庭一般功能與活動娛樂取向同時置入迴歸分析時，迴歸分 析出現二模式（見表4–28），模式二：活動娛樂取向預測憂鬱未達統計顯著（β
＝–0.114，p＝0.082＞0.05），顯示活動娛樂取向因子未具有中介作用，非癌症末 期家庭心理壓力的預測因子。
圖4–9 以活動娛樂為中介變項
表4–28活動娛樂、家庭一般功能、憂鬱迴歸分析
2 （常數） 1.720 .171 10.073 .000
衝突4題 .015 .039 .031 .375 .708
家人關係 –.128 .016 –.656 –7.844 .000 a. 依變數: 家庭功能
係數
模型
非標準化係數 標準化係數
T 顯著性
B之估計 標準錯誤 Beta分配
1 （常數） 33.673 2.460 13.690 .000 家庭一般功能 8.998 .860 .619 10.462 .000 2 （常數） 34.241 2.467 13.880 .000 家庭一般功能 8.266 .952 .569 8.679 .000 活動娛樂取向 –.503 .288 –.114 –1.747 .082 a. 依變數: 憂鬱
家庭一般功能 憂鬱
活動娛樂