摘要本研究旨在瞭解護理人員之休閒參與休閒阻礙與身心健康之現況相關與預測, 針對台北地區某醫學中心淡水院區之全職護理人員進行研究調查, 抽樣方法採科別層級進行

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浸形茅
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1 國立台北護理健康大學生死教育與輔導研究所 National Taipei University of Nursing and Health Sciences Graduate Institute of Life Death Education and Counseling 碩士學位論文 Master Thesis 護理人員之休閒參與休閒阻礙及身心健康 - 以某醫學中心淡水院區為例 A Study on the Leisure Participation, Leisure Constraint and Psychical and Mental Health for Nursing Staffs 研究生 : 邢慧芬 Name:Hsing Hui Fen 指導教授 : 曾煥棠博士 Tsing Haunn Tarng, Ph.D. 中華民國 102 年 1 月

- 以某醫學中心淡水院區為例 A Study on the Leisure Participation, Leisure Constraint and Psychical and Mental

2 摘要本研究旨在瞭解護理人員之休閒參與休閒阻礙與身心健康之現況相關與預測, 針對台北地區某醫學中心淡水院區之全職護理人員進行研究調查, 抽樣方法採科別層級進行配額比例抽樣, 再以護理人員為立意對象進行結構式問卷調查, 共發放 305 份問卷, 回收有效 285 份, 回收率為 93.44% 分析方法使用 SPSS for Windows 17.0 統計套裝軟體, 配合研究架構進行檢驗分析, 以描述性統計因素分析單因子變異數分析皮爾森積差相關迴歸分析等統計方法進行資料分析結果發現 : 不同背景變項之護理人員, 在休閒參與休閒阻礙及身心健康皆有顯著差異, 無子女者之休閒參與程度較高 ; 年輕資淺基層護理師月固定制輪班住宿舍者所感受到之休閒阻礙較高, 無子女年輕資淺收入低科別為精神科以及輪班方式採花班制者之身心健康狀況較差休閒參與則對於身心健康具有正向影響, 休閒參與程度越高身心健康狀況則越好, 而護理人員之休閒阻礙與身心健康亦具顯著影響, 當休閒阻礙越高時, 身心健康狀況則越差, 排班因素沒有時間缺乏體力等三大因素則是造成護理人員參與休閒最大的阻礙休閒阻礙與休閒參與間之相關則未達顯著個人背景變項之精神科及休閒阻礙之個人性休閒阻礙結構性休閒阻礙則對總身心健康具有預測力 (31.0%) 茲將研究結果提出建議, 提供醫學中心做為醫院員工健康促進員工福利措施及招募留任時之政策參考, 同時也提供護理人員對於休閒重要性之認知及重視, 以做為參與休閒活動之參考關鍵字 : 休閒參與休閒阻礙身心健康 I

0 統計套裝軟體, 配合研究架構進行檢驗分析, 以描述性統計因素分析單因子變異數分析皮爾森積差相關迴歸分析等統計方法進行資料分析結果發現 : 不同背景變項之護理人員, 在休閒參與休閒阻礙及身心健康皆有顯著差異, 無子女

3 A Study on the Leisure Participation, Leisure Constraint and Physical and Mental Health for nursing staffs ABSTRACT The purpose of this study was to understand the relationships between nursing staffs leisure participation, leisure constraint and physical and mental health. The study of survey involves data collection with questionnaire for Medical center in Taipei. Using quota sampling and purpose sampling were used in the study. A total number of 285 nursing staffs returned the questionnaires, yielding response rates from 93.44%. The data was then analyzed in SPSS 17.0 with statistics methods including description statistics, Factor analysis, one-way ANOVA, Scheffe-test, Pearson correlation and regression analysis. The Results indicate significant variances of different personal background on leisure participation, leisure constraint, physical and mental health.there are significant relationship between leisure participation and physical and mental health; The leisure constraint significant influence physical and mental health. Scheduling factors, lack of time, poor physical strength are the major factors caused nurses to participate in leisure.variances of personal background of psychiatric nursing staffs, personal leisure constraints and structural leisure constraints were significant predictors of physical and mental health,could explained 31.0% of the variation in physical and mental health. According to conclusion, provides for the medical center as the nursing staffs health promotion, benefits and recruitment of policy, and also provide nursing staff to understand the importance of leisure and physical and mental health. Key words: Leisure Participation, Leisure Constraint, Physical and Mental Health II

Using quota sampling and purpose sampling were used in the study. A total number of 285 nursing staffs returned the questionnaires, yielding response rates from 93.44%.

4 謝誌經過漫長的努力終於完成了論文, 在撰寫的過程中接受到許多的幫助及關心, 最感謝的莫過於曾煥棠老師, 老師從一年多以前開始, 就陸續給了我許多指導與建議, 也給予我很大的彈性與空間去發揮, 更感謝老師能夠體諒我在工作與學業間的衝突, 讓我在休學期間仍能不間斷的接受老師的指導, 連老師在出國期間也都及時的回覆我的問題, 讓我倍感溫馨, 對於論文的呈現及內容的嚴謹程度老師也給了許多的建議, 讓我能去反思自己沒思考周全的部份, 也從中獲得了很多學習, 由衷的感謝曾老師同時也非常感謝兩位口試委員顏建賢老師與林旭龍老師, 感謝兩位在休閒事業領域的專家在非常迅速的時間裡, 就接受我的邀請擔任我的口試委員, 老師提供了許多休閒領域的寶貴意見及專業建議, 更分享了國內外休閒的新策略, 讓我能夠將這個主題做更完整的呈現, 也感謝老師給予許多正向鼓勵及支持, 成為我繼續努力精進的動力另外, 感謝淑蘭督導及英芬督導殷切的督促, 讓我在怠惰放縱自己的時候, 能適時的給我提醒, 還有認真學術的榮美督導, 教給我許多統計解釋的概念, 尤其是當我被迴歸解釋搞得焦頭爛額時, 榮美督導不厭其煩的為我解說了數次, 也感謝我的師父美玉督導, 常在假日下午常陪我一同在辦公室裡努力奮鬥, 拚論文, 由於你們給我鼓勵與關懷, 讓我信心滿滿還有我最親愛的麻吉朋友團莉莉寶兒凡庭滿滿姐麗媚姐, 多虧你們的陪伴, 讓我能有一起參與休閒的同伴, 謝謝你們陪我一起運動流汗一同欣賞舞台劇聆聽演奏會參加展覽閱讀旅行吃大餐以及一同在演唱會上嘶吼, 分享身邊所有美好的事物, 讓我真正的身體力行印證自己的論文, 體會休閒活動帶來的益處, 我真愛你們, 你們給予我實質上的幫助及心理上的支持, 讓我擁有繼續撰寫論文的勇氣與力量, 也才讓我順利先完成了論文更要感謝上帝, 在每天賜給我平安與喜樂的心, 更增添我的智慧與思考的力量, 讓我相信自己更有能力去完成這一切, 祂也在腦海裡不停地告誡我凡含淚 III

得了很多學習, 由衷的感謝曾老師同時也非常感謝兩位口試委員顏建賢老師與林旭龍老師, 感謝兩位在休閒事業領域的專家在非常迅速的時間裡, 就接受我的邀請擔任我的口試委員, 老師提供了許多休閒領域的寶貴意見及專業建議,

5 灑種的, 必歡笑收割這句話成了讓我不致動搖的信念最後, 感謝臺灣大學衛生政策與管理研究所張玨教授, 授權採用教授所編譯的一般健康量表使用, 也感謝國外學者 Godbey 授權使用所編製的休閒阻礙量表, 更再一次的感謝學位考試委員曾煥棠老師林旭龍老師顏建賢老師, 三位老師在百忙中參與指導我的論文, 使得我能夠能順利完成邢慧芬謹誌 2013/01/02 IV

6 目次第壹章緒論第一節研究背景與動機第二節研究目的第貳章文獻探討第一節休閒參與第二節休閒阻礙第三節身心健康第參章研究設計與方法第一節研究流程第二節操作性定義第三節研究架構第四節研究對象與實施第五節研究工具第六節資料處理與分析第肆章研究結果與討論第一節背景變項資料分析第二節休閒參與休閒阻礙身心健康之現況分析第三節背景變項與休閒參與休閒阻礙身心健康之差異分析第四節背景變項休閒參與休閒阻礙與身心健康之相關分析第五節身心健康之預測情形第五章結論與建議第一節結論第二節建議第三節研究優勢與限制 V

.. - 28 - 第六節資料處理與分析... - 35 - 第肆章研究結果與討論... - 37 - 第一節背景變項資料分析... - 37 - 第二節休閒參與休閒阻礙身心健康之現況分析.

7 參考文獻附錄一英文版休閒阻礙量表二休閒阻礙量表使用同意三一般身心量表使用同意書四休閒參與量表之預試問卷信效度分析五休閒阻礙量表之預試問卷信效度分析六身心健康量表之預試問卷信效度分析七問卷調查表 VI

8 表目錄表休閒參與類型之分類彙整表表生命歷程與休閒相關的變項表身心健康量測量工具統整表表身體質量指數 BMI 國際分類表研究樣本分布及回收情形表休閒參與量表之因素分析表休閒阻礙量表項目分析及因素分析表一般健康量表項目分析及因素分析表個人基本背景變項內容表護理人員年齡分布表護理人員婚姻分布表護理人員子女分布表護理人員年資分布表護理人員年收入分布表護理人員居住狀況分布表護理人員科別分布表護理人員職稱分布表護理人員輪班方式分布表護理人員班別分布表各類休閒參與之平均值及標準差表不同休閒類型參與之次數分配表表休閒阻礙量表各構面平均值及標準差表休閒阻礙量表各題平均值及標準差表身心健康量表各構面平均值及標準差 VII

.. - 33 - 表 3-5-4 個人基本背景變項內容... - 34 - 表 4-1-1 護理人員年齡分布... - 37 - 表 4-1-2 護理人員婚姻分布... - 37 - 表 4-1-3 護理人員子女分布... - 38 - 表 4-1-4 護理人員年資分布.

9 表身心健康量表各題平均值及標準差表護理人員之身體質量指數表背景變項與休閒參與各構面之單因子變異數分析摘要表表背景變項與休閒阻礙各構面之單因子變異數分析摘要表表背景變項和身心健康各構面之單因子變異數分析摘要表表個人背景變項差異分析結果摘要表表個人背景變項與身心健康相關摘要表表休閒參與與身心健康量表各構面相關摘要表表休閒阻礙與身心健康量表各構面相關摘要表表休閒阻礙與休閒參與量表各構面相關摘要表表背景變項休閒參與休閒阻礙對總身心健康迴歸摘要表表背景變項休閒參與休閒阻礙對生理狀況迴歸摘要表表背景變項休閒參與休閒阻礙對焦慮和失眠迴歸摘要表表背景變項休閒參與休閒阻礙對社會功能障礙迴歸摘要表表背景變項休閒參與休閒阻礙對嚴重憂鬱迴歸摘要表表背景變項休閒參與休閒阻礙對身心健康預測力摘要表圖目錄圖休閒活動參與及休閒阻礙關係圖圖休閒阻礙階層模式圖研究流程圖圖研究架構圖 VIII

.. - 65 - 表 4-4-1 個人背景變項與身心健康相關摘要表... - 67 - 表 4-4-2 休閒參與與身心健康量表各構面相關摘要表... - 70 - 表 4-4-3 休閒阻礙與身心健康量表各構面相關摘要表.

10 第壹章緒論第一節研究背景與動機在忙碌的高科技生活型態中, 人們生活壓力不斷攀高, 休閒則在生活領域扮演了舉足輕重的角色, 人們對於休閒的需求越來越高, 休閒品質更受重視, 休閒活動也更加多元, 休閒成為調劑身心減輕壓力的重要活動 Coleman & Iso-Ahola (1993) 則指出休閒可提昇個人的社會支持, 有效調節生活壓力提高個人的幸福感, 幫助維持身心健康 ;Godbey(1994) 也提出休閒是扮演著降低焦慮沮喪的重要角色 ;Loesch & Wheeler (1982 ) 則指出休閒除了可調節生活不愉快的負向經驗, 其潛在的利益包括自我成長自我實現需求滿足及休閒幸福感等, Argyle & Crossland (1987) 在不少關於幸福感的研究中更指出休閒活動是預測幸福感的最佳預測因子, 由此可見休閒對於人們身心健康的重要性休閒活動確實是可以幫助人們調適壓力以及持續或促進健康的重要方式 (Iwasski & Mannell, 2000), 但對於護理人員來說, 並沒有所謂的週休二日, 也沒有固定的休閒時間, 由於在醫院人力中, 護理人員是與病患接觸最頻繁及重要的專業人員 ( 蔡陳李,2003), 護理人員須以輪值三班的方式來維持照護過程及品質, 提供照護的持續性, 據統計約有 40~50% 的醫護人員需過著輪班生活 ( 尹楊劉,2001 ), 也由於生活作息常不固定, 容易出現生理時鐘調適困難注意力不集中及情緒不穩定, 進而可能導致社交關係不和諧, 並對個人心理家庭及社會等方面造成重大影響 ( 洪等,2006) Aggrawal Pongruenphan 和 Tyson ( 2002) 則指出不斷的班別轉換, 會產生與朋友家人的疏離感, 因休閒時間無法與家人協調也會有愧疚感出現, 造成個人壓力增加另外, 由於護理工作屬於責任制, 導致護理人員常超時工作, 社會也出現血汗醫院的名詞, 對於醫療乃為一大諷刺更值得深思, 而護理工作過於疲累也是造成護理人員無法積極參與休閒活動的原因之一 ( 陳陳蘇,2006), 執 - 1 -

指出休閒除了可調節生活不愉快的負向經驗, 其潛在的利益包括自我成長自我實現需求滿足及休閒幸福感等, Argyle & Crossland (1987) 在不少關於幸福感的研究中更指出休閒活動是預測幸福感的最佳預測因子, 由此可見休閒對

11 行護理工作時除了病患生理上的照護之外, 尚須關注其心靈與社會健康, 提供以病人為中心的全人照護, 而為了維持護理專業知識與技能, 護理人員則須利用休假期間接受專業課程訓練以及能力進階研習, 以達到 150 點的教育積分才能於六年後繼續持有專業證照執業, 同時更需花時間參與醫院的學術活動, 這些已占去了護理人員多半的休閒時間由於護理工作日益廣泛複雜負荷增加, 許多護理人員除了須利用休假期間來調整輪班所造成的時差及解除疲憊, 更表示寧可將剩餘的時間用來睡覺補眠也不願外出活動, 更刻意減少外出活動的頻率, 以保留體力應付工作所需若當護理人員欲參與休閒活動時, 亦受限於工作採預約排班制度, 常因排不出班或找不到同伴共行, 更造成了休閒上的阻礙, 上述種種造成護理人員參與休閒之阻礙則需要進一步瞭解與印證, 才能有效的排除阻礙, 協助其順利參與休閒消費意識抬頭及醫療環境的改變, 醫療照護確實已轉型成為醫療服務, 社會更賦予了護理人員較高的期待, 護理人員需比一般人更要付出愛心耐心與關懷, 任何事都須及時給予處理, 並時時提供優良的服務態度, 許多情緒勞務更是造成身心壓力, 護理工作是醫療體系中最具高度壓力的工作已是不爭的事實許多研究更指出工作壓力與身心健康呈現負相關且具有預測力 ( 林,2011; 郭, 20 10; 張,2006; 賴黃,2011; 謝,2008) 在某醫學中心企劃室於 99 年及 100 年度針對院內 3000 名員工進行身心健康的調查中亦發現, 護理人員之身心健康情形呈現輕度心理困擾, 且心理健康有負成長的趨勢, 且已連續二年遠低於院內其他職系 ; 同時更有研究指出護理人員有輕度及中度憂鬱的傾向 ( 唐陳鄭張林, 2005; 王,2009) 台灣護理人員權益促進會理事長盧孳艷女士 (2012) 也指出, 在美國有高達 35% 的護理人員有輕度至中度憂鬱症狀, 而台灣護理職場之困境則更有甚之這些調查結果莫不令人擔心, 護理人員是醫院最重要的人力, 在健康促進上扮演著重要的關鍵角色, 若不能以良好的身心狀況從事醫療照護, 除對專業照護造成危機, 亦無法發揮護理之最大效能, 更形成護理照護環境的潛在的威脅, - 2 -

寧可將剩餘的時間用來睡覺補眠也不願外出活動, 更刻意減少外出活動的頻率, 以保留體力應付工作所需若當護理人員欲參與休閒活動時, 亦受限於工作採預約排班制度, 常因排不出班或找不到同伴共行, 更造成了休閒上的阻礙, 上述

12 從許多文獻得知有關影響護理人員心理衛生多集中在工作壓力壓力症狀及因應策略, 文獻也已明確的指出工作壓力及社會支持對護理人員身心健康狀態的影響, 工作壓力越大社會支持越低其身心健康狀態越差 ( 李,2004; 馮李周黃,2003;Bourbonnais, Comeau, Vezina, & Dion, 1998), 而休閒活動則具同時具有提昇個人社會支持及有效調節生活壓力等促進身心健康的益處, 而研究也指出員工休閒活動參與對於身心健康及醫院績效均有相關性, 員工休閒活動參與程度越高, 身心健康情況越良好, 而對醫院的績效也越佳 ( 何等,2010; 賴程蔡, 2011), 更有研究指出身心健康與離職傾向有顯著關係, 身心健康狀況越差的護理人員離職傾向越明顯 ( 曾,2006), 在目前各大醫院護理人力吃緊且招募不易的情況下, 則需更重視護理人員的身心健康, 才能夠及時給予個別關懷, 提供有效性之輔導措施, 這些環環相扣的因素, 更明確的指出以休閒之角度來探討護理人員的身心健康, 則是一個不容忽視的重要主題搜尋碩博士論文資料庫中, 與休閒參與相關之研究論文雖多達三百多篇, 但對象多以教師學生警察及一般民眾居多, 與護理人員之休閒相關研究雖有 9 篇, 但多以中南部之地區醫院護理人員為主, 且多將休閒活動設定在運動休閒類, 另外, 雖有研究針對護理人員之休閒參與對於身心健康影響之探討, 但卻缺乏與休閒阻礙三者間的全面性的探討, 瞭解休閒阻礙才能更有效的克服障礙, 有鑑於此, 本研究將針對北部醫學中心之護理人員的休閒參與休閒阻礙及身心健康進行探討, 以獲得相關的訊息, 提供護理人員本身對於休閒重要性之認知及重視, 並提供建議給醫院相關單位做為員工健康促進員工福利及招募留任時之政策參考, 並以促進護理人員身心健康為出發點, 創造一個優良的執業環境, 擺脫血汗醫院的陰霾, 同時, 也正是在維護病人獲得照護之品質 - 3 -

動參與程度越高, 身心健康情況越良好, 而對醫院的績效也越佳 ( 何等,2010; 賴程蔡, 2011), 更有研究指出身心健康與離職傾向有顯著關係, 身心健康狀況越差的護理人員離職傾向越明顯 ( 曾,2006), 在目前各大醫院護理人力吃緊且

13 第二節研究目的由於對於上述研究背景之體認, 本研究以北區某醫學中心之護理人員為研究對象, 將探討其休閒參與休閒阻礙及身心健康情形, 本研究之主要目的分述如下 : 一瞭解護理人員之休閒參與休閒阻礙身心健康現況二探討護理人員背景變項在休閒參與休閒阻礙身心健康之差異情形三探討護理人員之休閒參與休閒阻礙與身心健康之相關情形四探討護理人員背景變項休閒參與休閒阻礙對身心健康的預測情形五依據研究結果提出相關建議 - 4 -

探討護理人員背景變項在休閒參與休閒阻礙身心健康之差異情形三探討護理人員之休閒參與休閒阻礙與身心健康

14 第貳章文獻探討第一節休閒參與一休閒參與的定義休閒在生活中所扮演的角色日益重要, 也越受重視, 休閒已成為工作之餘精力恢復尋求娛樂及促進人類學習成長和家庭和諧的重要方式, 休閒活動對於個人幸福的重要性也不斷的在提升當中 (Godbey,1994) 休閒是一種個人的主觀感受, 許多學者對於休閒則有不同的定義, 綜合相關文獻, 李枝華 (2004) 指出休閒是指在自由的時間內, 個體將自己全心投入活動之中, 並且獲得正向感受 ;Kelly(1990) 則提出休閒時間是扣除維持人類基本生活, 如生理時間工作時間所剩餘的時間, 他更以休閒時間休閒活動休閒體驗三個構面來進行定義, 分別為 1) 休閒是在剩餘可自由支配的時間下所行使的 ;2) 休閒活動的型式不拘 ;3) 在休閒的過程中從中獲得滿足感 Kelly 與 Godbey(1992) 也認為 : 休閒是本身具有創造意義的行動它與其他種類行動不同之處在於兩個重要的面向 : 自決 (self-determination) 與經驗本身帶有的意義, 從事休閒的人們應該能從這樣的行動中獲得樂趣與滿足 Ragheb & Griffith (1982) 將休閒參與定義為參與某種活動的頻率或象徵個體所參與之普遍的休閒活動類型 ; 國內針對休閒主題所進行的研究, 也多將休閒參與定義為休閒類型及休閒頻率兩部分, 謝清秀 (2003) 指出休閒參與是指在自由時間下所從事的休閒活動之頻率與項目 ; 林佳蓉 (2002) 則認為休閒參與是過去一年內, 個體參與自己喜好的休閒活動項目的頻率 ; 鄭順璁 (2001) 定義休閒活動是個體參與休閒類型及頻率 ; 吳文銘 (2001) 將休閒參與歸納成兩個因素 : 頻率與種類, 蘇廣華 (2001) 也將休閒活動參與類型定義為 : 參與某種休閒活動頻率, 或個體所參與之休閒類型, 為自由時間所從事之休閒活動項目參與的頻繁與否及種類的多樣性, 代表其活動涉入的程度除了參與頻率與種類, 還有以時間的觀點來定義休閒參與, 高俊雄 (2002) - 5 -

間是扣除維持人類基本生活, 如生理時間工作時間所剩餘的時間, 他更以休閒時間休閒活動休閒體驗三個構面來進行定義, 分別為 1) 休閒是在剩餘可自由支配的時間下所行使的 ;2) 休閒活動的型式不拘 ;3) 在休閒的過程中從中獲得

15 指出休閒參與為個人運用可支配之自由時間所從事之休閒活動的項目時數與頻次 ; 陳艷麗 (2003) 則定義休閒參與係指參與活動的次數與頻率, 其主要的衡量方法有時間運用法與參與活動的頻率, 而所參與的活動是自由選擇參與或不參與, 是在個人的自由時間, 而不是工作或義務性質的選擇本研究則將休閒參與定義為個體在過去 6 個月, 個人運用可支配自由時間中, 實際從事休閒活動之類型及頻率二休閒活動類型 Kelly(1990) 研究指出, 休閒參與是一種動態的改變過程, 而不是一個靜止的畫面, 基於均衡生活體驗健全生活內涵的原則, 去參與適合他的休閒活動, 所以一個人參與休閒活動的內容是非常多元的, 有些休閒參與活動會隨著個人的特徵社會背景以及所處的環境而變動同時 Kelly 也指出, 一個人選擇參與休閒活動內容有些是重複經常發生的, 此經常性及普遍性的活動則稱為核心休閒參與休閒活動的種類繁多, 各研究對於休閒參與的分類歸納結果如表表休閒參與類型之分類彙整表 ( 依年代排序 ) 研究者休閒參與類型 Ragheb(1982) 社交活動戶外活動大眾媒體嗜好活動文化活動運動類活動 Mannell & Kleiber's 社交型休憩型運動型娛樂型文化型技藝型 (1997) 觀光旅遊型鄭順璁 (2001) 大眾媒體活動個人嗜好活動文化活動運動活動社交活動戶外活動陳惠貞 (2002) 運動型社交型戶外休憩型知識型觀賞型藝文活動型手工型嗜好遊戲型王梅香 (2003) 大眾媒體活動個人嗜好活動文化活動運動活動社交活動戶外活動張議露 (2006) 大眾媒體文化活動運動活動社交活動戶外活動個人嗜好李美萱 (2004) 知識型藝文型運動保健型休憩型社交型陳雅慧 (2009) 藝文型運動保健型休憩型社交型許豐祺 (2009) 大眾媒體文化活動運動活動社交活動戶外活動個人嗜好劉素萍 (2010) 社交型文化型閒逸型運動型林明芳 (2011) 社交運動戶外旅行觀光大眾媒體文化個人嗜好個人發展活動資料來源 : 本研究整理 - 6 -

的改變過程, 而不是一個靜止的畫面, 基於均衡生活體驗健全生活內涵的原則, 去參與適合他的休閒活動, 所以一個人參與休閒活動的內容是非常多元的, 有些休閒參與活動會隨著個人的特徵社會背景以及所處的環境而變動同時

16 Roberts(1995) 認為多元乃是休閒活動最佳的解釋, 而其他任何的單一決定論都過於簡化了休閒活動的本質社會階層對休閒時間及休閒活動參與的類型有所影響, 年齡性別婚姻狀況及教育等, 都對休閒活動有重要影響李力昌 (2005) 在休閒社會學一書中指出, 沒有任何休閒活動比以電視為主的大眾媒體更為普遍, 透過電視個人可以看到以往觸及不到的活動與世界, 其壓倒性的占據了大多數人休閒的時間, 由於隨手可及便宜且輕鬆, 不必自己花費時間去冒險, 就可以體會活動樂趣, 而智慧型手機的發展, 網際網路的方便性, 也占用了多數人時間, 更扼殺了現代人的想像力 Kelly 與 Godbey(1992) 則將遊憩活動定義為一種志願性而非工作性的活動, 它被用來達成個人及社會休息復原與社會整合的利益三休閒的效益行政院主計處 (2011) 針對國人休閒娛樂之調查報告中也指出多項關於休閒的益處, 其指出休閒娛樂與個人家庭及社會福祉密切相關, 可讓人們遠離工作及生活壓力, 兼具舒壓及鍛鍊體魄的功能, 對個人身心健康人際關係有正面積極的影響休閒娛樂活動可改善人們生活品質, 同時建立與社會脈動的連結, 提供更多元的學習機會, 促進個人成長 ; 另與家人共同從事休閒娛樂活動, 更可增進家庭感情與凝聚力, 提升幸福感 Edginton 與 Hanson(1980) 則認為休閒是影響生活品質的重要因素之一參與休閒活動中的享受陪伴與增進關係是選擇休閒時最重要的兩項理由 ( 李,2005), 如與朋友或家人共同參與戶外休閒時, 享受互動的快樂及陪伴關係, 可能超過欣賞週邊的美麗景致休閒的效益就個人而言可促進生理健康鬆弛身心穩定情緒擴展生活經驗增長見聞及培養智慧 ; 對家庭及婚姻而言, 更可以促進和諧融洽親情, 透過與家人共同參與, 增進家人互動機會, 避免關係的緊張, 是解決疏離的有效方法 ( 陳,1986),Kelly(1990) 則也認為休閒陪伴 (leisure companionship) 是一個主要但卻常被忽視的生活與婚姻要素 ; 對社會的效益則更可提高工作情緒增進工作效率 ( 郭,2010) 及提昇工作滿意度 - 7 -

以體會活動樂趣, 而智慧型手機的發展, 網際網路的方便性, 也占用了多數人時間, 更扼殺了現代人的想像力 Kelly 與 Godbey(1992) 則將遊憩活動定義為一種志願性而非工作性的活動, 它被用來達成個人及社會休息復原與社會整合的

17 ( 陳,2001) Diver, Brown & Peterson ( 1991) 發現從事休閒活動可以滿足人類八大類之心理需求, 包括 : 能表現自我才能 ; 可增進與別人的友誼 ; 滿足權威的支配的需求 ; 滿足新奇不平常新鮮的需求 ; 滿足安全穩定被認可的需求 ; 滿足為他人服務的需求 ; 刺激智慧及得到美成經驗的需求以及可安心獨自參與的需求歸納洪煌佳 (2002) 與陳中雲 (2001) 對休閒效益之不同層面探討 : ( 一 ) 教育效益 : 包含增進行為技能拓展知識領域刺激心智激發創意激發個人潛力培養多元興趣及促進活動技巧 ( 二 ) 心理效益 : 肯定自我獲得成就感, 自我滿足與實現消除緊張紓解壓力愉悅心情增添樂趣平衡精神情緒發洩情緒舒暢身心培養獨立性創造性思考啟發智慧及獲得特殊體驗等 ( 三 ) 生理效益 : 維持體能保持健康, 獲得休息消除疲憊達到身體放鬆調劑精神恢復精力及改善控制疾病等 ( 四 ) 社交效益 : 包含了解週遭事物促進和諧關係結交朋友體貼別人了解同伴的想法與同伴分享想法和同伴之間相處得更親近得到同伴的支持支持同伴的想法增進家人感情促進朋友四休閒參與相關研究 ( 一 ) 國人參與休閒現況根據行政院主計處之資料統計 (2010), 國人在參與各項休閒活動上皆有增加的趨勢, 在藝文活動部份, 國人出席藝文活動人次呈現上昇趨勢, 由 2002 年平均每人 3.2 次, 至 2010 年已提高至 7.5 次另外, 由於電視廣播及報章雜誌等大眾傳播媒體的方便性, 已是成為民眾最普遍從事的文化活動, 參與率 96.3 % 最高, 其他各類藝文活動類型中, 圖書館博物館等文化藝術機構與設施之參與率亦達 79.4%, 從事運動技藝閱讀小說園藝茶藝等生活藝術活動 (73.3 %) 再次之在遊憩觀光型的休閒旅遊部份, 活動人次亦呈現上昇趨勢, 由 2002 年平均每人國內旅遊 4.3 次, 至 2010 年已提高至 7.9 次, 出國旅遊之人次也有大幅成長, 出國目的地則以大陸港澳佔最多, 東北亞 19.0%, 東南亞 14.6%, 顯示 - 8 -

個人潛力培養多元興趣及促進活動技巧 ( 二 ) 心理效益 : 肯定自我獲得成就感, 自我滿足與實現消除緊張紓解壓力愉悅心情增添樂趣平衡精神情緒發洩情緒舒暢身心培養獨立性創造性思考啟發智慧及獲得特殊體驗等 ( 三 ) 生理效

18 國人出國主要是以近程旅遊為主, 佔總體之 91.2% 運動休閒部份,2010 年 13 歲以上人口有運動者占 80.6%, 以歲之運動參與之比率 82.1% 最高,30-39 歲 76.2% 最低,50-59 歲及 60 歲以上年齡組分別為 80.2% 及 78.2%,60 歲以上人口受體力衰退及健康影響, 運動比率亦隨之降低 ( 行政院主計處,2010) 國民健康局在民國 98 年針對臺灣地區居民運動行為進行調查, 調查對象為 18 歲以上居民, 樣本數共 19,576 位, 其中男性 9,173 位, 女性 10,403 位, 排除工作的勞動, 調查結果顯示有運動行為男性佔 56.9%, 女性則為 51.1%, 女性的運動行為略低於男性, 就新北市地區女性人口部份, 樣本數共 810 位, 有運動行為者佔 48.1%, 較全台灣地區女性低 ( 二 ) 休閒參與相關之研究結果吳秀玲 (2011) 以中部某醫學中心體系之地區醫院護理人員為主要對象, 探討護理人員休閒運動參與狀況, 護理人員參與休閒運動的頻率, 以每週 1 次者為多, 參與休閒運動的夥伴以家人為主 ; 休閒運動項目前五項依序為散步羽球爬山騎腳踏車及郊遊李美萱 (2004) 以醫學中心之護理人員作為研究對象, 其將休閒參與類型分為知識型藝文型運動保健型休憩型及社交型五類, 並依其參與的程度給予五個頻度 1-5 分, 研究結果發現護理人員休閒參與頻率偏低, 整體平均僅為 2.34 分, 而護理人員最常從事的休閒類型為休憩型活動, 活動前五項依序是看電視聽音樂閱讀書報雜誌上網及逛街最不常從事的休閒類型為運動保健型活動邱秀霞吳政崎 (2003) 則以台北地區醫院及診所的護理人員為研究對象, 探討台北地區護理人員從事休閒運動項目的現況, 研究結果顯示護理人員從事休閒運動最主要的目的為調劑身心, 從事休閒運動則受到年齡及婚姻因素之影響, 參與頻率以 30 歲以下的未婚者較高, 活動內容則以室內球類運動最為普遍, 休閒參與頻率則不受工作時段及薪資待遇的不同而產生差異劉慧婷 (2006) 以中國醫藥大學附設醫院之醫療人員為研究對象, 進行休閒生活型態憂鬱傾向與生活品質關係之研究, 研究將休閒型態分為工作為樂 - 9 -

位, 排除工作的勞動, 調查結果顯示有運動行為男性佔 56.9%, 女性則為 51.1%, 女性的運動行為略低於男性, 就新北市地區女性人口部份, 樣本數共 810 位, 有運動行為者佔 48.

19 者家庭本位者喜好運動者戶外遊憩者虛擬娛樂者人際導向者等六類, 研究結果顯示休閒生活型態對生活品質有顯著正向影響, 即愈重視休閒生活型態者其生活品質愈佳 ; 即愈重視休閒生活型態者其憂鬱傾向也愈低, 強調出休閒對於生活品質及心理健康之重要性湯美玲 (2010) 針對高雄縣國小教師進行休閒活動參與現況探討, 其休閒活動參以在家看電視閱讀報章雜誌聽音樂進修研習家族聚會為前五項, 且發現休閒活動參與會因不同背景變項如 : 性別年齡服務年資婚姻狀況子女數及家庭年收入等有顯著差異謝秀英 (2007) 係以台北縣高中教師為研究對象, 研究發現從事休閒運動時女性教師以每週參與 60 分鐘以內為居多 ; 選定的時間並非皆為假日 ; 參與的時段以下午和清晨為最多 ; 休閒支出則以元最多吳筱雯 (2005) 亦發現桃園縣國中已婚女性教師之休閒參與頻率屬中低參與, 較常從事家庭活動型休憩型及知識型的休閒活動 ; 較不常從事嗜好閒逸型及運動型的休閒活動涂鈺佩 (2011) 研究發現雲林縣國小教師休閒活動參與性最高之類別為娛樂性活動, 參與性最低之類別為藝文性活動, 超過 50 歲 ( 含以上 ) 的參與者其休閒效益顯著較高劉素萍 (2010) 指出臺北市國小教師的休閒參與頻率為中等程度, 最常參與的是閒逸型休閒活動 ; 且不同背景之國小教師其休閒參與存在差異周慶和 (2007) 則發現學校人員在休閒參與類型上以選擇靜態的輕鬆的不耗費太多體力的大眾媒體活動為主, 研究結果與國內鄭順聰 (2001) 王梅香 (2003) 孫謹杓 (2006) 等研究休閒參與之結果相似, 各研究的結果均以戶外活動最低綜合上述研究, 個人之不同背景變項對休閒參與的頻率及類型皆產生不同程度的影響, 而在參與休閒時則多數選擇室內活動及較不花費太多時間及體力的活動進行, 較少選擇運動型活動參與

年資婚姻狀況子女數及家庭年收入等有顯著差異謝秀英 (2007) 係以台北縣高中教師為研究對象, 研究發現從事休閒運動時女性教師以每週參與 60 分鐘以內為居多 ; 選定的時間並非皆為假日 ; 參與的時段以下午和清晨為最多 ; 休

20 第二節休閒阻礙一休閒阻礙之定義根據 Lewin (1951) 自社會心理學的角度對於阻礙所下的定義, 阻礙意指當個人行為受到經驗或知覺到的心理狀態以及外在的環境的抑制力量 ;Jackson (1990) 則將阻礙定義為抑制人們不去從事某些特定行為的理由, 並指出休閒阻礙是個人知覺或經驗被阻礙, 或被影響其從事休閒活動的原因, 休閒阻礙並非只造成不參與休閒活動之結果, 其亦會影響個人的休閒喜好, 而改變休閒參與 Grawford 及 Godbey(1987) 則將休閒阻礙定義為 : 個體主觀知覺不能喜歡或投入參與休閒活動之影響因素學者亦指出休閒阻礙休閒動機及休閒滿意間彼此關係密切,Kohlleppel (2002) 認為休閒動機會受個人特性人際關係社會環境等阻礙因素之干擾, 在休閒經驗的形成過程中, 當個體遇有阻礙因子時, 休閒動機與休閒阻礙亦常相互影響, 進而產生是否從事該休閒活動之結果休閒可以是非常空閒, 也可以無比忙碌, 可以很輕鬆, 也可以充滿刺激人們從事休閒活動時, 則也有時間及經濟上資源的限制 ( 李,2005) Jackson(1990) 又將休閒阻礙分為前致阻礙因素 (Antecedent) 及中介阻礙因素 (Intervening), 這兩者則以休閒偏好之形成與否做為區分, 影響偏好形成的因素則為前致阻礙因素, 如 : 性別角色情緒需求等, 中介阻礙則為影響已形成之偏好未能充分參與的因素, 如 : 費用同伴時間交通天氣等因素中介阻礙因素費用同伴時間交通天氣休閒活動偏好選擇性的休閒活動參與前致阻礙因素性別角色情緒需求圖休閒活動參與及休閒阻礙關係圖

義為 : 個體主觀知覺不能喜歡或投入參與休閒活動之影響因素學者亦指出休閒阻礙休閒動機及休閒滿意間彼此關係密切,Kohlleppel (2002) 認為休閒動機會受個人特性人際關係社會環境等阻礙因素之干擾, 在休閒經驗的形成過程

21 二休閒阻礙理論 Torkildsen(1986) 將個體參與休閒活動的因素分為 : 個人社會環境及機會三大類 ;Edington Compton 與 Hanson(1980) 則將影響個人參加休閒之阻礙因素分為九大項, 包括態度知覺訊息消費社會文化經濟健康經驗及建築阻礙等 ;Ellis 與 Rademacher (1987) 則認為任何限制個人經常性或持久性的休閒活動即為休閒阻礙, 並將其分為個人阻礙及環境阻礙兩大項 Crawford 和 Godbey 則在 1987 年將阻礙個體休閒喜好與休閒參與的影響因子分為個人內在阻礙人際間的阻礙及結構性阻礙三類 ; 並同時將這三個阻礙因子發展成休閒阻礙模式 : ( 一 ) 個人內在阻礙 Intrapersonal Constraint: 指個人因自身心理狀態及態度, 而影響了休閒偏好及休閒活動的參與程度, 如壓力憂鬱信念親屬與朋友間的態度理解技巧的能力活動適當性的主觀判斷以及休閒活動的效益 ( 二 ) 人際間阻礙 Interpersonal Constraint: 人際間的互動關係影響個人休閒偏好以及休閒活動的參與, 個人的休閒喜好與其是否擁有關係良好且休閒興趣相投的同伴有關, 當個人在缺乏休閒同伴的情況下, 將因其孤獨感而影響參與休閒活動之意願, 這種阻礙的因素直接影響休閒活動參與的程度, 也間接透過個人休閒偏好去影響活動的參與 ( 三 ) 結構性阻礙 Structural Constraint: 指影響個人休閒偏好與參與活動的外在因素包括家庭生命週期財務健康季節氣候條件時間安排結構上的阻礙則極易因高度喜好而克服 Crawford Jackson Godbey(1991) 又進一步指出此三種阻礙是以一個階層 (Hierarchical) 的方式來運作的決策過程模式, 個人在參與休閒活動發展的整個過程是依序發生的, 並清楚說明個人內在人際間以及結構性阻礙是有先後階層

22 性的, 模式如下 : 個人內在阻礙人際間阻礙結構性阻礙休閒喜好人際統合與協調參與或不參與圖休閒阻礙階層模式 Grawford, Jockson, and Godbye (1991) 休閒阻礙的層次是從最初的個人內阻礙人際性阻礙到最後的結構性阻礙階段, 每一個階段的阻礙都需要依序被克服才能面對接下來階段休閒阻礙是個體自主性的受限, 受到內在自我與外在環境的影響, 因而降低休閒活動的參與意願, 使內在動機的驅力減少, 更影響到個人實際參與休閒活動的意念與態度, 個人與休閒阻礙的協商結果並非是絕對的參加或不參加, 是否參與休閒並不是決定於阻礙的有或無, 而是在個人與阻礙間的協商過程, 協商可能參與的型態而非完全排除參與 (Jackson et al., 1993) 然而 Roymore Crawford Godbey 也進一步指出個體雖有休閒阻礙的存在, 仍然會有休閒參與, 休閒參與的確影響了個體參與時的選擇經驗, 但並非能完全的限制個體的休閒參與, 一但個體休閒之內在動機高時, 往往較能克服休閒阻礙問題, 達成從事休閒活動獲得需求滿足之目的 (Samdahl, Jeckubovich, 1997), 國內亦已有不少休閒相關之論文將此模式以驗證性因素分析來支持此理論三生命歷程對於休閒的影響生命歷程對休閒造成部份的影響與限制, 李力昌 (2005) 在休閒社會學一書中提及, 每個人在生命歷程中透過不斷的角色扮演進行社會化演進, 成人藉由休閒發展或維持其人際關係, 增長智能, 就青壯年期而言, 是人生當中的核心任務, 加上子女的出生, 對父母及社會的義務也隨之增加, 此階段可能是一般正式休閒活動時間最有限的時期, 在休閒的選擇上也傾向於以家庭為核心的娛樂與互動女性隨著子女開始學習獨立後, 往往較能重拾失落已久的休閒活動休閒則因生命歷程的經歷而產生不同的影響, 影響的範疇則包括 : 休閒資源互動對象活

23 動類型等 ( 表 2-2-1), 家庭關係的改變是社會型態的縮影, 互動對象的改變自然也影響了休閒的方式表生命歷程與休閒相關的變項變項青年中年早期中年晚期晚年休經濟中高高中 / 低閒時間中低中高資體能高中中低源休閒活動場域職場家庭學效職場家庭社團家庭職場社團家庭其他社會組織互動對象同事同學同事配偶親人同事親人朋友親人子女親人朋友活男性運動性愛親子活動旅訪友園藝看電視散步動型態女性戶外遊憩工藝嗜好網路逛街聊天性愛網路遊戶外遊憩性愛親子活動消費旅遊編織布置性愛瑜伽美容 SPA 散步親密關係訪友編織布置親密關係散步看電視閱讀志工散步註. 摘自休閒與家庭關係及生命歷程, 李力昌,2005, 休閒社會學四休閒阻礙相關研究休閒阻礙之研究除可增進研究者對休閒之各個複雜面向之瞭解並對於休閒各種觀點及議題提供新的認識外, 更可整合多方面的觀點, 並幫助個人瞭解在日常生活中影響個人休閒行為的眾多因子, 進而有助於休閒活動的安排及推廣, 以紓解身心壓力及促進身心健康吳秀玲 (2011) 以中部某醫學中心體系之地區醫院護理人員為研究對象, 進行休閒參與現況與阻礙之因素探討, 研究結果發現護理人員之休閒阻礙因素前五項依序為 : 工作繁忙家務繁忙醫院對休閒運動沒有適當的安排找不到一起參與休閒運動的同伴及場地器材設備不足或不完善等 ; 而不同的性別年齡工作時間在休閒阻礙存在顯著差異邱秀霞吳政崎 (2003) 以台北地區護理人員為研究對象, 發現其休閒運動阻礙最大為時間問

24 題佔 91.3%, 運動時需要協助事項則主要的以提供場地設施為主, 並建議醫療院所能廣闢運動休閒場所, 以方便護理人員在自由時問可就近從事活動, 舒解繁重的工作壓力周慶和 (2007) 以臺北市公立學校人員為研究對象, 其發現在休閒阻礙中最大之阻礙因素為結構性阻礙, 其次依序為個人內在阻礙及人際間阻礙, 而從影響休閒活動參與的因素項目來看, 最受阻礙前五項依序為 : 有其他責任在身家人的影響場所擁擠沒有時間及活動需要技巧湯美玲 (2010) 以高雄縣國小教師為對象, 針對教師之休閒阻礙進行探討, 並將休閒阻礙分為內在阻礙外在阻礙人際阻礙環境阻礙四個構面, 研究結果則以環境阻礙的影響最大, 內在阻礙最小劉翠華余守媚許芳玲李淑敏 (2010) 則發現臺北市公立托兒所教保人員之休閒阻礙以工作負荷最大, 缺乏滿足與支持最小 ; 而個人屬性之年齡工作年資婚姻狀況對於休閒阻礙則有顯著差異休閒阻礙對身心放鬆有顯著影響王敏政 (2009) 指出警察人員在休閒阻礙最高的前五項為放假不正常意願不高時間不足參加時天氣狀況休閒活動地點不適當 ; 在研究中發現警察人的個人基本屬性變項和休閒阻礙休閒參與及健康生活品質均有其不同程度差異性 ; 而警察人員的休閒阻礙休閒參與及健康生活品質各構面間, 大部分皆呈現顯著之相關性綜合上述休閒阻礙之研究, 研究對象包括各級學校教師護理人員警察人員等, 阻礙休閒之項目內容在各不同職業類別間雖不盡相同, 但多歸屬於 Crawford 和 Godbey 所定義之結構性阻礙為最高

25 第三節身心健康一身心健康之定義世界衛生組織 (World health Organization;WHO) 將健康定義為 A state of complete physical, mental and social well-being and not merely the absence of disease 其定義明確指出健康是一個完整的生理, 心理和社會的安適狀態, 而不是僅僅沒有疾病或不虛弱 ; 更進一步將心理健康定義為 A state of well-being in which every individual realizes his or her own potential, can cope with the normal stresses of life, can work productively and fruitfully, and is able to make a contribution to her or his community 意指在每一個人意識到他或她自己的潛力, 可以應付正常的生活壓力, 工作有成效, 並能夠使他或她的社會作出貢獻也有學者表示身心健康應該是一種生理上心理上均能發揮至高效率的狀態二身心健康測量及一般健康量表 (General Health Questionaire;GHQ) 測量身心健康常使用的量表包括 : 一般健康量表 GHQ 中國人健康量表 CHQ-12 SF-36 健康量表及生理 / 心理健康量表等, 量表之內容及不同構面則分述如表 2-3-1, 目前在醫護人員相關之身心健康相關之研究, 則多使用一般健康量表 GHQ-28 及 SF-36 健康量表, 而 SF-36 量表多用做為來健康生活品質之測量工具一般健康量表 (GHQ) 是 Goldberg 在 1978 年所提出的, 它已被翻譯成 38 種不同的語言, 證明了調查量表的有效性和可靠性, 而中文版本則是由張玨 (1985) 所編譯的 GHQ-28,GHQ 可以有效的評估出各種健康困擾以及任何引發困擾的因素, 可以瞭解一個人的心理健康, 而 GHQ-28 一般健康量表所評估出來的結果並不能被單一的運用, 尚須與個人其他的健康困擾或心理問題的訊息結合, 如 : 因病缺勤, 工作效率低下等 GHQ 是最常見的精神健康評估篩篩查工具, 用以檢測個人是否有或精神疾病的風險, 它是一種常見的精神健康問題的衡量, 內容包括身體症狀焦慮與失

26 眠社會功能障礙和嚴重憂鬱 GHQ 擁有各種使用版本 GHQ-12,GHQ-28, GHQ-30 及 GHQ-60 項, 而 GHQ-28 項, 是使用最廣泛的版本, 這不僅是因為時間上的考量, 也是因為 GHQ-28 被最廣泛的使用在其他人口, 可提供更有效的比較原始量表每個題項目都伴隨著四種可能的反應, 完全沒有比平常少而比平常多比平常多很多, 得分則從 0 到 3 分, 總分為 0 到 84, 共分為四個構面, 構面最後會使用替代的二進制評分的方法來評定個人是否具有心理疾病特值, 少於兩個症狀則為 0 分, 大於兩個症狀則為 1 分 ),28 和 30 項版本分類, 只要得分超過 4, 則表示具有精神疾病特值, 在不同的研究中, 信度係數從 0.78 到 0.95 不等 (Jackson, 2007) 張玨所編譯的中文一般健康量表則仍分為四個構面, 但各題得分則從 1 到 5 分, 總分 28~140 分, 得分越高表示造成個人身心健康困擾越大, 身心健康情形越差 GHQ 是簡單的健康管理方式, 其優點是因其可輕易完成, 被廣泛應用在許多的研究, 故可容易與其他研究得到的結果進行比較表身心健康量測量工具統整表量表名稱編修者內容說明一般健康量表 (General Health Questionaire ;GHQ) 張玨 (1985) 參考 Goldberg (1978) 所發展之 GHQ-28 量表所編制, 了解一個人最近一個月的一般的心理問題及身心健康情形量表共 28 題, 四構面 : 1. 生理狀況 2. 焦慮和失眠 3. 社會功能障礙 4. 嚴重憂鬱分數愈高代表身心健康狀況愈差中國人健康問卷 (Chinese Health Questionaire ;CHQ) 鄭泰安 (1985) 等人量表分為兩種版本, 原始量表分為 30 題與 12 題, 是修正於一般健康量表 (GHQ) 的華文心理健康評估工具量表共分四構面 : 1. 身體症狀 2. 焦慮 3. 社交障礙 4. 憂鬱分數愈高表示心理健康狀況愈差, 相對身體症狀等功能也較不佳 ( 接下頁 )

27 表身心健康量測量工具 ( 續 ) 量表名稱編修者內容說明健康生活品質調查表 SF-36 量表 (International Quality of Life Assessment Shoet Form-36, IQOLA SF-36) Dr. John 測量包含八個面向八個面向分別命名為 : Ware 等關於健康概念的量 1. 生理功能人 (1990) 生理 / 心理健由 Ware, 康量表 Kosinski (Medical and Outcome Keller Study; (1994) MOS): 所發展註. 資料來源 : 本研究整理. 表, 亦可整合成生 2. 身體疼痛理健康及心理健康 3. 因身體健康所導致的角色限制兩大構念, 目前已 4. 一般健康狀況授權盧瑞芬博士翻 5. 心理健康譯成台灣版本 6. 活力狀況 7. 社會功能 8. 因情緒導致角色限制共 36 題, 分數愈高代表生活品質愈佳共計 12 題, 廣泛生理構面包含 : 用於評估一般大眾 1. 身體功能健康狀況與生活品 2. 身體角色質, 測量一個月的 3. 肉體疼痛生理 / 心理健康狀 4. 整體健康況心理構面包含 : 1. 精神狀況 2. 社交功能 3. 情緒角色 4. 心理健康三身體質量指數與身體健康行政院衛生屬以國民之身高體重身體質量指數做為國民健康狀況之指標, 並對居民之健康體位及肥胖症狀進行調查, 依 97~99 年之統計資料, 台灣地區 19 歲以上成人之肥胖盛行率約為 38.4%, 而近期之調查更有提高之趨勢, 就國民健康局最新統計發現, 我國成年男性體重過重或肥胖者已達 51%, 女性則達 36%( 國民健康局,2012), 肥胖與身體健康息息相關, 在國人十大死亡原因中則有 8 項與肥胖有關, 研究顯示體重過重或是肥胖 (BMI 數值過高 ) 的人, 罹患糖尿病高血壓中風心血管疾病代謝症候群骨性關節炎乳癌大腸癌等慢性疾病的風險與死亡率比健康體重的人要高 ; 而世界衛生組織也以 Globesity

28 一詞用來表示肥胖已經是全球性的流行病, 並迅速地在世界各地形成一個重大的健康問題, 超重和肥胖使慢性疾病的患病率增加, 嚴重影響身體健康, 而國人體重過重及肥胖的比率仍在上昇中, 極須加強防治, 國民健康局在民國 100 年舉辦了健康 100 臺灣動起來之健康體重管理計畫, 預計全民減重 1,100 噸, 依據參加者前測資料顯示, 體重過重及肥胖者佔 67.0% 體內脂肪量是健康體適能的一項有效指標, 體內脂肪過高則是許多疾病的徵兆, 而身體質量指數與身體脂肪則有最好的相關性, 是一個相當可靠的身體肥胖指標 (Mei et al.,2002), 世界衛生組織也建議使用身體質量指數 (Body Mass Index, BMI), 用來篩選重量的分類及可能會導致健康問題身體質量指數 (BMI) 則是從一個人的體重和身高所計算出來的數字, 其計算方式如下 : BMI = 體重 kg / 身高 ( m 2 ) 由於 BMI 價格低廉易於執行, 是一種可篩選出可能導致身體健康問題之體重的簡易方法 BMI 國際分類則依據世界衛生組織 (WHO) 專家所制定之切點加以分類 ( 表 2-3-2), 當 BMI<18.05 則為體重過輕 ;BMI 界於為健康體重, 當 BMI 則為體重過重, 若 BM I 則屬肥胖, 肥胖等級則再依不同的 BMI 數據加以分級, 共可分為 Obese class I Obese class II Obese class III BMI 是一種方便的篩選工具, 用來確定成年人可能的體重問題, 然而, 它不是一個診斷工具, 一個人 BMI 可能因為多餘的體重產生較高的數據, 所代表的乃是一種健康風險, 是否可確定是一種健康問題, 則需要專業醫療服務提供者進行進一步的評估這些評估可能包括皮脂厚度測量, 飲食, 體力活動, 家族史, 以及其他適當的健康檢查

29 表身體質量指數 BMI 國際分類 Classification BMI(kg/m 2 ) Principal cut-off points Additional cut-off points Underweight <18.50 <18.50 Severe thinness <16.00 <16.00 Moderate thinness Mild thinness Normal range Overweight Pre-obese Obese Obese class I Obese class II Obese class III 註. Source: Adapted from WHO, 1995, WHO, 2000 and WHO 四護理人員身心健康及休閒參與相關研究影響護理人員身心健康的因素複雜, 陳嘉慧 (2005) 以護理人員為研究對象, 探討其壓力休閒調適與健康, 研究結果發現壓力與健康呈現負相關, 即護理人員之壓力越大, 則健康情形越差, 而休閒調適與壓力之交互作用, 對健康具有緩衝之效果, 研究指出休閒在護理人員的生活中扮演重要調適身心的角色, 休閒調適對壓力和健康之間的關係具有干擾效果曾冠華 (2006) 以 504 名區域醫院護理人員為研究對象, 進行自覺健康狀態與離職傾向之研究, 以 Short Form-36 測量護理人員身心健康狀況, 結果顯示護理人員在各構面的健康狀況皆比台灣女性常模分數低, 身心健康與離職傾向有顯著關係, 身心健康狀況越差的護理人員, 離職傾向越明顯王佳慧李碧霞鄭綺高靖秋楊勤熒蔡仁貞 (2006) 以台北市兩家教學醫院之 99 位護理人員為研究對象, 調查護理人員疲倦活力度健康促進生活型態及健康相關生活品質, 以健康促進生活量表及 SF-36 量表為研究工具, 研究結果指出在健康相關生活品質的八個構面中, 以活力得分最低, 其次為一般健康及心理健康, 年齡與工作年資則與健康生活品質的一般健

30 康活力社會功能心理健康呈正相關, 人際支持發展則與社會功能心理健康及一般健康呈正相關, 在健康促進生活型態之五個構面中, 以職場安全最高, 其後則依序為自我實現人際支持發展均衡飲食及運動保健, 運動保健項目之得分最低, 有 88.98% 受試護理人員每週運動次數為 0~1 次, 僅 11.11% 每週有規律運動 2~3 次向肇英李介至鄭素月 (2011) 以北部某區域教學醫院年資滿三個月的 430 位護理人員為研究對象, 調查臨床護理人員社會支持工作困境與健康狀態情形, 健康狀態則以華人身心健康量表 CHQ-12 為工具, 研究結果發現護理人員的社會支持越高, 工作困境越少, 健康狀態則越佳, 在背景變項部份, 則發現護理人員之年齡年資與身心健康及憂鬱程度呈負相關, 年資淺者之身心健康狀況較差, 憂鬱程度則較高由於資淺者之比資深者有較高的工作困境, 故容易感到工作負荷及身心疲憊, 而影響身心健康, 在馮等 (2003) 研究中則發現, 資淺者所受的的社會支持較高, 與其他之研究結果不同, 推論可能因該院安排新進人員支持團體有關謝良博邱華慧王素美陳妮婉 (2011) 以某區域醫院之護理人員為研究對象, 調查身心健康情況, 發現護理人員罹患慢性頭痛的比率為 44.0%, 與輪夜班有顯著相關, 輪值夜班者頭痛比例較高, 有 26.7% 護理人員有憂鬱症狀, 其中有 8.7% 處於嚴重憂鬱狀態謝政龍 (2008) 則以彰化市秀傳紀念醫院之正職護理人員為研究對象, 探討護理人員的休閒參與工作壓力及身心健康之現況, 結果發現不同背景變項之護理人員其對於休閒活動參與之選擇有明顯的差異, 護理人員工作壓力最主要來自於輪班制度所造成時間運用的壓力, 而影響私人生活, 不同背景變項之護理人員身心健康亦達顯著差異及顯著相關張議露 (2006) 以台南地區醫學中心區域醫院與地區醫院三大類醫院的護理人員進行研究調查, 發現護理人員休閒類型之參與頻率以大眾媒體類居多, 其次為社交活動類, 而以運動活動類為最少, 休閒參與則會依不同的醫院層級班別年齡及工作年資之不同而有差異, 在各類活動中, 白班在戶外活動文化活動嗜好活動之參與高於小夜班大夜班及輪班

31 制人員不同背景變項之護理人員, 在身心健康上達顯著差異, 身心健康情況則受科別班別職位年資及年齡不同而有差異, 夜班及輪班制護理人員之焦慮失眠狀況及生理狀況皆不如白班護理人員, 發生社會功能障礙情況則以輪班護理人員顯著高於白班護理人員, 護理人員之工作壓力對身心健康具顯著影響, 整體休閒參與及身心健康之關係, 其統計分析並未達到顯著, 此研究結果則與其他研究不同陳雅慧 (2009) 以衛生署台東醫院護理人員為研究對象, 探討護理人員工作壓力休閒活動參與及身心健康之狀況, 結果發現護理人員休閒活動參與程度處於很少及有時參與之間, 身心健康健康狀況處於普通及好之間 ; 不同背景變項之婚姻狀況子女人數科別年收入等, 對休閒參與則有顯著之差異, 未婚者無子女者手術室工作者年收入萬者之休閒參與度較高 ; 不同背景變項之班別及年收入, 對身心健康則有顯著差異 ; 固定大夜班者年收入萬者之身心健康狀況較差, 顯示輪班制及收入對於護理人員之影響, 該研究亦發現工作壓力與休閒活動參與並無顯著相關, 與其他研究不同, 而休閒活動參與之於身心健康則有顯著之正相關, 休閒活動參與頻率越高, 其身心健康狀況越好工作壓力與身心健康呈顯著負相關, 工作壓力越大, 身心健康狀況則越差林明芳 (2011) 以精神科護理人員為對象, 工作壓力對於精神科護理人員的健康有顯著負向影響 ; 休閒因應策略對休閒參與有正向顯著影響 ; 休閒參與對於身心健康有顯著正向影響何慧菁等 (2010) 以南部三家區域教學醫院員工為對象, 發現護理人員之身心健康狀遠差於醫師及其他員工, 基本屬性之婚姻狀況職稱科室輪班造成睡眠障礙等項目與身心健康達顯著差異, 並期望醫療院所能針對員工壓力源尋求抒解之道, 提供舒壓或促進健康之活動安排, 藉以促進員工的生理心理健康提升工作績效與滿意度, 從而提高醫療服務品質 ; 李葆瑋 (2006) 則發現醫學中心之護理人員之年齡工作科別及與年收入與自覺身心健康狀況有顯著差異吳珠枝 (2006) 以台北榮總護理人員為研究對象, 進行不同運動環境

32 中身體活動健康效益之研究, 結果發現身體活動對生理心理及整體健康具有正向的健康效益, 身活動在生理生化檢驗值中 BW( 體重 ) BMI( 身體質量指數 ) CHOL( 膽固醇 ) 達顯著差異,SF-36 健康生活品質量表中 SF( 社會功能 ) PCS ( 生理健康面向 ) MCS( 心理健康面向 ) SF36( 整體健康 ) 達顯著差異吳水丕李青穎 (2012) 以台北市開業藥局藥師為研究對象, 調查 169 位藥師之休閒行為與身心健康, 發現開業藥局藥師身心健康普遍良好, 不同性別婚姻狀況子女人數服務年資在身心健康上有顯著差異, 而在身心不適與休閒行為各項則為低度正相關賴育民黃雪莉蔡宗益 (2012) 以台灣 542 位醫院正職醫療從業人員為研究對象, 探討憂鬱情緒之相關因素, 結果發現年齡越輕組織支持度低具睡眠困擾無運動高壓力工作者為憂鬱反應之高危險群, 當個人睡眠出現障礙時, 其發生憂鬱反應之比例較高 ; 而無運動者出現憂鬱反應的風險也較運動者高出 85%, 高壓工作者出現憂鬱情緒之勝算比則是低壓工作者的 2.53 倍, 而當員工能感受到組織支持 (perceived organizational support) 時, 越能與組織目標融為一體, 從中衍生出回報意識 (reciprocity norm), 會激發出員工較高的組承諾和正向工作滿意度, 也較不會出現負面情緒綜合以上研究, 身心健康因個人背景變項不同而有不同程度之影響, 年齡年資婚姻狀況子女科別班別職位年收入輪夜班皆是影響身心健康之因子, 而工作壓力社會支持睡眠困擾運動等亦會影響護理人員之身心健康, 研究也共同指出休閒在護理人員的生活中扮演重要調適身心的角色, 可促進身心之健康

33 第參章研究設計與方法第一節研究流程一研究流程本研究流程在確認研究主題後開始擬定研究計劃, 收集相關文獻建立研究架構完成問卷初稿後開始進行預試問卷與修正正式問卷調查資料處理結果分析討論以及結論與建議, 歸納整理如圖顯示擬定研究計劃文獻探討分析休閒參與 1. 運動型 2. 社交型 3. 文化型 4. 個人嗜好 5. 娛樂型 6. 遊憩觀光型休閒阻礙 1. 個人性阻礙 2. 人際性阻礙 3. 結構性阻礙身心健康 1. 生理狀況 2. 焦慮和失眠 3. 社會功能障礙 4. 嚴重憂鬱 5. 身體質量指數建立研究架構擬定問卷初稿問卷預試與修正卷正式問卷調查卷資料處理結果分析討論卷結論與建議圖研究流程圖

34 二研究問卷發放步驟 : 資料收集來源為北區某醫學中心淡水院區護理部所屬單位之年滿 20 歲且到職滿 3 個月之全職護理人員, 排除半職人員, 於研究進行前, 取得醫院倫理委員會同意書後始開始進行, 由計畫主持人對單位護理主管說明研究目的方法資料填寫方式及問卷之類別題數及填答所花費時間約需分鐘, 再徵得護理人員同意簽署受試者同意書後, 採不記名方式於各單位進行問卷調查, 資料收集時間自民國 2012 年 7 月至 2012 年 8 月止, 於問卷回收後進行統計, 以瞭解護理人員之休閒參與休閒阻礙及身心健康等情況情形第二節操作性定義一護理人員 : 領有護理人員專業證照, 年滿 20 歲, 且到職滿三個月的全職護理人員二背景變項 : 年齡婚姻子女工作年資科別職稱輪班方式班別年收入居住狀況三休閒參與 : 個體在過去 6 個月, 個人運用可支配自由時間中, 實際從事休閒活動之類型及頻率類型包括 : 運動型社交型文化型個人嗜好娛樂型及遊憩觀光型等六種四休閒阻礙 : 係指個體主觀之絕不能喜歡或投入參與休閒活動之影響因素, 包括結構阻礙個人阻礙及人際阻礙等三種型態五身心健康 : 指一個完整的生理, 心理和社會的安適狀態, 而不是僅僅沒有疾病或不虛弱, 其內容包括 : 生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱等四種型態之健康狀態

35 第三節研究架構研究依據研究背景動機與目的及相關文獻探討提出研究架構 ( 如圖 3-3-2) 背景變項年齡婚姻子女工作年資科別職稱輪班方式班別年收入居住狀況休閒參與 1. 運動型 2. 社交型 3. 文化型 4. 個人嗜好 5. 娛樂型 6. 遊憩觀光型身心健康 (1) 生理狀況 (2) 焦慮和失眠 (3) 社會功能障礙 (4) 嚴重憂鬱參考指標身體質量指數 (BMI) 休閒阻礙 1. 個人性阻礙 2. 人際性阻礙 3. 結構性阻礙圖研究架構圖

36 第四節研究對象與實施一研究對象本研究為橫斷式研究設計, 研究對象以北部某醫學中心淡水院區之護理人員為研究對象, 研究中所稱之護理人員, 係指年滿 20 歲且到職滿三個月之全職護理人員, 不包括半職人員, 該院區符合抽樣對象之全職護理人員總數約為 719 人二抽樣方法本研究對象之母群體總數共有 719 人, 抽取之樣本數依據學者 Lodico Spaulding 與 Voegtle (2006) 等人認為問卷調查之抽樣程序中, 若母群總數為 400 人抽取樣本應佔全部母群的 40%(160 人 ); 若母群體超過 1000 人, 抽取的樣本數約佔母群體的 20%(200 人 ); 而學者 Dillman(2000) 則以統計學的觀點, 加上以抽樣誤差與母群體大小來估算抽取樣本數, 依照已知母體之抽樣公式如下 : N SAMPLE = (N P )(P)(1-P) (N P -1)(E/C) 2 +(P)(1-P) 本研究依此公式估算, 當 C 為標準 95% 信賴區間的 Z 值 (1.96), 顯著水準 α 定為 0.05,E 抽樣誤差為 ±5%, 所計算之樣本數約為 255 人即達應有樣本數, 以回收率 85% 估算, 共須抽取 305 人抽樣方式則採分層隨機比例抽樣, 先將母群體依不同科別做為分層, 再依各層所佔母群體的比例進行樣本之抽取, 樣本抽取之各科別分層比率如表所示三預試問卷本研究問卷內容在完成之後, 於取得醫院倫理委員會同意書後始開始進行, 共發放 75 份預試問卷, 有效回收率 100%, 未有無效問卷, 預試問卷回收後, 隨即將資料依序進入信效度考驗, 信度考驗使用 Cronbach s α 係數檢測量表之內部一致性, 效度考驗則使用項目分析因素分析, 取得量表之鑑別度及因素負荷

37 量, 確認量表之題項及內容後, 將研究問卷修訂完成正式問卷四正式問卷於正式問卷修訂完成後, 依各科別所佔之比例進行抽樣, 以回收率 85% 計算, 科別人數低於 30 人者, 則全部列入取樣對象, 共發出 305 份問卷, 內科 : 34 份腫瘤科 :58 份精神科 :26 份外科 :71 份婦兒科 :39 份, 急護科 68 份, 護理部 :9 份, 於 101 年 7 月 15 日 ~8 月 20 日進行, 共回收 294 份, 刪除 9 份無效問卷, 有效問卷共 285 份, 有效回收率 93.44% 表研究樣本分布及回收情形科別各科全各科抽樣回收各科有效名稱職人數百分比人數份數回收率回收率內科 % % 腫瘤科 % % 外科 % % 精神科 % % 婦兒科 % % 急護科 % % 護理部 % % 合計 % % 93.44% 第五節研究工具本研究採問卷調查方式收集資料, 研究工具之問卷內容可分為四個部份 : 休閒參與量表休閒阻礙量表身心健康量表及個人基本資料, 有關量表細節分別說明如下一休閒參與量表本研究之休閒參與問卷係參考 Ragheb (1982) Kleiber 與 Mannell (1997) 之分類及王梅香 (2003) 鄭順璁 (2001) 許豐祺 (2009) 之休閒參與研究量表, 經修改後編製而成, 將休閒活動類型分類為 : 運動型活動社交型休閒活

38 動文化型休閒活動個人嗜好活動娛樂型休閒活動及遊憩觀光型休閒活動等六項做為休閒類型之選項, 問卷內容包括 : 參與類型及參與頻率本研究評量方法採用李克特氏等量表尺度 (Likert scale) 作為評分基礎, 依序給 1 至 4 分, 由 1 代表從未參加 ;2 代表很少參加, 表示每月平均參加過 1-2 次以下休閒活動 ;3 代表有時參加, 表示每月平均參加過 3 至 4 次休閒活動 ;4 代表較常參加, 表示每月平均參加過 5 次以上休閒活動所獲得分數越高, 表示其休閒參與頻率程度越高問卷於預試後隨即對量表內進容進行項目分析, 分別以獨立樣本 t 考驗取得各題項之 t 值為決斷值, 分析結果各題項皆 >3.0, 表示題項的鑑別度佳, 在題項與總分之相關部份, 各題項與總分之相關係數皆 >0.4, 表示各題項與總量表之同質性高, 故無須刪除題項, 隨後進行因素分析取得各題項之因素負荷量 ( 表 3-4-1), 可解釋的總變異量達 58.23%, 顯示有良好之建構效度信度分析則透過 Cronbach s α 係數檢測量表之內部一致性, 取得總量表之 Cronbach s α 係數為在正式問卷施測後之信效部分, 總量表之 Cronbach s α 係數為 0.725, 因素分析之取樣適切性量數 KMO 為屬適切性佳,Bartlett 球形檢定則達顯著 (P<0.000), 各題項之因素負荷量可解釋的總變異量則達 59.21%, 建構效度良好表休閒參與量表之因素分析休閒活動類型休閒活動項目決斷值因素負荷量運動型騎車爬山健走球類水上活動鍛鍊型及其他體育活動社交型家族聚餐朋友聚餐聯誼社團活動宗教社團聚會文化型參觀展覽欣賞表演逛書店上圖書館讀書會演講個人嗜好攝影繪畫寫作手工藝園藝等活動娛樂型大眾媒體電視電影雜誌上網逛街購物唱 KTV 遊憩觀光型散步野餐露營溫泉國內外旅遊等戶外旅遊活動

39 二休閒阻礙量表本研究所使用之休閒阻礙量表係採用 Roymore Crawford Godbey& Von Eye(1993) 所編制的休閒阻礙量表 (Leisure Constraints Statement, LCS) 進行修訂, 量表已取得原作者使用同意 ( 見附錄二 ), 此量表乃依據休閒阻礙理論編製而成, 已具有良好的內容效度及建構效度, 原量表將休閒阻礙分為 : 個人內在阻礙人際間阻礙及結構性阻礙三個構面, 每構面 7 題, 共計 21 題 ( 原文請見附錄一 ), 修訂量表時經由訪談歸納 20 位護理人員常遭遇之休閒阻礙, 發現有四項重要阻礙未納入量表之中, 故於原量表加入護理人員屬性之問項共 4 題 ( 第 8 題 16 題 17 題及 25 題 ), 量表總計共 25 題 ( 如表 3-4-2) 計分方式以 Likert 四點尺度量表計分, 從 1= 完全不同意 2= 少部分同意 3= 大致上同意 4= 完全同意, 三個構面分數是由各構面裡題目之得分加總平均而來, 分數愈高表示該構面之阻礙愈大, 反之則愈小, 而整個量表分數累計愈高, 代表對於休閒的阻礙也愈大, 反之休閒阻礙愈不受影響由於此量表尚未有研究針對護理人員進行施測, 故於預試問卷回收後, 隨即進行統計分析, 以 Cronbach s α 考驗問卷之信度, 並取得因素分析累積解釋之總變異量, 考驗量表之效度問卷測試後之項目分析則將量表依高分組 ( 前 27% ) 和低分組 ( 後 27%) 在每一題得分的平均數進行差異比較, 檢定取得各題項之 t 值為決斷值, 分析結果除第 5 題外, 各題項皆 >3.0, 表示題項的鑑別度佳, 在題項與總分之相關部份, 各題項與總分之相關係數皆 >0.4, 表示各題項與總量表之同質性高, 考量刪除第 5 題後之 Cronbach s α 係數降低, 且該醫學中心為長老教會醫院, 宗教信仰亦為重要題項, 故考量後題項全數保留隨即透過因素分析主成份分析法之最大變異法進行轉軸, 取得量表之因素負荷量及可解釋的總變異量, 各題項之因素負荷量如表所示, 各題項之因素負荷量皆 >0.45 可解釋的總變異量為 73.80%, 顯示量表有良好的建構效度, 信度分析則透過 Cronbach s α 係數檢測量表之內部一致性, 取得 Cronbach s α 係數為.913, 各構面間的 Cronbach s α 係數則介於.78~.86 之間

40 正式問卷之信效部分, 總量表之 Cronbach s α 係數為.909, 各構面間的 Cronbach s α 係數則介於.806~.858 之間, 因素分析之取樣適切性量數 KMO 為屬適切性佳,Bartlett 球形檢定則達顯著 (p<.05), 各題項之因素負荷量可解釋的總變異量則達 64.89% 表休閒阻礙量表項目分析及因素分析構面題項決斷值 α 係數因素負荷量個人內在阻礙 1. 我因為太內向, 而不去參加休閒活動我因為家人的影響, 而不去參加休閒活動我因為自己對該活動感到不自在, 而不去參加休閒活動我因為受朋友的影響, 而不去參加休閒活動我因為自己的宗教信仰, 而不去參加休閒活動我因為在意別人在活動中對我的看法, 而不去參加休閒活動我因為活動需要太多技巧, 而不去參加休閒活動人際間阻礙 8. 我因為過於疲累沒有足夠的體力, 而不去參加休閒活動我的朋友住得太遠, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有時間, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有足夠的金錢, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友有許多家庭責任, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有足夠的資訊, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有足夠的技能, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有交通工具, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友排班無法配合, 無法和我一起參加休閒活動結構性阻礙 17. 我的朋友過於疲累沒有足夠的體力, 無法和我一起參加休閒活動我因為休閒場所太擁擠, 而不去參加休閒活動我因為有其他責任在身, 而不去參加休閒活動我因為沒有交通工具, 而不去參加休閒活動我因為沒有充足的資訊, 而不去參加休閒活動我因為休閒的設施不完善, 而不去參加休閒活動我因為沒有時間, 而不去參加休閒活動我因為沒有足夠的金錢, 而不去參加休閒活動我因為排班無法配合, 而不去參加休閒活動

41 三身心健康量表本研究所指之身心健康乃為自覺身心健康, 由於護理人員之排班乃採月排班制度, 每月輪值的班別不同, 對身心的影響也可能不同, 故在考量後採用張珏 (1985) 所編譯 Goldberg and Hillier (1979) 的一般健康量表 (General Health Questionnaire;GHQ ) 來瞭解一個人最近一個月的身心健康情形, 由於此量表為負向量表, 各構面之命名皆為身心不健康之用詞, 代表其身心健康之困擾, 內容構面分共為 (1) 生理狀況 (Somatic Symptoms);(2) 焦慮和失眠 (Anxietyand Insomnia);( 3) 社會功能障礙 (Social Dysfunction);( 4) 嚴重憂鬱 (SevereDepression) 構面, 量表亦已取得使用同意書 ( 見附錄三 ) 問卷內容如表所示, 計分方式以 Likert 五點尺度量表計分,1= 完全沒有 2= 極少 3= 偶爾 4= 經常 5= 總是, 得分越高, 代表身心健康之困擾越高, 身心健康情況越差 ; 得分越低, 代表身心健康困擾越低, 健康狀況越好問卷於測試後針對量表內容進行項目分析, 將量表依高分組 ( 前 27% ) 和低分組 ( 後 27%) 在每一題得分的平均數進行差異比較, 檢定取得各題項之 t 值為決斷值, 分析結果各題項皆 >3.0, 表示題項的鑑別度佳, 在題項與總分之相關部份, 各題項與總分之相關係數皆 >0.4, 表示各題項與總量表之同質性高, 故題項全數保留, 並透過因素分析主成份分析法之最大變異法進行轉軸, 取得量表之因素負荷量及可解釋的總變異量, 各題項之因素負荷量如表 3-5-3, 可解釋的總變異量為 71.52%, 顯示量表有良好的建構效度,Cronbach s α 係數為.95, 各構面間的 Cronbach s α 係數則介於.88~.91 之間張議露 (2011) 亦以此量表以護理人員為對象進行因素分析, 因素所得累積解釋總變異量為 68.65%, 表示此量表確實適用於護理人員正式問卷之信效度部分, 總量表之 Cronbach s α 係數為.964, 各構面間的 Cronbach s α 係數則介於.874~.946 之間, 因素分析之取樣適切性量數 KMO 為屬適切性佳,Bartlett 球形檢定則達顯著 (p<.05), 各題項之因素負荷量可解釋的總變異量則達 71.26%, 建構效度良好

42 表一般健康量表項目分析及因素分析衡量題項構面因素決斷值 α 係數負荷量 1. 最近一個月來我覺得身體非常不好最近一個月來我覺得精力耗竭, 需要服用一些提神藥物生 3. 最近一個月來我有生病的感覺理 4. 最近一個月來我覺得心情不好, 沒辦法應付周遭的事狀 5. 最近一個月來我頭部常常疼痛況 6. 最近一個月來我頭部有壓迫感煩悶感最近一個月來我突然的發冷或發熱 ( 與天氣無關 ) 最近一個月來我因過度擔心而無法入眠焦 9. 最近一個月來我無法進入熟睡慮 10. 最近一個月來我覺得不斷在壓力中和 11. 最近一個月來我覺得不耐煩且易發脾氣失 12. 最近一個月來我沒有任何理由而突然害怕恐懼眠 13. 最近一個月來我常為瑣碎事煩心最近一個月來我常感到緊張不安最近一個月來我覺得自己無法充分利用時間社 16. 最近一個月來我覺得自己做事拖泥帶水會 17. 最近一個月來我覺得事情做得不夠好功 18. 最近一個月來我不滿自己的工作表現能 19. 最近一個月來我覺得自己雖然做了不少事, 但於事無補障 20. 最近一個月來我覺得自己無法做決定礙 21. 最近一個月來我覺得我不喜歡日常活動最近一個月來我覺得自己是個一文不值的人最近一個月來我覺得人生無望, 對事對物皆失去興趣嚴 24. 最近一個月來我覺得人生很無意義重 25. 最近一個月來我有想毀滅自己的傾向憂 26. 最近一個月來我發現自己因焦慮不安而無法做事鬱 27. 最近一個月來我會想到自己已經死去或離開世俗最近一個月來我發現我常有尋死的念頭

43 四基本背景變項人口統計變項係指研究對象之經濟社會背景資料,Kotler(1998) 指出人口統計變項可分為年齡性別家庭人口數家庭生命週期 ( 婚姻狀況 ) 收入職業教育程度宗教信仰總族及國籍等八類本研究則依此分類並考量護理人員之特性, 背景變項分別包含表所列之個人基本背景變項 : 年齡婚姻狀態子女年資科別職稱輪班方式近一個月班別年收入居住狀況等十項, 在輪班方式之花班制則意指在一個月中會輪替多種不同之班別, 最短為 1~2 天更換一次班別, 最長則為 6 天另外收集受試者之身高體重資料, 計算出身體質量指數, 進行統計分析做為身體健康之客觀數據之參考表個人基本背景變項內容基本資料選項題號出生年月實際填答 1 婚姻狀態已婚未婚其他 2 子女數實際填答 3 工作年資實際填答到職日期 4 所屬科別內科腫瘤內科外科婦兒科急護科 5 職稱護理師組長小組長護理長級以上主管 6 輪班方式不需輪班月固定制花班制 7 班別指近一個月班別 8 白班小夜班大夜班不固定年收入 60 萬萬 71~80 萬 81~90 萬 91 萬 9 居住狀況醫院宿舍與家人同住在外居住 10 身高實際填答 11 體重實際填答

44 第六節資料處理與分析本研究資料處理內容分述如下 : 一本研究將問卷所得到的資料, 以先剔除作答不完整之問卷, 編碼後輸入電腦, 以 SPSS for Windows 17.0 統計套裝軟體進行分析二本研究統計考驗之顯著性, 皆採 α=.05 之水準三統計分析 : 本研究以 SPSS 統計軟體對資料進行分析及檢驗, 概述如下 : ( 一 ) 描述性統計本研究以描述性統計分析說明護理人員在不同人口統計之背景變項休閒參與休閒阻礙及身心健康等各問項之次數分配百分比平均數及標準差等, 藉以檢視各變項的分配情形, 並將結果排序分析 ( 二 ) 單因子變異數分析本研究以單因子變異數來檢測不同背景變項之年齡婚姻子女科別職稱年資年收入輪班方式及居住方式與休閒參與休閒阻礙及身心健康間是否存在顯著差異, 若達到顯著差異時, 以雪費事後比較法 (Scheffe's method) 進行多重比較以瞭解是否有組間和組內之差異存在 ( 三 ) 皮爾森積差相關本研究以皮爾森積差相關來檢測休閒參與休閒阻礙及身心健康間是否存在相關程度 ( 四 ) 信度分析本研究問卷之信度將透過 Cronbach s α 係數檢測量表之內部一致性及穩定性,Cronbach s α 係數 >.8 以上則為信度佳 ( 五 ) 項目分析問卷於預試後對量表內容進行項目分析, 將量表依高分組 ( 前 27% ) 和低分組 ( 後 27%) 在每一題得分的平均數進行差異比較, 檢定取得各題項之 t 值為決斷值, 並求出各題與量表總分之相關系數

45 ( 六 ) 因素分析透過因素分析主成份分析法之最大變異法進行轉軸, 取得量表之因素負荷量及可解釋的總變異量 ( 七 ) 迴歸分析透過階層迴歸分析檢定背景變項休閒參與休閒阻礙對總身心健康及各構面是否有顯著的解釋力, 及可解釋的變異量

46 第肆章研究結果與討論本研究共發出 305 份問卷, 回收有效問卷 285 份, 有效回收率 93.44%, 於施測後以 SPSS17.0 軟體進行資料統計分析第一節背景變項資料分析本研究之人口統計基本資料分為一般背景變項及工作特性兩部分進行描述, 由於研究收案對象之性別皆為女性, 故未將性別納為變項, 一般背景變項為 : 年齡婚姻子女年資年收入及居住狀況等, 工作特性之背景變項則包括 : 科別職稱輪班方式班別, 以下將分別進行描述一一般背景變項 ( 一 ) 年齡受試護理人員之年齡介於 21~54 歲之間, 平均年齡 31.8 歲 (SD=7.76), 年齡層之分布則以 21~28 歲最多, 佔 43.77% 其次為 29~36 歲佔 33.81% 37~44 歲及大於 45 歲則分別佔 12.46% 及 9.96%, 如表所示表護理人員年齡分布背景變項選項人數百分比 (%) ( 二 ) 婚姻年齡 21~28 歲 ~36 歲 ~44 歲 >45 歲總和受試護理人員之婚姻狀態以未婚者居多佔 64.08%; 已婚者則佔 33.45%, 其他則僅佔 2.46%, 如表所示表護理人員婚姻分布背景變項選項人數百分比 (%) 已婚婚姻未婚其他總和

47 ( 三 ) 子女受試護理人員以無子女者居多, 無子女者共有 202 人, 佔 70.88%, 而有子女者則為 83 人, 佔 29.12%, 如表所示表護理人員子女分布背景變項選項人數百分比 (%) 子女無 ( 四 ) 工作年資有總和本研究受試之護理人員工作年資則介於 0~35 年之間, 平均年資為 9.83 年 (SD=7.89), 工作年資百分比分布則以 0~5 年居多, 共 126 人, 佔 44.28%,6~10 年者最少, 共 43 人佔 15.13%, 而年資高於 10 年者則共 116 人, 佔 40.59% 表護理人員年資分布情形背景變項選項人數百分比 (%) 年資 ( 五 ) 年收入 0-5 年年 >10 年總和受試護理人員之年收入以小於 60 萬者佔最多, 共 103 人, 佔 35.92%, 收入為 61~70 萬次之, 共 92 人佔 32.39%, 年收入 71~80 萬者則佔 18.66%,81~90 萬者佔最少佔 5.63%, 收入高於 91 萬者佔 7.39% 表護理人員年收入分布背景變項選項人數百分比 (%) <60 萬萬年收入 71~80 萬 ~90 萬萬總和

48 ( 六 ) 居住狀況受試之護理人員之居住狀況分布, 以與家人同住者居多佔 48.06%, 住醫院之宿舍者次之, 佔 30.04%, 在外居住者佔 21.91%, 如表所示表護理人員居住狀況分布背景變項選項人數百分比 (%) 居住狀況醫院宿舍與家人同住在外租屋總和二工作特性 ( 一 ) 科別本研究受試護理人員之科別比率以急護科居多佔 23.86%; 外科次之佔 21.40%, 腫瘤科佔 18.60%, 婦兒科佔 13.33%, 內科及精神科則分別佔 10.53% 及 9.12%, 護理部則佔 3.2% 表護理人員科別分布背景變項選項人數百分比 (%) 內科腫瘤科外科科別婦兒科急護科精神科護理部總和 ( 二 ) 職稱受試之護理人員職稱則多為基層護理師, 佔 84.21%; 組長及小組長職位者則佔 7.72%, 護理長級以上主管則佔 8.07%, 如表所示, 此分布也近似於目前臨床醫療職場之職位分布情況, 以非主管職之基層護理人員居多

49 表護理人員職稱分布背景變項選項人數百分比 (%) 職稱護理師組長及小組長護理長級以上主管總和 ( 三 ) 輪班方式受試之護理人員之輪班方式則多數以不固定之花班制居多, 共 150 人佔 52.46%, 輪班方式採月固定制者, 則佔 34.15%, 不須輪班者則佔最少, 為 13.38% 表護理人員輪班方式分布背景變項選項人數百分比 (%) 輪班方式不需輪班月固定制花班制總和 ( 四 ) 班別受試之護理人員之班別, 乃是指近一個月之班別, 班別的分布則以白班居多佔 40.14%, 不固定次之佔 29.23%, 小夜班則佔 17.96%, 大夜班為最少佔 12.68% 表護理人員班別分布背景變項選項人數百分比 (%) 班別白班小夜大夜不固定總和三討論本研究之受試護理人員之背景變項如表 4-1-1~ 所示, 護理人員之年齡在 21~28 歲者居多佔 43.77%, 其次為 29~36 歲佔 33.81%, 婚姻狀態則以未婚者居多佔 64.08%; 已婚者則佔 33.45%, 無子女者居多, 佔 70.88%, 有子女者則為 29.12%; 由此可看出目前護理職場之職業主力年齡層多較為年輕, 且多數為未

50 婚無子女之單身狀況, 其原因可能與護理工作輪班特性所致, 當達適婚年齡進入婚姻後, 女性往往被賦予較多的家庭責任, 由於女性角色與工作角色間的衝突, 為符合家庭期望及維持家庭功能, 故許多已婚的護理人員則紛紛選擇離開職場年資之分布則以 0~5 年佔 44.28%, 年資高於 10 年者則佔 40.59%,6~10 年則僅有 15.13%, 推估可能因工作年資滿 6~10 年者, 其適應能力及所接受之訓練已達一定的成熟階段, 對於自我之期許也較高, 另外, 對於相同之工作也較容易產生倦怠感, 故此階段之護理人員會因就學婚姻家庭或轉換跑道等種種因素而離開原本之職場, 進而造成護理職業環境中生代階層之人力流失情形在年收入部份, 薪資分布則多與年資及職級有關, 資淺者之薪資較資深者為低已是目前護理人員薪資結構之現況, 收入亦會隨著職級之晉級而增加, 收入小於 60 萬者佔最多為 35.92%, 以收入為 61~70 萬次之, 佔 32.39%, 薪資收入較高者多為主管職或年資較資深之護理人員護理人員之居住狀況以與家人同住者佔 48.06%, 住醫院之宿舍者則佔 30.04%, 在外居住者則佔 21.91%, 由此分布可看出約有一半以上的受試護理人員與家人不同住, 護理人員在選擇工作地點時不一定會選擇離家近的區域而是另有其需求, 而也由於護理工作本身須輪值夜班之限制, 考量上下班之大眾交通工具運輸時間以及夜間之個人安全, 故許多護理人員選擇住醫院宿舍或於近醫院處租賃房屋以配合工作時間, 未與家人同住同時也意味著其社會支持多少會受到此限制之影響由於本研究之抽樣乃依據科別進行分層比率抽樣, 故受試護理人員之科別比率與全院科別所佔比率相似, 以急護科居多佔 23.86%, 外科次之佔 21.40% 在職稱部分, 受試之護理人員則多為基層護理師, 基層護理師主要工作則為臨床照護, 須面對病人及家屬的所有需求及情緒以滿足病人身心靈的照護, 組長及小組長職則佔 7.72%, 工作內容主要為臨床照護以及部份的護理行政工作, 護理長級以上主管則佔 8.07%, 主要工作為護理行政與管理, 此分布之比例也近似於目前臨床醫療職場之職位分布情況, 以非主管職之基層護理人員居多受試之護理人員之輪班方式有 52.46% 為不固定之花班制, 表示有一半以上

51 的護理人員每 5~6 天則需重新適應不同的工作及休息時間, 輪班方式採月固定制者則佔 34.15%, 意即護理人員須維持固定的班別一個月才會轉換其他班別, 若為大夜班者則須上滿一個月的大夜班, 到次月才會調至其他班別, 如 : 白班或小夜班, 不須輪班者則最少佔 13.38%, 顯示多數護理人員仍需過著輪班之生活受試之護理人員之班別, 乃是指近一個月之班別, 班別的分布則以白班居多佔 40.14%, 不固定次之佔 29.23%, 小夜班則佔 17.96%, 大夜班為最少佔 12.68%, 不固定班則意指此月份的班別超過兩種以上, 此比率之分布也近似於護理排班比率, 主要以白班人力最多, 小夜班次之, 以大夜班人力最少由上述資料得知有 86.62% 受試護理人員仍須過著輪班生活, 且輪班方式多為花班制, 每月需經歷數次更換班別對生理及心理所造成的改變及影響, 更須耗費精力調整生理作息一護理人員之休閒參與第二節休閒參與休閒阻礙身心健康之現況休閒參與量表各單題以四點計分, 總分介於 6~24 分, 分數越高代表休閒參與程度越高, 依據表所示, 整體護理人員之休閒參與量表總分平均為分, 休閒參與各題平均為 2.46, 介於很少參與 ~ 有時參與之間, 百分化數據為 61.58%, 在休閒類型部份, 護理人員較常從事的休閒活動為娛樂型活動, 其次依序為社交型遊憩觀光型文化型活動, 較不常參與的休閒為個人嗜好型及運動型休閒活動, 以下則分別依此順序進行論述表各類休閒參與之平均值及標準差項目 N 最小值最大值平均數標準差排序 1. 運動型社交型文化型個人嗜好型娛樂型遊憩觀光型休閒參與總平均

52 ( 一 ) 護理人員之娛樂型休閒參與娛樂型休閒參與部份, 平均分數為 3.19(SD=0.86), 為護理人員最常參與的休閒活動, 活動內容則包括大眾媒體電視電影雜誌上網逛街購物唱 KTV 等活動, 由表可發現, 護理人員經常參與者 (5 次以上 / 每月 ) 佔 46.6%, 有時參與者則佔 28.4%, 從不參與則僅佔 1.8%, 由於此類活動具備經濟與方便的特性, 成為護理人員最普遍從事的休閒活動 ( 二 ) 護理人員之社交型休閒參與社交型休閒參與平均分數為 2.92(SD=0.78), 為護理人員次要參與的休閒活動, 活動則包括家族聚餐朋友聚餐聯誼社團活動宗教社團聚會等, 以有時參與者 (3-4 次 / 每月 ) 佔最多 42.5%, 很少參與者次之佔 30.5%, 經常參與者則佔 25.6%, 從不參與則最低佔 1.4% ( 三 ) 護理人員之遊憩觀光型休閒參與遊憩觀光型休閒活動平均分數為 2.33(SD=0.81), 為護理人員休閒參與排序前三未, 但得分已低於總休閒參與之平均值 2.46, 遊憩觀光型活動包括散步野餐露營溫泉國內外旅遊等戶外旅遊活動,49.1% 護理人員很少參與,29.5% 有時參與, 從不參與則佔 13.0% ( 四 ) 護理人員之文化型休閒參與文化型休閒活動平均分數為 2.19(SD=0.77), 內容包括參觀展覽欣賞藝術表演逛書店上圖書館讀書會演講等,50.2% 護理人員很少參與, 有時參與者佔 27.7%, 從不參與則達 17.5%, 經常參與者則僅有 4.6% ( 五 ) 護理人員之運動型休閒參與運動型休閒活動平均分數為 2.09(SD=0.79), 休閒活動包括騎車爬山健走球類水上活動鍛鍊型及其他體育活動, 有 55.4% 護理人員很少參與 (1-2 次 / 每月 ), 有時參與者佔 17.2%, 經常參與者僅有 6.3%, 更有高達 21.2% 護理人員從不參與運動型活動 ( 六 ) 護理人員之在個人嗜好型休閒參與

53 個人嗜好型休閒之平均分數為 2.05(SD=0.84), 參與程度最低, 內容包括攝影繪畫寫作手工藝園藝等活動,48.1% 護理人員很少參與, 有時參與者佔 19.6%, 經常參與者則僅有 6%, 從不參與則達 26.3% 表不同休閒類型參與之次數分配表項目從未參與很少參與有時參與經常參與 0 次 / 月 (%) 1-2 次 / 月 (%) 3-4 次 / 月 (%) 5 次以上 / 月 (%) 1. 運動型 60(21.1) 158(55.4) 49(17.2) 18(6.3) 2. 社交型 4(1.4) 87(30.5) 121(42.5) 73(25.6) 3. 文化型 50(17.5) 143(50.2) 79(27.7) 13(4.6) 4. 個人嗜好型 75(26.3) 137(48.1) 56(19.6) 17(6) 5. 娛樂型 5(1.8) 68(23.9) 81(28.4) 131(46) 6. 遊憩觀光型 37(13) 140(49.1) 84(29.5) 24(8.4) 二護理人員之休閒阻礙休閒阻礙量表各單題以四點計分, 量表原始總分介於 25~100 分, 分數越高代表休閒阻礙程度越高, 如表所示護理人員休閒阻礙量表總分平均為分, 休閒阻礙各題平均為 1.94, 介於中 ~ 低之間, 百分化數據為 48.41%, 護理人員之休閒阻礙屬於中等程度護理人員之休閒阻礙以結構性阻礙為最高, 其次為人際性阻礙, 以個人內在阻礙則最低, 以下則分別依此順序進行論述表休閒阻礙量表各構面平均值及標準差項目最小值最大值平均數標準差排序個人性阻礙 (8 題 ) 人際性阻礙 (9 題 ) 結構性阻礙 (8 題 ) 休閒阻礙總平均 ( 一 ) 結構性阻礙受試護理人員之結構性阻礙平均分數為 2.22 分 (SD=0.58), 高於總休憩阻礙平均值 1.94, 最小值為 1 分, 最大值為 3.75 分 ( 表 4-2-3), 顯示結構性阻礙具

54 有個別差異, 結構性阻礙各單題得分最高之前三項則依序為為 : 我因為排班無法配合而不去參加休閒活動, 平均為 3.00 分我因為沒有時間而不去參加休閒活動, 平均為 2.87 分及我因為有其他責任在身, 而不去參加休閒活動, 平均為 2.36 分, 結構性阻礙則較不受沒有充足的資訊及休閒設備之影響, 此兩項在結構性阻礙之得分最低, 如表所示 ( 二 ) 人際性阻礙受試護理人員之人際性阻礙平均分數為 1.97 分 (SD=0.57), 最小值為 1 分, 最大值為 3.78 分 ( 表 4-2-3), 人際性阻礙亦有個別差異, 各單題得分最高之前三項則依序為 : 我的朋友排班無法配合無法和我一起參加休閒活動,2.75 分我的朋友過於疲累沒有足夠的體力無法和我一起參加休閒活動, 平均為 2.43 分及我的朋友沒有時間無法和我一起參加休閒活動, 平均 2.26 分, 得分最低則為我的朋友沒有足夠的技能, 無法和我一起參加休閒活動, 得分為 1.44 ( 三 ) 個人性阻礙受試護理人員之個人性阻礙平均分數為 1.62 分 (SD=0.47), 最小值為 1 分, 最大值為 3.25 分 ( 表 4-2-3), 個人性阻礙亦有個別差異, 各單題之得分最高前三項則依序為為 : 我因為過於疲累沒有足夠的體力而不去參加休閒活動, 平均為 2.69 分我因為自己對該活動感到不自在, 而不去參加休閒活動, 平均為 1.66 分我因為活動需要太多技巧, 而不去參加休閒活動, 平均為 1.59 分, 得分最低則為我因為自己的宗教信仰, 而不去參加休閒活動,1.18 分

55 表休閒阻礙量表各題平均值及標準差個人內在阻礙人際間阻礙結構性阻礙量表內容平均數標準差整體排序 1. 我因為太內向, 而不去參加休閒活動我因為家人的影響, 而不去參加休閒活動我因為自己對該活動感到不自在, 而不去參加休閒活動我因為受朋友的影響, 而不去參加休閒活動我因為自己的宗教信仰, 而不去參加休閒活動我因為在意別人在活動中對我的看法, 而不去參加休閒活動我因為活動需要太多技巧, 而不去參加休閒活動我因為過於疲累沒有足夠的體力, 而不去參加休閒活動我的朋友住得太遠, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有時間, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有足夠的金錢, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友有許多家庭責任, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有足夠的資訊, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有足夠的技能, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友沒有交通工具, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友排班無法配合, 無法和我一起參加休閒活動我的朋友過於疲累沒有足夠的體力, 無法和我一起參加休閒活動我因為休閒場所太擁擠, 而不去參加休閒活動我因為有其他責任在身, 而不去參加休閒活動我因為沒有交通工具, 而不去參加休閒活動我因為沒有充足的資訊, 而不去參加休閒活動我因為休閒的設施不完善, 而不去參加休閒活動我因為沒有時間, 而不去參加休閒活動我因為沒有足夠的金錢, 而不去參加休閒活動我因為排班無法配合, 而不去參加休閒活動總平均 1.94 構面排序三護理人員身心健康現況一般身心健康量表為負向計構面, 各單題以五點式計分, 量表原始總分介於 28~140 分, 分數越高代表身心健康困擾愈高, 身心健康之程度則越差, 護理人員身心健康總分平均為分, 各題項平均為 2.48(SD=0.74), 身心健康百分化數據為 49.49%, 身心健康困擾則介於極少 ~ 偶爾發生之間, 意即護理人員之

56 身心健康則傾向於好 ~ 普通之間, 顯示大多數護理人員的身心健康狀況能因應護理工作之需求護理人員之身心健康狀況各構面則以焦慮和失眠構面分數最高, 平均得分為 2.80 (SD=0.97), 代表護理人員在焦慮和失眠之困擾最高, 健康狀況則最差, 其次則依序為社會功能障礙 (M=2.72,SD=0.86) 生理狀況 (M=2.70,SD=0.92), 以嚴重憂鬱 (M=1.68,SD=0.84) 之得分最低, 如表所示表身心健康量表各構面平均值及標準差項目 N 最小值最大值平均數標準差排序生理狀況焦慮與失眠社會功能障礙嚴重憂鬱身心健康總平均 ( 一 ) 焦慮和失眠受試護理人員之身心健康在焦慮與失眠困擾部份平均分數最高為 2.80 分 (SD=0.97), 高於總身心健康平均值 2.48 分, 是護理人員身心健康較差之構面, 其最小值為 1 分, 最大值為 5 分 ( 表 4-2-5), 顯示護理人員之在焦慮與失眠困擾有其個別性, 在焦慮與失眠各單題得分最高之前三項則依序為 : 最近一個月來我覺得不斷在壓力中, 平均為 3.22 分最近一個月來我常為瑣碎事煩心, 平均為 3.11 分最近一個月來我覺得不耐煩且易發脾氣, 平均為 3.09 分, 得分最低則為最近一個月來我沒有任何理由而突然害怕恐懼,2.33 分, 如表所示 ( 二 ) 社會功能障礙受試護理人員之身心健康在社會功能障礙部份平均分數為 2.72 分 (SD= 0.86), 高於總身心健康平均值 2.48 分, 是護理人員健康困擾狀況次高之構面, 最小值為 1 分, 最大值為 5 分, 分數亦有個別差異, 社會功能障礙各單題之的分最高前三項則依序為為 : 最近一個月來我覺得自己無法充分利用時間平均為

57 分最近一個月來我覺得事情做得不夠好, 平均為 2.99 分最近一個月來我覺得自己做事拖泥帶水, 平均為 2.81 分, 最低分則為最近一個月來我覺得我不喜歡日常活動 2.25 分, 如表所示 ( 三 ) 生理狀況受試護理人員之身心健康在生理狀況困擾部份平均分數為 2.70 分 (SD= 0.92), 亦高於總身心健康平均值 2.48 分, 最小值為 1 分, 最大值為 5 分, 分數亦有個別差異, 在生理狀況各單題得分最高之前三項則依序為 : 最近一個月來我覺得身體非常不好, 平均為 3.23 分最近一個月來我覺得心情不好, 沒辦法應付周遭的事, 平均為 2.84 分最近一個月來我有生病的感覺, 平均為 2.75 分, 得分最低為最近一個月來我突然的發冷或發熱 1.99 分如表所示 ( 四 ) 嚴重憂鬱受試護理人員之身心健康在嚴重憂鬱程度部份平均分數為 1.68 分 ( SD=0.84) 低於總身心健康平均值, 為護理人員在身心健康上相對較佳的構面, 最小值為 1 分, 最大值為 5 分, 嚴重憂鬱程度亦有其個別差異, 各單題得分最高之前三項則依序為 : 最近一個月來我發現自己因焦慮不安而無法做事, 平均為 1.90 分最近一個月來我覺得人生無望, 對事對物皆失去興趣, 平均為 1.84 分最近一個月來我覺得人生很無意義, 平均為 1.84 分, 得分最低則為近一個月來我發現我常有尋死的念頭 1.41, 如表所示表身心健康量表各題平均值及標準差生理狀況量表內容平均數標準差 1. 最近一個月來我覺得身體非常不好最近一個月來我覺得精力耗竭, 需要服用一些提神藥物最近一個月來我有生病的感覺最近一個月來我覺得心情不好, 沒辦法應付周遭的事排序構面排序 5. 最近一個月來我頭部常常疼痛最近一個月來我頭部有壓迫感煩悶感最近一個月來我突然的發冷或發熱 ( 與天氣無關 ) ( 接下頁 )

58 表身心健康量表之平均分數及標準差 ( 續 ) 焦慮和失眠量表內容平均數標準差排序 8. 最近一個月來我因過度擔心而無法入眠最近一個月來我無法進入熟睡最近一個月來我覺得不斷在壓力中最近一個月來我覺得不耐煩且易發脾氣最近一個月來我沒有任何理由而突然害怕恐懼最近一個月來我常為瑣碎事煩心構面排序社會功能障礙嚴重憂鬱 14. 最近一個月來我常感到緊張不安最近一個月來我覺得自己無法充分利用時間最近一個月來我覺得自己做事拖泥帶水最近一個月來我覺得事情做得不夠好最近一個月來我不滿自己的工作表現最近一個月來我覺得自己雖然做了不少事, 但於事無補最近一個月來我覺得自己無法做決定最近一個月來我覺得我不喜歡日常活動最近一個月來我覺得自己是個一文不值的人最近一個月來我覺得人生無望, 對事對物皆失去興趣最近一個月來我覺得人生很無意義最近一個月來我有想毀滅自己的傾向最近一個月來我發現自己因焦慮不安而無法做事最近一個月來我會想到自己已經死去或離開世俗最近一個月來我發現我常有尋死的念頭總平均 2.48 ( 五 ) 護理人員之身體質量指數與健康體位本研究收集護理人員之身高及體重數據, 計算出身體質量指數做為身體健康客觀數據之參考, 身體質量指數則採世界衛生組織 (WHO) 所定義之身體質量指數國際分類進行分組, 共分為體重過輕正常體位體重過重及肥胖四組, 受試之護理人員中之身體質量指數居於正常者共 180 人, 佔 72.6%,BMI 最小值為 18.66, 最大值為 24.97, 平均 BMI 為 21.21, 正常體位者之平均體重約為公斤 (SD=5.16); 體重過輕者共 26 人, 佔 10.5%,BMI 最小值為 15.23, 最大值為 18.37, 平均 BMI 為 17.53, 體重過輕者者之平均體重為公斤

59 (SD=4.13), 體重過重亦共 26 人, 與體重過輕者同佔 10.5%,BMI 最小值為 25.11, 最大值為 28.89, 平均 BMI 為 26.80, 平體重過重者之平均體重為公斤 (SD=5.95), 肥胖者則較少, 共 16 人佔 6.5%,BMI 最小值為 30.06, 最大值為 38.80, 平均 BMI 為 32.76, 平均體重為公斤 (SD=8.48) 分析屬肥胖體位之 16 位護理人員, 其中有 13 人屬於 WHO 所定義之 Obese classe I 級,3 人則屬於 Obese classe II 級表護理人員之身體質量指數 N=248 百分比平均 MBI 分類個數最小值最大值平均值標準差 % 體重體重過輕 (<18.5) 正常體位 (18.50 ~ 24.99) 體重過重 (25~29.99) 肥胖 (>30) 五討論 ( 一 ) 護理人員之休閒參與整體護理人員之休閒參與各題平均為 2.46, 百分化數據為 61.58%, 護理人員之總休閒參與屬於中等程度, 與其他研究相較則高於李美萱 (2004) 及陳雅慧 (2007) 之研究結果休閒參與類型則以娛樂型休閒參與為最常參與之活動, 其次依序為社交型遊憩觀光型文化型活動, 較不常參與的休閒為個人嗜好型及運動型休閒活動, 推估由於娛樂型休閒因具備經濟與方便的特性, 也較不受時間及空間的限制, 故成為護理人員普遍從事的休閒活動, 此結果與杜家妤黃慧琦 (2006) 牙醫師最常從事之休閒活動類型相同, 娛樂型休閒中的大眾媒體類活動, 同時也是國人最常參與的休閒活動, 也由於科技日益更新, 智慧型手機日益普及, 手機軟體越來越優化也越來越有人性, 則可提供更高的娛樂及趣味效果社交型休閒活動則可在與家人或友人的溝通與表達的互動中享受互動的快樂及陪伴感, 也較能擁有歡樂氣氛, 個人也可藉由活動中獲得支持, 排除孤立與孤單感受, 而在進行社交活動之聚會與場合, 不免也會到各種餐廳用餐或享受各

60 種服務, 個人也可藉此來達到滿足, 目前在都會區也有不少的景觀餐廳, 其環境的設計也會造視覺上的愉悅感及新鮮感, 故護理人員參與之意願相對也較高就在遊憩觀光型休閒參與部份, 有 49% 的護理人員每月至少會參與 1~2 次以上, 37.9% 則超過 3 次以上, 護理人員藉由戶外活動親身體驗不同的環境與景致, 而達到休閒遊憩的愉悅效果, 也在不同的遊憩與旅行經歷中, 更豐富自己的人生, 同時也獲得學習的機會, 目前政府與民間則皆大力的推廣休閒觀光, 透過各式的宣傳與活動, 使大眾獲得更多的訊息, 故遊憩觀光型在參與程度上也較高 50.2% 護理人員很少參與文化型休閒活動, 由於此類活動會受到教育及經驗的影響, 而產生個人的偏好, 當接受教育過程中常接觸與藝術文化相關的內容時, 往後參與此類活動的頻率也較高, 而在護理教育的過程中, 多偏向於科學教育, 對於文化及藝術等層面的課程內容則不多見, 推估可能影響護理人員在此類休閒活動之參與運動型休閒參與有 55.4% 護理人員很少參與 (1-2 次 / 每月 ), 有時參與者佔 17.2%, 經常參與者僅有 6.3%, 更有高達 21.2% 護理人員從不參與運動型活動, 根據行政院體委會之 2010 年國人運動概況調查統計, 運動人口比率女性佔 78.1%, 從不運動者則佔 19.4%, 本研究對象之護理人員從不運動的比率則略高於全國女性, 推估則可能由於護理工作的勞動性, 常須一整天在病房與護理站間不停走動, 工作中也須協助搬動病人, 進行翻身拍背等生理照護工作, 一天工作下來更覺體力耗盡, 故對於運動型活動之參與率則不高另外, 在王佳慧等人 (2006) 研究也指出, 護理人員之健康促進生活型態以運動保健之得分最低, 與國內外研究相較後則發現缺乏運動是普遍存在的共通性問題 26.3% 受試護理人員完全不參與個人嗜好型休閒, 推估個人嗜好型活動則需投入大量時間陪養, 一方面也與個人的想像力創造力有關, 更受到教育及過去經驗的影響, 導致護理人員在個人嗜好型休閒參與程度較低研究結果顯示, 受試者之護理人員在選擇休閒活動時, 多以不耗費太多體力及精神, 以容易就近參與且較能夠帶來愉悅感覺的娛樂型及社交型活動為主, 較

61 少從事須較多時間及技巧的個人嗜好型活動, 也較少選則須花費體力的運動型活動, 此能與護理工作本身所造成的體力疲憊有關, 同時護理人員常需利用休假時間參與專業教育課程, 故在休閒的選擇上, 也不傾向選擇須知性及思考的文化型活動, 此結果與李美萱 (2004) 之研究結果所指出護理人員最常參與的為休憩型活動, 其次為藝文型活動, 之研究之結果略有不同, 與張議露 (2007) 及謝政龍 (2008) 指出護理人員休閒以大眾媒體居多相似, 陳雅慧 (2007) 則指出護理人員最常參與的休閒活動為知識型活動, 內容則括上網閱讀書報雜誌逛書店等, 推估為研究者對於休閒活動內容之歸類有所差異所導致, 而各研究皆指出護理人員最不常參與的休閒則皆為運動型活動, 護理人員參與之休閒活動主要以靜態的室內活動為主, 較少戶外活動 ( 二 ) 護理人員之休閒阻礙護理人員休閒阻礙各題平均為 1.94, 百分化數據為 48.41%, 護理人員之休閒阻礙屬於中等程度護理人員之休閒阻礙以結構性阻礙為最高, 其次為人際性阻礙, 以個人內在阻礙則最低, 此結果與杜家妤等人 (2006) 所指出牙醫師之休閒阻礙之排列順序位相同, 而許多研究結果也顯示, 無論研究對象為教師醫療人員或警察, 其休閒阻礙皆以結構性阻礙為最高 ( 吳,2001; 邱吳 2003; 周 2007) 就休閒阻礙各題項而言, 得分最高之項目為排班無法配合其次依序為沒有時間朋友排班無法配合因過於疲累沒有足夠的體力朋友過於疲累沒有足夠的體力有其他責任在身朋友沒有時間沒有足夠的金錢朋友住得太遠朋友有許多家庭責任等十項高於平均值 (1.97), 為主要影響護理人員參與休閒之阻礙因素綜合以上可歸納出 : 排班因素體力因素及時間等三大因素, 是共同阻礙護理人員參與休閒的重要原因, 本研究結果則與目前護理執業環境之現況相符, 護理人員所感受到的最大阻礙, 皆是來自於排班上的限制, 其也是造成護理人員離職的主要因素, 由於護理人員

62 之排班及輪班狀況乃為各護理單位獨立運作, 會因各單位人力配置滿編數及佔床率之異動而產生不同的排班困難, 也常因輪班造成排假不易或找不到同伴共行, 造成人際性休閒阻礙 ; 在時間因素部分, 則由於護理工作之責任制導致工作超時, 造成休閒時間的剝奪, 另外, 專業課程及學術活動也已占去了護理人員多半的休閒時間,Godbey(1998) 則強調當社會時間與自己的生活節奏不平衡時, 容易造成生活壓力的增加, 時間的壓縮及身體的疲勞與負荷, 更降低護理人員參與休閒的意願, 而依據 Crawford Jackson Godbey(1991) 所提出之休閒阻礙階層模式, 個人首先要克服的是個人性阻礙, 確信自己的休閒是有益且正當的, 且須從不斷的自我肯定與自我激勵來克服個人性的心理阻礙, 才能勇於參與休閒, 從中獲得休閒的樂趣, 結構性阻礙也會因個人高度的喜愛而較易克服, 黃世明 (2007) 則指出, 針對客觀性的結構性阻礙, 公部門則是最能出力改善休閒外在結構條件的機構, 而對護理人員來說, 這些公部門則包括衛生署護理師公會以及職業場所的管理者, 若公部門能進一步體認休閒對於個人的正向影響, 則能有較高的督促意願及責任, 若能制定相關政策加以督促, 則更有助於促進護理人員從事休閒活動, 但當個人無法改變環境造成的種種阻礙時, 則只好調適自己來從事結構限制下的休閒活動, 當有務實及良好的正向思考及隨緣心態時, 則比較不會受限於外在阻礙 ( 黃世明,2007) ( 三 ) 護理人員之身心健康護理人員身心健康各題項平均為 2.48, 身心健康百分化數據為 49.49%, 身心健康困擾則介於極少 ~ 偶爾發生之間, 護理人員之身心健康則傾向於好 ~ 普通, 顯示大多數護理人員的身心健康狀況能因應護理工作之需求, 本研究受試護理人員之身心健康狀況則略佳於張議露 (2006) 所調查之台南地區各醫院之護理人員之身心健康情形, 而與陳雅慧 (2009) 之研究結果相似就國民健康局人口中心統計 (2011),18 歲以上國人女性自覺健康狀況極好者佔 1.9%, 很好 ~ 好則佔 54.5%, 健康狀況普通者 37.4%, 不好者則僅佔 6.3%, 顯示國人女性自覺健康狀

63 況介於普通 ~ 很好之間, 自覺健康狀況不好者則較低護理人員之身心健康狀況以焦慮和失眠構面分數最高, 其次依序為社會功能障礙生理狀況, 而以嚴重憂鬱之得分最低, 表示護理人員在嚴重憂鬱之健康狀況相對較佳, 與張議露 (2006) 所發現之研究結果相同, 護理人員皆以焦慮和失眠健康狀況最差, 以嚴重憂鬱狀況相對較佳, 此結果也呼應藍菊梅戴嘉南汪素真 (2006) 所指出焦慮症狀比憂鬱症狀更容易顯示於臨床護理人員中之研究結果, 而李葆瑋 (2006) 也指出當護理人員工作壓力越大時, 自我健康狀況越差, 當自我健康狀況越差時則容易影響心理, 導致更容易感到緊張而越有憂鬱之傾向依據一般身心健康量表所測得單項平均分數, 以最近一個月來我覺得身體非常不好得分最高, 為護理人員自覺身心健康最差之項目, 有高達 94.7 % 受試護理人員在近一個月內曾感覺到身體非常不好, 推估可能由於工作繁忙時間緊迫, 護理人員常常無法按時用餐, 如遇緊急狀況, 則根本沒有時間用餐喝水及如廁, 在無法滿足基本生理需求下, 造成護理人員對於身體健康之感受較差, 而由於上述情況, 臨床上許多護理人員也常有腸胃不適及尿道感染之狀況發生, 但多半未就醫處理, 另外, 工作中久站搬病人造成的下背痛, 都是護理人員常見的工作傷害其他造成護理人員身心健康困擾的感受則依序為最近一個月來我覺得不斷在壓力中, 與最近一個月來我覺得自己無法充分利用時間最近一個月來我常為瑣碎事煩心最近一個月來我覺得不耐煩且易發脾氣為身心健康困擾之前五名, 此結果與張議露 (2006) 研究發現得分最高之前五名完全相同, 此也顯示無論地域之差別, 護理人員會有相同的健康問題護理工作輪班易造成睡眠型態紊亂, 導致常有入睡困難的問題, 許多護理人員更須仰賴安眠藥的協助, 才能入睡, 睡眠品質欠佳同時也使情緒也跟著低落, 然而本研究亦發現, 護理人員在身心健康狀況有頗大之個別差異, 在協助護理人員進行調適時, 也應依據不同的身心狀況給予幫助

64 護理人員之整體身體質量指數之平均值為 (SD=3.87), 與國健局調查 2005~2008 年之國民營養健康狀況變遷調查之北部地區 19 歲以上女性之身體質量指數資料相似, 其值介於 22.8~23 之間 ( 行政院衛生署,2010) 本研究受試護理人員體重過重及肥胖 (BMI>25 者 ) 之盛行率為 17%, 體重過重及肥胖盛行率較全國女性之盛行率 36% 為低, 顯示護理人員之體位與一般女性民眾相比, 相對較為健康, 而這 17% 體重過重及肥胖之護理人員則屬 Obsty I 級及 II 級, 比一般人有較高之慢性疾病的風險, 須要進一步的評估及適當的健康檢查, 體重過重者之促進健康方案則更有待相關單位重視第三節背景變項與休閒參與休閒阻礙身心健康之差異分析一背景變項與休閒參與差異將不同之背景變項與總休閒參與進行 t 檢定及變異數分析 (ANOVA), 不同之背景變項和總休閒參與僅在子女變項達顯著差異 (t=3.166,p<.05), 無子女者之休閒參與大於有子女者, 不同之背景變項和總休閒參與在婚姻年齡年資科別職稱輪班方式班別年收入居住狀況等變項, 皆未達顯著差異不同之背景變項與不同類型之休閒參與, 僅在社交型休閒參與達到顯著差異, 以年齡變項與社交型休閒參與達顯著差異 (F=3.32,p<.05), 顯示社交型休閒參與會因年齡別之不同而有差異, 經雪菲事後檢定發現, 年齡在 21~28 歲組之社交型休閒參與則高於 29~36 歲, 其餘背景變項則與運動型文化型個人嗜好型娛樂型遊憩觀光型休閒參與皆未達顯著, 如表所示

65 表背景變項與休閒參與各構面之單因子變異數分析摘要表項目組別 N 1.21~28 歲 ~36 歲 95 年齡 3.37~44 歲 35 婚姻子女年資科別職稱輪班方式目前班別 4.>45 歲 28 已婚 95 未婚 182 其他 7 無 202 有 83 0~5 年 120 6~10 年 41 >10 年 110 內科 30 腫瘤科 53 外科 61 婦兒科 38 急護科 68 精神科 26 護理部 9 護理師 240 組長及小組長 22 護理長級以上 23 不需輪班 38 月固定制 98 花班制 148 白班 114 小夜 51 大夜 36 不固定 83 運動型社交型文化型個人嗜好型娛樂型 Mean (SD) 2.12 (0.75) 1.96 (0.68) 2.14 (1.17) 2.29 (0.76) 2.01 (0.89) 2.11 (0.73) 2.43 (0.98) F (0.73) t (0.92) 2.08 (0.71) 2.07 (0.8) 2.1 (0.9) 1.93 (0.74) 2.25 (0.83) 2.18 (0.92) 1.97 (0.79) 2.09 (0.69) 1.96 (0.77) 1.89 (0.6) 2.05 (0.77) 2.32 (0.95) 2.22 (0.9) 2.24 (0.88) 2.05 (0.78) 2.07 (0.78) 2.16 (0.88) 1.98 (0.68) 1.94 (0.72) 2.12 (0.77) Mean (SD) 3.07 (0.76) 2.8 (0.78) 2.69 (0.8) 3.00 (0.86) 2.83 ( (0.76) 3.00 (1.15) F 3.32* 1> (0.76) t (0.81) 2.98 (0.74) 2.98 (0.76) 2.81 (0.84) 3.03 (0.67) 2.96 (0.81) 2.84 ( (0.78) 3.00 (0.73) 2.69 (0.74) 3.00 (0.87) 2.92 ( (0.79) 2.87 (0.82) 2.92 (0.85) 2.89 (0.79) 2.95 (0.77) 2.89 (0.81) 2.9 (0.76) 2.97 (0.85) 2.96 (0.76) Mean (SD) 2.24 (0.73) 2.07 (0.76) 2.11 (0.9) 2.39 (0.83) 2.06 (0.8) 2.25 (0.74) 2.29 (1.25) F (0.76) t (0.78) 2.23 (0.74) 2.2 (0.78) 2.13 (0.83) 2.17 (0.7) 2.3 (0.7) 2.1 (0.87) 2.05 (0.73) 2.19 (0.82) 2.38 (0.8) 2.33 (0.5) 2.18 (0.78) 2.27 (0.77) 2.22 (0.8) 2.26 (0.76) 2.12 (0.76) 2.22 (0.79) 2.12 (0.77) 2.24 (0.74) 2.42 (0.73) 2.16 (0.82) Mean (SD) 2.09 (0.8) 2.05 (0.84) 1.91 (0.85) 2.00 (0.98) 1.99 (0.84) 2.09 (0.82) 1.86 (1.07) F (0.83) t (0.84) 2.04 (0.77) 2.17 (0.89) 1.98 (0.89) 2.00 (0.79) 2.26 (0.79) 2.08 (0.97) 1.97 (0.89) 1.97 (0.75) 2.08 (0.8) 1.67 (0.71) 2.08 (0.85) 2.09 (0.81) 1.74 (0.69) 2.00 (0.74) 2.04 (0.82) 2.07 (0.87) 2.05 (0.84) 2.08 (0.74) 2.14 (0.83) 2 (0.9) Mean (SD) 3.27 (0.84) 3.14 (0.88) 3.09 (0.85) 3.18 (0.91) 3.09 (0.91) 3.22 (0.84) 3.57 (0.53) F (0.84 t (0.91) 3.22 (0.84) 3.27 (0.92) 3.14 (0.86) 3.5 (0.63) 3.25 (0.85) 3.08 (0.88) 3.18 (0.93) 3.16 (0.84) 2.96 (0.96) 3.33 (0.87) 3.18 (0.86) 3.27 (0.88) 3.13 (0.82) 3.24 (0.82) 3.18 (0.87) 3.18 (0.87) 3.25 (0.83) 3.2 (0.87) 3.11 (0.89) 3.14 (0.89) 遊憩觀光型 Mean F (SD) 2.46 (0.83) 2.22 (0.75) 2.2 (0.72) 2.36 (0.99) 2.2 8(0.86) 2.35 (0.77) 2.57 (1.13) (0.79) t (0.84) 2.38 (0.81) 2.41 (0.84) 2.25 (0.8) 2.3 (0.84) 2.38 (0.69) 2.3 (0.92) 2.55 (0.89) 2.31 (0.76) 2.12 (0.77) 2.33 ( (0.8) 2.41 (0.8) 2.26 (0.92) 2.32 (0.9) 2.32 (0.73) 2.35 (0.84) 2.3 ( (0.71) 2.47 (0.85) (0.85) ( 接下頁 )

66 表背景變項與休閒參與各構面之單因子變異數分析摘要表 ( 續 ) 項目年收入居住情況組別 N <60 萬萬 92 71~80 萬 53 >80 萬 38 醫院宿舍 85 與家人同住 136 在外居住 62 運動型社交型文化型個人嗜好型娛樂型 Mean (SD) 2.1 (0.73) 1.98 (0.68) 2.13 (0.98) 2.26 (0.92) 2.02 (0.72) 2.13 (0.83) 2.06 (0.81) F Mean (SD) 2.97 (0.74) 2.92 (0.8) 2.81 (0.81) 2.95 (0.84) 2.89 (0.76) 2.91 (0.8) 2.98 (0.8) 註. *P<.05 **P<.01 ***P<.001. F Mean (SD) 2.26 (0.69) 2.08 (0.8) 2.26 (0.84) 2.18 (0.83) 2.18 (0.73) 2.13 (0.75) 2.34 (0.89) F Mean (SD) 2.1 (0.76) 2.02 (0.85) 2.15 (0.95) 1.87 (0.81) 2.11 (0.9) 1.96 (0.77) 2.18 (0.88) F Mean (SD) F 3.16 (0.83) (0.93) (0.82) 3.34 (0.82) ( (0.83) 3.11 (0.94) 0.45 遊憩觀光型 Mean F (SD) 2.42 (0.79) 2.2 (0.79) (0.82) 2.24 (0.85) 2.41 (0.82) 2.36 (0.8) 2.16 (0.79) 1.89 二不同背景變項之休閒阻礙差異經個人基本資料之背景變項與休閒阻礙之差異分析 ( ANOVA) 發現, 不同背景變項與總休閒阻礙在年齡子女年資科別職稱輪班方式居住情況變項達顯著差異, 經雪菲事後檢定發現 : 年齡在 21~28 歲組別之總休閒阻礙高於 29~39 歲及 45 歲以上組 ; 無子女者之休閒阻礙高於有子女者 ; 年資輕者休閒阻礙為最高,0~5 年者則高於 6~10 年及大於 10 年者, 科別部份則以精神科護理人員之休閒阻礙高於婦兒科急護科及外科 ; 輪班方式以月固定制之休閒阻礙為最高, 高於花班及不需輪班者, 居住地以住醫院宿舍者之休閒阻礙較高, 高於與家人同住及在外居住者在休閒阻礙之各構面部份, 休閒阻礙之個人性阻礙構面不受個人變項不同而有差異, 人際性阻礙受年齡婚姻子女年資科別職稱輪班方式班別年收入居住情況之不同而有差異 ( 表 4-3-2), 經雪菲事後檢定發現 : 年齡在 21~28 歲及 29~39 歲之人際性阻礙皆高於 45 歲以上未婚者之人際性阻礙高於已婚者, 無子女之人際性阻礙高於有子女者工作年資 0~5 年之人際性阻礙高於工作年資 10 年以上者, 內科腫瘤科及精神科皆高於護理部, 職稱為護理師者人際性阻礙則高於組長及小組長以及護理長級以上, 輪班方式以月固定制

67 者之人際性阻礙最高, 阻礙高於花班制及不需輪班者, 小夜班之人際性阻礙高於大夜班及不固定班, 以白班之人際性阻礙最低, 年收入 60 萬以下者人際性阻礙高於萬及 80 萬以上, 居住狀況則住醫院宿舍者高於在外居住及與家人同住結構性阻礙構面因科別及輪班方式不同而有差異, 經雪菲事後檢定發現輪班方式以月固定制者之結構性阻礙最高, 其高於不需輪班者表背景變項與休閒阻礙各構面之單因子變異數分析摘要表項目組別 Mean N (SD) 1.21~28 歲 (0.44) 年 2.29~36 歲 (0.49) 齡 ~44 歲 35 (0.49) 4.45 歲以上 (0.5) 1. 已婚 (0.52) 婚未婚 181 姻 (0.44) 3. 其他 (0.6) 子 1. 無 (0.46) 女有 83 (0.5) 年 119 年 (0.46) 資年 41 (0.52) 3.10 年以上 (0.46) 1. 內科 (0.52) 2. 腫瘤科 (0.46) 外科 61 (0.45) 科 1.59 別 4. 婦兒科 38 (0.49) 5. 急護科 (0.42) 6. 精神科 (0.54) 7. 護理部 (0.46) 個人性阻礙人際性阻礙結構性阻礙 F 事後檢定 Mean (SD) 2.06 (0.52) 2.01 (0.57) 1.89 (0.63) 1.54 (0.57) 1.81 (0.59) 2.06 (0.55) 1.73 (0.61) 2.05 (0.57) 1.79 (0.54) 2.09 (0.5) 2.04 (0.6) 1.82 (0.6) 2.10 (0.59) 2.06 (0.54) 1.87 (0.6) 2.00 (0.5) 1.93 (0.57) 2.17 (0.53) 1.30 (0.42) F 事後檢定 7.07** 1>2 >4 7.03** 2>1 3.52** 1>2 6.83** 1>3 3.62** 1>7 2>7 6>7 Mean (SD) 2.22 (0.55) 2.28 (0.61) 2.2 (0.59) 1.96 (0.64) 2.18 (0.62) 2.24 (0.55) 2.21 (0.9) 2.22 (0.59) 2.2 (0.58) 2.25 (0.53) 2.35 (0.61) 2.14 (0.61) 2.18 (0.51) 2.42 (0.59) 2.16 (0.61) 2.1 (0.63) 2.15 (0.6) 2.39 (0.44) 1.96 (0.38) F 事後檢定 2.25* ns. ( 接下頁 )

68 表背景變項與休閒阻礙各構面之單因子變異數分析摘要表 ( 續 ) 個人性阻礙人際性阻礙結構性阻礙項目職稱輪班方式目前班別年收入居住情況組別 N 1. 護理師組長及小組長 3. 護理長級以上主管不需輪班月固定制 96 Mean (SD) 1.64 (0.48) 1.61 (0.42) 1.49 (0.42) 1.62 (0.5) 1.64 (0.44) 3. 花班制 (0.48) 1. 白班 (0.46) 2. 小夜 (0.42) 3. 大夜 (0.52) 4. 不固定 (0.48) 1.60 萬以下 (0.47) 萬 (0.42) 3.71~80 萬 (0.54) 4.80 萬以上 (0.48) 1. 醫院宿舍與家人同住在外居住 (0.5) 1.62 (0.46) 1.65 (0.46) F 註. *P<.05 **P<.01 ***P<.001. 事後檢定 Mean (SD) 2.02 (0.56) 1.95 (0.53) F 事後檢定 10.6*** 1>2 > (0.49) *** 2>3 (0.51) 2.04 >1 (0.58) 2.02 (0.55) *** 2>3 (0.57) 2.09 >4 (0.54) 2.08 >1 (0.66) 2.05 (0.51) * 1>2 (0.52) 2.02 >4 (0.56) 1.95 (0.62) 1.67 (0.57) *** 1>3 (0.59) 1.83 >2 (0.53) 2.07 (0.56) Mean (SD) 2.22 (0.58) 2.39 (0.69) 2.01 (0.4) 1.99 (0.55) 2.27 (0.6) 2.24 (0.57) 2.17 (0.59) 2.25 (0.53) 2.28 (0.65) 2.23 (0.58) 2.23 (0.58) 2.27 (0.58) 2.22 (0.63) 2.04 (0.52) 2.31 (0.62) 2.1 6(0.56) 2.21 (0.59) F 2.52 事後檢定 3.46* 2> 三不同背景變項之身心健康狀況差異經個人基本資料之背景變項與身心健康之差異分析發現, 不同之背景變項與總身心健康在年齡子女年資科別輪班方式年收入等變項達顯著差異經雪菲事後檢定發現, 護理人員年齡在 21~28 歲身心健康較年齡大於 45 歲以上差年資在 0~5 年較 10 年以上者差收入 60 萬以下者較收入 71~80 萬者差無子女者身心健康較有子女者差, 在科別部份則以精神科身心健康狀況較差, 排班則以花班制之身心健康狀況較差

69 在身心健康各構面部份, 生理狀況構面受個人變項之年齡子女年資科別輪班方式年收入之不同而有差異, 經雪菲事後檢定發現年齡在 21~28 歲組別之生理狀況得分皆高於 29~36 歲及 45 歲以上, 無子女者之生理狀況得分高於有子女者工作年資 0~5 年之生理狀況得分高於工作年資 10 年以上者精神科之生理狀況得分高於急護科及內科輪班方式則以花班制所造成之生理狀況得分最高年收入 60 萬以下者高於 71~80 萬及 80 萬以上者身心健康之焦慮和失眠構面則受年齡年資科別之不同而有差異, 年齡在 21~28 歲組別之焦慮和失眠得分皆高於 29~36 歲及 45 歲以上工作年資 0~5 年得分高於工作年資 10 年以上者精神科之焦慮和失眠得分高於急護科不同之背景變項與身心健康之社會功能障礙構面僅因科別不同而有差異, 精神科之社會功能障礙得分高於急護科在嚴重憂鬱構面則受個人變項年齡子女年資科別職稱輪班方式班別及年收入之不同而有差異, 年齡在 21~28 歲組別之嚴重憂鬱得分高於 29~36 歲, 無子女者之高於有子女者工作年資 0~5 年嚴重憂鬱高於工作年資 10 年以上者科別部分則以精神科之嚴重憂鬱得分最高, 護理師之嚴重憂鬱得分高於組長及小組長月固定班嚴重憂鬱程度較高大夜班之嚴重憂鬱則高於白班年收入 60 萬以下者高於 61~70 萬及 80 萬以上者表背景變項和身心健康各構面之單因子變異數分析摘要表變項年齡婚姻組別 N 1.21~28 歲 ~36 歲 ~44 歲歲以上已婚未婚其他 7 生理狀況 Mean (SD) 2.9 (0.97) 2.56 (0.79) 2.61 (1.04) 2.45 (0.81) 2.56 (1.0) 2.79 (0.87) 2.45 (0.56) F 事後檢定 3.46* 1> >4 焦慮和失眠 Mean (SD) 2.97 (1.06) 2.67 (0.79) 2.66 (1.07) 2.53 (0.94) 2.68 (1.0) ) 2.86 ( (0.85) F 事後檢定 2.87* 1> >4 Mean (SD) 2.13 (0.52) 2.16 (0.57) 2.14 (0.62) 1.78 (0.6) 2.02 (0.59) 2.16 (0.54) 1.96 (0.76) 社會功能障礙 F 事後檢定 Mean (SD) 1.83 (0.95) 1.59 (0.75) 1.53 (0.79) 1.5 (0.55) 1.58 (0.85) 1.73 (0.84) 嚴重憂鬱 F 事後檢定 2.5* 1> (0.51) ( 接下頁 )

70 變項子女年資科別組別 N 生理狀況 Mean (SD) 1. 無 (0.89) 2. 有 (0.96) 年年年以上內科腫瘤科外科婦兒科急護科精神科護理部 (0.98) 2.77 (0.86) 2.5 (0.88) 2.35 (0.93) 2.84 (0.75) 2.76 (0.96) 2.74 (0.89) 2.52 (0.9) 3.15 (1.01) 2.62 (0.87) F 事後檢定 1.98* 1>2 4.5* 1>3 2.5* 6>1 >5 焦慮和失眠 Mean (SD) 2.84 (0.97) 2.7 (0.97) 2.93 (1.05) 2.89 (0.89) 2.58 (0.87) 2.72 (0.97) 2.87 (0.92) 2.89 (0.99) 2.8 (0.85) 2.51 (0.9) 3.36 (1.08) 2.59 (1.22) F 事後檢定 4.1* 1>3 2.8* 6>5 Mean (SD) 2.75 (0.09) 2.65 (0.82) 2.17 (0.5) 2.16 (0.56) 2.03 (0.61) 2.16 (0.54) 2.26 (0.56) 2.02 (0.61) 2.1 (0.58) 2.06 (0.54) 2.21 (0.49) 1.67 (0.44) 社會功能障礙 F 事後檢定 2.7* 6>5 Mean (SD) 1.75 (0.84) 1.52 (0.83) 1.86 (0.96) 1.75 (0.83) 1.48 (0.67) 1.4 (0.74) 1.75 (0.69) 1.83 (0.95) 1.7 (0.85) 1.46 (0.68) 2.13 (1.15) 1.46 (0.51) 嚴重憂鬱 F 事後檢定 2.1* 1>2 6.2* 1>3 3.1* 6>4 >5> 7>1 1. 護理師 (0.93) (0.98) (0.88) (0.88) 5.2* 1>2 職稱 2. 組長及小組長 (0.8) 2.68 (0.77) 2.71 (0.63) 1.28 (0.41) 3. 護理長級以上主管 (0.75) 2.47 (0.98) 2.52 (0.84) 1.35 (0.42) 輪班方式目前班別年收入居住情況 1. 不需輪班月固定制花班制白班小夜大夜不固定萬以下萬 ~80 萬萬以上醫院宿舍與家人同住在外居住 (0.8) 2.73 (0.83) 2.78 (0.98) 2.57 (0.87) 2.79 (0.92) 2.9 (1.02) 2.76 (0.93) 2.79 (0.93) 2.87 (0.91) 2.48 (0.93) ) 2.38 (0.76) 2.87 (0.96) 2.57 (0.84) 2.74 (1.0) 3.44* 3> * 1> > (0.98) 2.85 (0.86) 2.85 (1.03) 2.7 (0.92) 2.97 (1.03) 2.96 (0.96) 2.75 (1.0) 2.91 (1.04) 2.87 (0.93) 2.67 (0.94) 2.49 (0.89) 2.96 (1.0) 2.68 (0.91) 2.8 (1.03) ( (0.76) 2.77 (0.91) 2.66 ( (0.83) 2.79 (0.93) 2.73 ( (0.56) 2.19 (0.52) 2.1 (0.62) 1.89 (0.56) 2.81 (0.89) 2.66 (0.76) 2.77 (1.01) (0.43) 1.77 (0.82) 1.72 (0.91) 1.54 (0.67) 1.8 (0.8) 1.96 (1.23) 1.69 (0.85) 1.89 (0.92) 1.63 (0.85) 1.54 (0.73) 1.45 (0.63) 1.76 ( (0.65) 1.82 (1.03) 4.0* 2>3 >1 2.8* 3>1 3.69* 1>2 > 註. *P<.05 **P<.01 ***P<

71 四討論經由上述研究結果可得知本研究受試護理人員之休閒參與休閒阻礙及身心健康與個人背景變項之差異, 將研究結果摘要於表 ( 一 ) 個人背景變項與休閒參與不同之背景變項和總休閒參與僅在子女變項達顯著差異, 無子女者之休閒參與大於有子女者, 此結果與多位研究者之研究結果相似, 陳雅慧 (2009) 指出護理人員不同背景變項之婚姻子女科別年收入等對休閒參與會有不同之差異, 未婚者無子女者收入 41~60 萬者休閒參與程度較高 ; 張議露 (2007) 則指出休閒參與會因班別年齡及年資不同而有差異, 白班在休閒參與則高於大夜班, 謝政龍 (2008) 指出婚姻子女年資為影響護理人員參與休閒之背景變項社交型休閒參與則因年齡別之不同而有差異, 年齡在 21~28 歲組之社交型休閒參與高於 29~36 歲, 此結果與張議露 (2007) 之研究結果相似, 其亦指出年齡較輕者之社交型活動參加較高,20~24 歲高於 30 歲以上休閒參與之類型在年齡與子女上有不同之差異, 也乎應了李力昌 (2005) 所指出生命歷程對休閒活動之影響, 子女的出生, 對父母及社會的義務也隨之增加, 在休閒的選擇上也傾向於以家庭為核心的娛樂與互動隨著子女成長, 父母的年齡也相對增加, 往往較能重拾失落已久的休閒活動 ( 二 ) 個人背景變項與休閒阻礙休閒阻礙之個人性阻礙不受個人變項不同而有差異, 推估可能由於本研究受試護理人員之個人性阻礙普遍較低, 故影響分析結果人際性阻礙受年齡婚姻子女年資科別職稱輪班方式班別年收入居住情況之不同而有差異, 結構性阻礙因科別及輪班方式不同而有差異綜合上述差異分析結果可得知, 未婚較年輕資淺的護理人員, 其在休閒上所遭遇的人際性阻礙越高, 推測可能與生命歷程之週期有關, 年齡及年資較高者, 通常已婚或已育有子女, 家庭成員可帶來較多的社會支持及陪伴, 故在休閒

72 參與上可能較不受朋友陪伴之影響, 而資淺者工作職位及收入也相對較低, 也由於生命歷練較短, 其人際互動關係之建立技巧與人際網絡也較未成熟, 較易受人際阻礙之影響, 故須要資深者主動多給予協助鼓勵及啟發結構性阻礙因科別及輪班方式而有不同之差異, 事後檢定未找出差異之科別, 推估由於各科別也有所謂的淡季與旺季, 影響佔床率及人力的調動, 在人力不足時, 較難以符合各別需求, 也容易造成休閒之阻礙研究結果也發現, 輪班方式以月固定制之人際性阻礙及結構性阻礙皆最高, 而醫院採月固定制的排班方式主要是為了使護理人員減少輪班對生理造成的影響, 更利於調整作息及安排時間, 但同時卻也造成了護理人員有較高的休閒阻礙就小夜班而言, 由於上班時段為 16:00~24:00, 正是一般人下班後可與友人及家人共聚在一起得時間, 故小夜班在人際性阻礙較高, 而若以月固定的排班方式, 則可能導致護理人員在整個月的期間都須因班別與家人不同, 而減少與他人互動的機會, 更無法參與家庭活動, 下班或休假時也找不到共同的陪伴者, 造成人際互動的減少及孤立感與愧疚感的形成 ( 二 ) 個人背景變項與身心健康不同之背景變項與總身心健康在年齡子女年資科別輪班方式年收入等變項達顯著差異, 護理人員年齡在 21~28 歲年資在 0~5 年收入低無子女者身心健康較差, 在科別部份則以精神科身心健康狀況較差, 輪班方式則以花班制之身心健康狀況較差, 此結果與謝政隆 (2008) 所指出護理人員以年資 4 年以上無子女者之身心健康狀況較差, 已婚者 30 歲以上者之身心健康狀況較佳之結果略同, 亦與李葆瑋 (2006) 所指出醫學中心護理人員之年齡科別及與年收入與自覺身心健康狀況有顯著差異相似本研究受試護理人員之生理狀況受個人變項之年齡子女年資科別職稱輪班方式年收入之不同而有差異, 焦慮和失眠則受年齡年資科別之不同而有差異, 社會功能障礙僅因科別不同而有差異, 嚴重憂鬱則受個人變項年齡子女年資科別職稱輪班方式班別及年收入之不同而有差異

73 綜合研究結果可知, 影響護理人員身心健康之重要之背景變項為年齡年資科別輪班方式及班別, 年齡部份則以年輕者及資淺者之在生理狀況焦慮失眠及嚴重憂鬱之身心健康較差, 推估可能也與生命歷程與經驗有關, 年輕者及資淺者其個人支持系統尚未健全, 若缺乏有效的因應技巧, 則會影響到身心與社會之健康, 另外, 由於工作年資較淺, 要將所學應用在實際職業場域, 是無法立即得心應手的, 所以在工作的熟悉與整合及時間管理上也較資深者缺乏經驗, 在臨床上也可由突發的急救狀況發現, 缺乏經驗對於臨床護理人員之壓力感受的深刻影響, 而年輕者及資淺者所感受到的經濟社會和成就壓力都較年長及資深者明顯, 在藍菊梅戴嘉南汪素真 (2006) 之研究則指出護理人員年齡及年資雖與憂鬱程度無交互作用, 但會影響求助態度, 年齡越大者越求助態度越正向, 人際開放程度也越高, 可見年齡對於心理健康則是一個重要的因素科別差異中則以精神科在身心健康之困擾皆為最高, 在全民健保實施後, 精神科成了一床難求的狀態, 故能入院接受照護的病人皆為急性期患者, 由於疾病因素, 在住院期間常出現暴力攻擊或自殘自殺的行為, 對整個醫護團隊皆造成極大的壓力及考驗, 再者, 精神治療其主要在於促進病人之心理健康, 人們對於精神科護理人員之期待較高, 也認為其不應有身心不健康的狀況, 故護理人員也傾向於不太表露自己的情緒, 較不對外求援, 亦可能是造成科別差異的影響輪班方式則以花班制所造成生理狀況之得分最高, 由於每月需經歷多次的時差調整, 故影響生理狀況, 而月固定班造成嚴重憂鬱程度較高, 大夜班之嚴重憂鬱程度則高於白班, 此結果與賴育民黃雪莉蔡宗益 (2012) 所指出年齡越輕睡眠困擾為憂鬱之高危險群之研究結果相似由此可見輪班對於護理人員身心健康之影響甚大本研究結果近似張議露 (2006) 研究結果略同, 其則指出班別職位年資及年齡均會影響身心健康, 白班者身心健康之生理狀況焦慮和失眠及社會功能障礙之困擾皆較小, 身心健康情形較佳, 病房管理者的生理狀況焦慮和失眠則之健康情形較差, 年資淺 1 年以下者之焦慮和失眠社會功能障礙及嚴重憂慮皆高

74 表個人背景變項差異分析結果摘要表量表構面達顯著差異之背景變項總休閒參與子女 1. 運動型 - 2. 社交型年齡休閒 3. 文化型 - 參與 4. 個人嗜好型 - 5. 娛樂型 - 6. 遊憩觀光型 - 總休閒阻礙年齡子女年資科別職稱輪班方式居住狀況休閒阻礙個人性阻礙 - 人際性阻礙結構性阻礙年齡婚姻子女年資科別職稱輪班方式班別年收入居住狀況科別輪班方式總身心健康年齡子女年資科別輪班方式年收入身心健康生理狀況年齡子女年資科別職稱輪班方式年收入焦慮與失眠社會功能障礙年齡年資科別科別嚴重憂鬱子女年資科別職稱輪班方式班別年收入第四節背景變項休閒參與休閒阻礙與身心健康之相關本研究在探討休閒參與休閒阻礙與身心健康間之相關, 以皮爾森積差相關對各量表之總分進行統計分析在進行相關分析前, 先將人口自變項中的 : 婚姻科別職稱輪班方式班別居住狀況等名義變項, 轉為虛擬變項, 婚姻以未婚為參照組科別以人數較多之急護科為參照職稱則轉置為是否為主管, 以非主管職為參照, 輪班方式及班別兩個變項則只選取輪班方式, 轉置為是否須輪班, 以不須輪班為參照, 居住狀況轉置為是否與家人同住, 以未與家人同住為參

75 照組, 再將變項投入相關分析一個人背景變項與身心健康相關分析 ( 一 ) 個人背景變項與總身心健康由表為可得知背景變項與總身心健康及各構面以及身體質量指數間的相關矩陣, 不同背景變項之年齡年資精神科主管職輪班及收入對總身心健康達顯著相關, 年齡年資主管職收入與總身心健康狀況呈現負相關, 相關係數分別為 r = 及 -.182, 意即年齡越輕年資淺者身非主管職者收入低者之身心健康困擾越大, 總身心健康狀況則越差, 科別為精神科及輪班則與總身心健康狀況呈現正相關, 相關係數分別為 r = , 意即科別為精神科及須輪班者之身心健康困擾越高, 總身心健康狀況則越差 ( 二 ) 個人背景變項與生理狀況不同背景變項之子女年齡年資內科精神科輪班及收入對生理狀況達顯著相關, 子女年齡年資內科收入與生理狀況呈現負相關, 相關係數分別為 r = 及 -.167, 意即無子女年齡越輕年資越淺者收入越低者之生理狀況困擾越高, 身心健康情形越差, 但科別為內科者生理狀況困擾則越低, 精神科及輪班則與生理狀況呈現正相關, 相關係數分別為 r = , 科別為精神科及須輪班者之生理狀況困擾越高, 健康情形則越差 ( 三 ) 個人背景變項與焦慮及失眠不同背景變項之年齡年資精神科輪班及收入對焦慮及失眠達顯著相關, 年齡年資收入與焦慮及失眠呈現負相關, 相關係數分別為 r = 及 -.145, 精神科及輪班則與焦慮及失眠呈現正相關, 相關係數分別為 r = , 意即年齡越輕年資淺收入低者精神科及須輪班者之焦慮及失眠困擾越大, 身心健康狀況則越差 ( 四 ) 個人背景變項與社會功能障礙不同背景變項之精神科輪班及收入對社會功能障礙達顯著相關, 收入與社會功能障礙呈現負相關, 相關係數為 r = -.142, 意即收入越低者之社會功能障礙

76 情形越高, 精神科及輪班則與社會功能障礙呈現正相關, 相關係數分別為 r = , 意即科別為精神科及須輪班者之社會功能障礙越高, 身心健康狀況則越差 ( 五 ) 個人背景變項與嚴重憂鬱不同背景變項之子女年齡年資精神科主管職輪班及收入對嚴重憂鬱達顯著相關, 年齡年資主管職收入與嚴重憂鬱呈現負相關, 相關係數分別為 r = 及 -.186, 意即無子女年齡越輕年資淺者非主管職者收入低者之嚴重憂鬱分數越高, 健康狀況則越差, 科別為精神科及須輪班者則與嚴重憂鬱呈現正相關, 相關係數分別為 r = , 意即科別為精神科及須輪班者之嚴重憂鬱分數越高, 健康狀況則越差 ( 六 ) 個人背景變項與身體質量指數在身體質量指數部分, 則與婚姻子女年齡年資收入均達顯著正相關, 相關係數介於.128~.165 之間, 意即年長者有子女者資深者收入越高者其身體質量指數有較高的傾向表個人背景變項與身心健康相關摘要表身心健康生理狀況焦慮和社會功能失眠障礙嚴重憂鬱 BMI 婚姻 ** 子女 * *.157 * 年齡 ** ** ** *.144 * 年資 ** ** ** **.165 * 內科 * 腫瘤科外科婦兒科精神科.206 **.157 **.183 **.213 **.169 ** 護理部 ( 接下頁 )

77 表個人背景變項與身心健康相關摘要表 ( 續 ) 焦慮和身心健康生理狀況社會功能障礙嚴重憂鬱失眠 BMI 輪班.169 **.151 *.133 *.143 *.163 **.028 收入 ** ** * * **.128 * 是否與家人住註. *P<.05 **P<.01 ***P<.001. 二休閒參與與身心健康相關分析 ( 一 ) 總休閒參與和身心健康表為總休閒參與及總身心健康變項間的相關矩陣, 休閒參與和身心健康二個變項呈現顯著之負相關, 相關係數 r = (P<.05), 意即休閒參與程度越高, 身心健康困擾則越低, 身心健康情形則越佳, 決定係數 R 2 等於.042; 休閒參與可以解釋身心健康變項總變異量的 4.2% 總休閒參與對於身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱皆達顯著相關, 相關係數分別為及 -.168, 意即休閒參與程度越高身心健康各構面之健康狀況則越好, 但總休閒參與對於身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關 ( 二 ) 運動型休閒參與和身心健康運動型休閒參與對於總身心健康及身心健康之生理狀況焦慮和失眠及社會功能障礙皆達顯著相關, 相關係數分別為 r = 及 -.211, 意即運動型休閒參與程度越高, 總身心健康及生理狀況焦慮和失眠及社會功能障礙各構面之健康狀況則越好, 但運動型休閒參與對於嚴重憂鬱及身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關 ( 三 ) 社交型休閒參與和身心健康社交型休閒參與對於總身心健康及身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱皆達顯著相關, 相關係數分別為 r =

78 -.215 及 -.201, 意即社交型休閒參與程度越高身心健康各構面之健康狀況則越好, 但社交型休閒參與對於身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關 ( 四 ) 文化型休閒參與和身心健康文化型休閒參與對於身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱皆未達顯著相關, 對於身體質量指數 (BMI) 亦未達統計上顯著相關 ( 五 ) 個人嗜好型休閒參與和身心健康個人嗜好型休閒參與對於身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱皆未達顯著相關, 對於身體質量指數 (BMI) 亦未達統計上顯著相關 ( 六 ) 娛樂型參與和身心健康娛樂型休閒參與對於總身心健康及身心健康之生理狀況嚴重憂鬱達顯著相關, 相關係數分別為 r = 及 -.188, 意即娛樂型休閒參與程度越高總身心健康及生理狀況嚴重憂鬱構面之健康狀況則越好, 但娛樂型休閒參與對於焦慮和失眠社會功能障礙及身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關 ( 七 ) 遊憩觀光型休閒參與和身心健康遊憩觀光型休閒參與對於總身心健康及身心健康之焦慮和失眠社會功能障礙達顯著相關, 相關係數分別為 r = 及 -.134, 意即遊憩觀光型休閒參與程度越高, 身心健康之焦慮和失眠社會功能障礙構面之健康狀況則越好, 但遊憩觀光型休閒參與對於生理狀況嚴重憂鬱及身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關

79 表休閒參與與身心健康量表各構面相關摘要表休閒參與 1. 運動型 2. 社交型 3. 文化型 4. 個人嗜好型 5. 娛樂型 6. 遊憩觀光型身心健康生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱 BMI Pearson 相關 ** ** ** ** ** 顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關 ** ** ** ** 顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關 ** * ** ** ** 顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關 * * **.006 顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關 * * * 顯著性 ( 雙尾 ) 註. *p<.05 **p<.01 ***p<.001. 三休閒阻礙與身心健康相關分析 ( 一 ) 總休閒阻礙和身心健康休閒阻礙與身心健康二個變項呈達顯著之正相關, 相關係數 r =.47 (p<.05), 表示休閒阻礙程度越高, 身心健康則越差, 決定係數 R 2 等於.221; 休閒阻礙可以解釋身心健康變項總變異量的 22.10% 休閒阻礙不同構面之個人性阻礙人際性阻礙及結構性阻礙皆與總身心健康達顯著相關, 相關係數分別為 r = , 顯示護理人員在個人性人際性及結構性休閒阻礙程度越高, 總身心健康狀況則越差, 相關矩陣摘要如表所示休閒阻礙對於身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關 ( 二 ) 個人性阻礙和身心健康個人性休閒阻礙對於總身心健康及身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱皆達顯著正相關, 相關係數分別為 r =

80 .381 及.387, 意即個人性休閒阻礙程度越高身心健康各構面之健康狀況則越差, 但個人性休閒阻礙對於身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關 ( 三 ) 人際性阻礙和身心健康人際性阻礙對於總身心健康及身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱皆達顯著正相關, 相關係數分別為 r = 及.260, 意即人際性阻礙程度越高身心健康各構面之健康狀況則越差, 但人際性阻礙對於身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關 ( 四 ) 結構性阻礙和身心健康結構性阻礙對於總身心健康及身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙嚴重憂鬱皆達顯著正相關, 相關係數分別為 r = 及.265, 意即結構性程度越高身心健康各構面之健康狀況則越差, 但結構性對於身體質量指數 (BMI) 則未達統計上顯著相關表休閒阻礙與身心健康量表各構面相關摘要表休閒阻礙個人性阻礙人際性阻礙結構性阻礙身心健康生理狀焦慮和社會功嚴重況失眠能障礙憂鬱 BMI Pearson 相關.470 **.412 **.427 **.442 **.356 ** 顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關.398 **.296 **.331 **.381 **.387 **.081 顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關.367 **.348 **.330 **.338 **.260 ** 顯著性 ( 雙尾 ) Pearson 相關.417 **.378 **.406 **.398 **.265 ** 顯著性 ( 雙尾 ) 註. *p<.05 **p<.01 ***p<.001. 四休閒阻礙與休閒參與之相關 ( 一 ) 總休閒阻礙與休閒參與由表得知總休閒阻礙和總休閒參與之相關未達顯著, 意即受試護理人員之休閒參與不受休閒阻礙影響, 不因休閒阻礙增加減少休閒參與程度 ( 二 ) 個人性休閒阻礙與休閒參與

81 個人性阻礙對於運動型及社交型休閒參與達顯著相關, 相關係數分別為 r = 及 -.181, 屬低度負相關, 當個人性阻礙越高時, 運動型及社交型休閒活動之參程度則越低 ( 三 ) 人際性休閒阻礙與休閒參與人際性休閒阻礙和各類型之休閒參與皆相關未達顯著, 意即受試護理人員之休閒參與不受人際性阻礙影響, 不因人際性阻礙的增加而減少休閒參與程度 ( 四 ) 結構性休閒阻礙與休閒參與結構性阻礙與運動型社交型休閒參與達顯著相關 (p<.05), 相關係數分別為 r = 及 -.129, 屬低度負相關, 當結構性阻礙越高, 運動型及社交型休閒活動之參程度則越低由相關之結果得知, 本研究受試護理人員之運動型休閒參與及社交型休閒參與會受到個人性阻礙及結構性阻礙之影響, 而減少休閒參與的程度表休閒阻礙與休閒參與量表各構面相關摘要表休閒阻礙個人性阻礙人際性阻礙結構性阻礙休閒參與 Pearson 相關顯著性 ( 雙尾 ) 運動型 Pearson 相關 * * * 顯著性 ( 雙尾 ) 社交型 Pearson 相關 ** ** * 顯著性 ( 雙尾 ) 文化型 Pearson 相關顯著性 ( 雙尾 ) 個人嗜好型 Pearson 相關顯著性 ( 雙尾 ) 娛樂型 Pearson 相關顯著性 ( 雙尾 ) 遊憩觀光型 Pearson 相關顯著性 ( 雙尾 ) 註. *p<.05 **p<.01 ***p<.001. 五討論 ( 一 ) 背景變相項與身心健康

82 本研究受試護理人員之身心健康之生理狀況則以無子女年輕者資淺者科別為精神科須輪班收入低者, 生理狀況困擾較高, 身心健康較差, 內科者身心健康則較佳, 在年齡與年資部份, 則與向等 (2011) 研究結果略有不同, 其發現加護病房護理人員工作年資與身體健康之下背痛相關, 年資越高造成之生理危害則越高, 生理狀況較差, 出現執業傷害的可能性也越高, 推估則可能為研究工具不同所導致, 本研究為自覺健康狀況而非真正出現的生理危害焦慮及失眠困擾以年輕資淺精神科須輪班及收入低者較高, 社會功能障礙以精神科須輪班及收入低者較高, 嚴重憂鬱程度則以無子女年輕資淺者非主管職精神科須輪班及收入低者較高, 身心健康情況較差, 在身體質量指數部分, 則與婚姻子女年齡年資內科收入達顯著相關, 年長者有子女者資深收入高者其身體質量指數有較高的傾向本研究發現, 影響護理人員身心健康之重要之背景變項為子女年齡年資是否為主管科別輪班及收入, 以無子女年輕資淺非主管職精神科輪班及收入低者之身心健康較差, 此結果與王黃呂何 (2007) 與向李鄭 (2011) 所指出護理人員年資越短工作壓力越大身心健康越差之研究結果相似, 亦與唐陳鄭張林 (2005) 指出工作年資較淺之護理人員憂鬱程度越高之研究結果相似, 推估可能與生命歷程與生活經驗息息相關, 由於護理工作本身常處於面對疾病死亡及醫院種種之複雜的環境, 工作本身便相當繁瑣且具有壓力, 更須要時間來加以適應及熟悉, 而隨著年齡及年資的成長, 對於工作也越能駕輕就熟, 相對所感受到的壓力及工作負荷也較小, 所以在新進人員剛到職的訓練階段, 則格外更需要親友同事及主管的支持, 有研究指出社會支持則可降低情緒低落與崩潰的程度, 達到身心健康 (Barnard, Street, & Love, 2006) 本研究亦發現, 輪班因素亦是影響護理人員身心健康之主要因素之一, 研究指出輪班會造成生活品質之降低, 其所成的影響以睡眠困擾最為嚴重, 其次為經痛消化不良及情緒不佳易怒等問題 ( 李鍾程郭,2008), 由於輪班造成睡眠型態紊亂, 導致護理人員睡眠品質欠佳, 也會使情緒也跟著低落, 許多護

83 理人員在輪班坐息之調整上, 更須仰賴安眠藥的協助才能入睡, 洪等 (2006) 之研究則指出非典型工時且須輪值大夜班者之睡眠品質較差, 自覺身心健康狀況也較差, 不良的睡眠品質容易衍生出生理機能紊亂心理社會壓力何家庭生活之衝突, 國內外亦有許多文獻皆證實護理人有較高的心理健康問題, 值得關注在護理人員身體質量指數部分, 以年長有子女者資深者收入越高者其身體質量指數有較高的傾向, 此結果與李等 (2005) 之研究相似, 其研究結果顯示護理人員之年齡及年資與身體質量指數有顯著之正相關 ( 二 ) 休閒參與與身心健康本研究發現休閒參與程度越高身心健康則越佳, 此結果與陳雅慧 (2009) 林明芳 (2011) 吳水丕李青穎 (2012) 謝政龍 (2008) 等人之研究結果相似, 也印證 Iso-Ahola 及 Weissinger (1987) 之研究發現休閒活動與健康有顯著相關, 休閒活動可以降低壓力及增加個人健康的說法, 本研究亦發現護理人員在運動型社交型娛樂型及遊憩觀光型之休閒參與程度越高, 身心健康狀況則越佳, 而在文化型及個人嗜好型兩類休閒參與對於身心健康之相關則未達顯著, 研究受試者護理人員之身體質量指數亦不受休閒參與之影響運動型休閒參對於身心健康之生理狀況焦慮和失眠及社會功能障礙皆達相關, 但在嚴重憂鬱及身體質量指數則未達顯著相關, 此結果與賴育民等人 (2012) 所指出運動者出現憂鬱反應較不運動者高之結果不同, 與吳珠枝 (2006) 所指出身體活動對 BW( 體重 ) BMI( 身體質量指數 ) 達顯著差異之結果亦不同, 推估可能是評估工具不同所致之外, 本研究族群則侷限於護理人員非全部之醫療從業人員, 另外亦可能因本研究受試護理人員之運動型休閒參與之頻繁較低, 故影響統計之結果由於近年來政府也大力的鼓吹全民運動風氣, 希望能藉由規律的運動提昇國人的健康狀態, 為達人人想運動, 處處能運動的目標, 政府也致力於提供優質的運動處所, 並倡導招募運動志工, 根據世界衛生組織 (WHO) 統計,2004 年全球 10 大死亡危險因子中不運動已高居第 4 位, 佔全球死亡人數的 5.5%,

84 故在 2004 年世界衛生大會中更特別推動飲食運動與健康的全球策略, 強調規律與適度運動對於免除罹患非傳染性疾病風險的必要性, 呼籲重視全民運動社交型休閒參與對於身心健康之生理狀況焦慮和失眠社會功能障礙及嚴重憂鬱四向度皆達相關, 參與社交活動則可增加社會支持的機會, 藉由社交活動與友人團聚, 透過分享表達與溝通紓發情緒及壓力, 感受到自己受到關懷與重視, 進而達到身心健康, 有文獻指出身心健康與社會支持相關 ( 向李鄭,2011), 當親人主管及同事支持感受越高時, 身心健康越好, 故管理者則亦應多鼓勵護理人員多參與社交活動娛樂型休閒則是護理人員最常參與的休閒活動, 其與身心健康之生理狀況及嚴重憂鬱達顯著差異, 此類活動在大眾媒體的選擇上也應慎選才不會對身心造成反向影響, 而在媒體的使用上也應更留意時間不應過長雖然本研究在文化型個人嗜好型之休閒參與在身心健康上未達顯著相關, 但藝文活動則為人類智慧之累積, 對社會價值及道德行為則具有潛移默化的功能, 也有助於社會群體的凝聚力綜合上述研究結果, 若能協助護理人員在參與運動型社交型娛樂型及遊憩觀光型之休閒活動, 則有助於減緩護理人員之身心健康困擾, 改善負面情緒, 進而促進護理人員之身心健康 ( 三 ) 休閒阻礙與身心健康本研究發現休閒阻礙與身心健康達顯著相關, 休閒阻礙可以解釋身心健康變項總變異量的 22.10%, 顯示休閒阻礙影響身心健康值得關注, 由於當個人在休閒受到阻礙時, 其透露出的訊息不僅僅是在休閒方面受到影響, 可能是連同日常生活與家庭關係上皆會受到不同程度的影響或不便, 當護理人員因為輪班因素疲憊沒有體力沒有時間參與休閒時, 可能也會因相同的原因而無法處理許多生活上的雜務或與家人相處, 亦可能造成身心上的壓力與影響 Godbey(1988) 也強調時間缺乏將造成人們的心理壓力增加, 成為當今社會的最大殺手, 當社會

85 時間與自己的生活節奏不平衡, 期限內無法完成既定的目標, 則成為生活壓力的主要來源, 而人們在工作追求效率的習慣一旦延伸到休閒之中, 以效率的眼光來衡量休閒的價值, 同時也會導致生活壓力, 影響心理健康 ( 黃,2007) ( 四 ) 休閒阻礙與休閒參與護理人員總休閒阻礙和整體休閒參與相關未達顯著, 此結果與王碧雲 ( 2008) 高中教師休閒阻礙與休閒活動參與無顯著相關之研究結果相同, 亦與詹凱婷 ( 2006) 飯店女性員工休閒阻礙對休閒活動參與無顯著相關相同整體休閒阻礙對於休閒參與之相關並未達顯著, 顯示個人之休閒參與不受休閒阻礙之影響, 雖然個人的休閒阻礙存在, 但仍會有休閒參與, 如同 Jackson 等人 ( 1993) 所指出, 個人與休閒阻礙的協商結果並非是絕對的參加或不參加, 是否參與休閒並不是決定於阻礙的有或無, 而是在個人與阻礙間的協商過程, 協商可能參與的型態而非完全排除參與, 同時 Roymore Crawford Godbey 也指出個體雖有休閒阻礙的存在, 仍然會有休閒參與, 休閒參與的確影響了個體參與時的選擇經驗, 但並非能完全的限制個體的休閒參與, 一但個體休閒之內在動機高時, 往往較能克服休閒阻礙問題, 達成從事休閒活動獲得需求滿足之目的, 本研究則可印證此理論第五節身心健康之預測情形本研究在探討背景變項休閒參與及休閒阻礙對身心健康的預測情形, 將背景變項休閒參與及休閒阻礙等自變項作為預測變項, 身心健康作為效標變項, 進行迴歸分析, 從自變項中找出對身心健康依變項最具解釋力的自變項, 迴歸分析採用階層迴歸分析, 依序將自變項投入迴歸模式第一階層先以背景變項為自變項, 以了解其是否為身心健康的預測變項 ; 第二階層再加上休閒參與為自變項, 此時即控制背景變項, 可以了解休閒參與是否為身心健康的預測變項, 第三階層再加入休閒阻礙為自變項, 此時則控制背景變項和休閒參與等二個變項, 可以確認休閒阻礙能否有效預測身心健康進行階層迴歸分析前, 先將預測變項

86 屬名義變項者轉換為虛擬變項, 本研究轉換之虛擬變項為 : 婚姻科別職稱輪班方式班別居住狀況等名義變項, 轉為虛擬變項之方式為 : 婚姻以未婚為參照設 0; 已婚設 1 科別取人數較多之急護科為參照設 0, 分別虛擬內科腫瘤科外科婦兒科精神科為 1, 職稱則轉置為是否為主管, 以非主管職為參照組設 0; 主管職則設為 1, 輪班方式及班別兩個變項則只選取輪班方式, 並轉置為是否須輪班, 以不須輪班為參照設為 0; 輪班為 1, 居住狀況轉置為是否與家人同住, 以未與家人同住為參照組設為 0; 與家人同住設為 1, 再將變項投入迴歸分析一總身心健康之迴歸分析採用階層迴歸分析以檢測背景變項休閒參與及休閒阻礙等自變項對於總身心健康的影響, 模式一將背景變項納入模型, 檢測其對於總身心健康的影響, 總身心健康為負向量表, 分數愈高表示其身心健康困擾愈高, 身心健康狀況則愈差, 模型一的表現為有效模型 (F=4.072,p<.05, R 2 =.085,adj R 2 =.064, R 2 =.085), 精神科可解釋總身心健康 8.5% 的變異量, 受試護理人員為精神科者之總身心健康較差模式二則檢測休閒參與變項對於總身心健康的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=4.347,p<.05,R 2 =.144,adj R 2 =.111, R 2 =.059) 結果顯示運動型休閒參與及社交型休閒參與對總身心健康的影響達顯著影響, 可解釋總身心健康 5.9% 的變異量運動型休閒參與及社交型休閒參與頻率越高, 總身心健康越佳模式三檢測休閒阻礙變項對於總身心健康的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=8.80,p<.05,R 2 =.31,adj R 2 =.275, R 2 =.166) 結果顯示個人性阻礙及結構性阻礙可解釋總身心健康 16.6% 的變異量, 個人性阻礙及結構性阻礙越高, 總身心健康越差個人性阻礙 (β 值 =.241) 之影響程度則高於結構性阻礙 (β 值 =.166), 具有最佳的解釋力當休閒阻礙進入模型後, 休閒參與則被排除在模型之外, 此迴歸分析結果發現, 精神科個人性阻礙結構

87 性阻礙對總身心健康的聯合預測力為 31.0%(Adj R 2 =27.5%) 迴歸分析前將各預測變項先進行共線性診斷, 以確定變項間的獨立性, 結果各變項間的變異膨脹因素 (variance inflation factor, VIF) 介於 1.102~4.049 之間未大於 10, 顯示各變項間未有共線性問題殘差分析 Durbin-Watson 為 1.719, 接近於 2 表示殘差項間越無相關表背景變項休閒參與休閒阻礙對總身心健康迴歸摘要表模式 1 模式 2 模式 3 自變項 β Beta t β Beta t β Beta t 分配分配分配 ( 常數 ) *** *** *** 精神科 ** ** * 運動型 * 社交型 * 個人性阻礙 *** 結構性阻礙 * R 調過後的 R R 2 改變量 F 4.072** 4.347*** 8.80*** F 改變註. *p<.05 **p<.01 ***p<.001. 二生理狀況迴歸分析採用層級迴歸分析以檢測背景變項休閒參與及休閒阻礙等自變項對於身心健康之生理狀況構面的影響 ( 負向量表 ), 模式一將背景變項納入模型, 檢測其對於生理狀況的影響, 模型的表現為有效模型 (F=2.859, p<.05,r 2 =.081,adj R 2 =.053, R 2 =.81), 結果顯示內科對生理狀況為顯著負向影響, 精神科則為顯著正向影響, 精神科之生理狀況較差而內科之生理狀況則較佳, 科別可解釋生理狀況 8.1% 的變異量模式二則檢測休閒參與變項對於生理狀況的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=3.28,p<.05,R 2 =0.123,adj R 2 =.086, R 2 =.042) 結果顯示運

88 動型休閒參與對生理狀況的影響達顯著, 運動型休閒參與程可解釋生理狀況 4.2% 的變異量模式三檢測休閒阻礙變項對於生理狀況的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=6.204,p<.05,R 2 =.255,adj R 2 =.214, R 2 =.132) 結果顯示人際性阻礙及結構性阻礙對生理狀況達顯著, 可解釋生理狀況 13.2% 的變異量, 而以結構性阻礙 (β 值 =.173) 之影響程度則高於人際性阻礙 (β 值 =.155), 具有最佳的解釋力迴歸分析結果發現, 內科運動型休閒人際性阻礙結構性阻礙則可解釋生理狀況聯合預測力為 25.5%(adj R 2 =21.4%) 迴歸分析前將各預測變項先進行共線性診斷, 以確定變項間的獨立性, 各變項間的變異膨脹因素 (variance inflation factor, VIF) 介於 1.102~4.049 之間未大於 10, 顯示各變項間未有共線性問題殘差分析 Durbin-Watson 為 1.85, 接近於 2 表示殘差項間越無相關表背景變項休閒參與休閒阻礙對生理狀況迴歸摘要表模式 1 模式 2 模式 3 自變項 β Beta t β Beta t β Beta t 分配分配分配 ( 常數 ) *** *** *** 內科 * * * 精神科 * 運動型 ** * 人際性阻礙 * 結構性阻礙 * R 平方調過後的 R 平方 R 平方改變量 F 2.859** 3.28*** 6.204*** F 改變註. *p<.05 **p<.01 ***p<.001. 三焦慮和失眠迴歸分析採用層級迴歸分析以檢測背景變項休閒參與及休閒阻礙等自

89 變項對於身心健康之焦慮和失眠困擾的影響 ( 負向量表 ), 模式一將背景變項納入模型, 檢測其對於焦慮和失眠的影響, 模型的表現為有效模型 (F=3.52,p<.05,R 2 =.063,adj R 2 =.45, R 2 =.063), 結果顯示精神科之護理人員較易出現焦慮和失眠之困擾, 可解釋焦慮和失眠 6.3% 的變異量模式二則檢測休閒參與對於焦慮和失眠的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=5.06,p<.05,R 2 =.135,adj R 2 =.108, R 2 =.072) 結果顯示運動型休閒參與對焦慮和失眠的影響達顯著負向影響, 運動型休閒參與越高焦慮和失眠困擾則越低, 運動型休閒參與可解釋焦慮和失眠 7.2% 的變異量模式三檢測休閒阻礙對於焦慮和失眠的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=8.58,p<.05,R 2 =.269,adjR 2 =.237, R 2 =.134) 結果顯示個人性阻礙及結構性阻礙對焦慮和失眠達顯著正向影響, 可解釋焦慮和失眠況 13.4%, 由表知, 結構性阻礙 (β 值 =.211) 之影響程度則高於個人性阻礙 (β 值 =.158) 及運動型休閒參與 (β 值 =-.174), 具有最佳的解釋力迴歸分析結果發現, 運動型參與個人性阻礙結構性阻礙可解釋焦慮和失眠 26.9% 的變異量, 聯合預測力為 26.9%(adj R 2 =23.7%) 迴歸分析前將各預測變項先進行共線性診斷, 以確定變項間的獨立性, 結果各變項間的變異膨脹因素 (variance inflation factor, VIF) 介於 1.102~4.049 之間未大於 10, 顯示各變項間未有共線性問題殘差分析 Durbin-Watson 為 1.763, 接近於 2 表示殘差項間越無相關

90 表背景變項休閒參與休閒阻礙對焦慮和失眠迴歸摘要表自變項 B 模式 1 模式 2 模式 3 Beta t B Beta t B Beta 分配分配分配 ( 常數 ) *** *** *** 精神科 ** ** 運動型 *** ** 個人性阻礙 * 結構性阻礙 ** R 平方調過後的 R 平方 R 平方改變量 F 3.52** 5.065*** 8.58*** F 改變註. *p<.05 **p<.01 ***p<.001. t 四身心健康之社會功能障礙構面迴歸分析採用層級迴歸分析以檢測背景變項休閒參與及休閒阻礙等自變項對於身心健康之社會功能障礙構面的影響 ( 負向量表 ), 模式一將背景變項納入模型, 檢測其對於社會功能障礙的影響, 模型的表現為有效模型 (F=6.93,p<.05,R 2 =.069,adj R 2 =.059, R 2 =.069), 結果顯示精神科對社會功能障礙達顯著影響, 可解釋社會功能障礙 6.9% 的變異量模式二則檢測休閒參與變項對於社會功能障礙的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=6.705,p<.05,R 2 =.127,adj R 2 =.108, R 2 =.058) 結果顯示運動型及社交型休閒參與對社會功能障礙的影響達顯著, 可解釋社會功能障礙 5.8% 的變異量模式三檢測休閒阻礙變項對於社會功能障礙的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=11.10,p<.05,R 2 =.267,ad jr 2 =.243, R 2 =.14) 結果顯示, 個人性阻礙及結構性阻礙越高其社會功能障礙程度則越高, 可解釋社會功能障礙 14.0% 的變異量, 結構性阻礙 (β 值 =.20) 之影響程度則高於個人性阻礙 (β 值

91 =.198), 具有最佳的解釋力迴歸分析結果發現, 精神科個人性阻礙結構性阻礙可解釋社會功能障礙 26.7% 的變異量, 聯合預測力為 26.7%(adj R 2 =24.3%) 迴歸分析前將各預測變項先進行共線性診斷, 以確定變項間的獨立性, 結果各變項間的變異膨脹因素 (variance inflation factor, VIF) 介於 1.102~4.049 之間未大於 10, 顯示各變項間未有共線性問題殘差分析 Durbin-Watson 為 1.754, 接近於 2 表示殘差項間越無相關表背景變項休閒參與休閒阻礙對社會功能障礙迴歸摘要表模式 1 模式 2 模式 3 自變項 β Beta t β Beta t β Beta t 分配分配分配 ( 常數 ) *** *** *** 精神科 *** ** ** 運動型 * 社交型 * 個人性阻礙 ** 結構性阻礙 ** R 平方調過後的 R 平方 R 平方改變量 F 6.93*** 6.705*** *** F 改變註. *p<.05 **p<.01 ***p<.001. 五身心健康之嚴重憂鬱迴歸分析採用層級迴歸分析以檢測背景變項休閒參與及休閒阻礙等自變項對於嚴重憂鬱的影響 ( 負向量表 ), 模式一將背景變項納入模型, 檢測其對於嚴重憂鬱的影響, 模型的表現為有效模型 (F=3.611,p<.05, R 2 =.088,ad jr 2 =.064, R 2 =.088), 結果顯示精神科對嚴重憂鬱達顯著影響, 受試者科別為精神科之護理人員越容易出現嚴重憂鬱之狀況, 可解釋嚴重憂鬱 8.8% 的變異量

92 模式二則檢測休閒參與變項對於嚴重憂鬱的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=4.81,p<.05,R 2 =.143,adj R 2 =.114, R 2 =.055) 結果顯示社交型及娛樂型休閒參與變項對嚴重憂鬱的影響達顯著, 可解釋嚴重憂鬱 5.5% 的變異量, 當社交型休閒及娛樂型休閒參頻率越高, 嚴重憂鬱狀況則越低模式三檢測休閒阻礙變項對於嚴重憂鬱的影響, 整體模型的表現為有效模型 (F=7.888,p<.05,R 2 =.270,adj R 2 =.236, R 2 =.127) 結果顯示, 個人性阻礙越高其嚴重憂鬱程度則越高, 可解釋嚴重憂鬱 12.7% 的變異量個人性阻礙則具有最佳之預測力迴歸分析結果發現, 娛樂型參與個人性阻礙可解釋嚴重憂鬱 27.0% 的變異量, 聯合預測力為 27.0%(adj R 2 =23.6%) 迴歸分析前將各預測變項先進行共線性診斷, 以確定變項間的獨立性, 結果各變項間的變異膨脹因素 (variance inflation factor, VIF) 介於 1.061~4.049 之間未大於 10, 顯示各變項間未有共線性問題殘差分析 Durbin-Watson 為 1.752, 接近於 2 表示殘差項間越無相關表背景變項休閒參與休閒阻礙對嚴重憂鬱迴歸摘要表模式 1 模式 2 模式 3 自變項 β Beta t β Beta t β Beta t 分配分配分配 ( 常數 ) *** *** *** 精神科 * * 社交型 * 娛樂型 * ** 個人性阻礙 *** R 平方調過後的 R 平方 R 平方改變量 F 3.610*** 4.81*** 7.88*** F 改變註. *p<.05 **p<.01 ***p<

93 六討論 ( 一 ) 總身心健康經由迴歸分析結果發現精神科可解釋總身心健康 8.5% 的變異量, 受試護理人員為精神科者之總身心健康較差, 而運動型休閒參與及社交型休閒參與則可解釋總身心健康 5.9% 的變異量, 但由表模型 3 得知, 當休閒阻礙變項進入模型後, 運動型及社交型休閒參與則轉為不顯著, 顯示當個人性阻礙及結構性阻礙出現時, 會減少運動型及社交型休閒參與參與, 對休閒參與造成影響, 各變項則以個人性阻礙對於總身心健康則具有最佳的解釋力 ( 二 ) 生理狀況結果顯示精神科之生理狀況之健康情形較差, 而內科之生理狀況之健康情形則較佳, 科別可解釋生理狀況 8.1% 的變異量運動型休閒參與則對生理狀況具影響力, 當運動型休閒參與程度越高, 生理狀況之健康情形則較佳, 其可解釋 4.2% 的變異量人際性阻礙及結構性阻礙對生理狀況之健康具影響力, 可解釋 13.2% 的變異量, 從表模型 3 可得知, 當休閒阻礙變項進入模型後, 精神科則轉為不顯著, 顯示休閒阻礙會減少精神科屬性對生理狀況之影響力, 休閒阻礙普遍存在各科之間, 各變項則以結構性阻礙則具有最佳解釋力 ( 三 ) 焦慮和失眠結果顯示精神科對於身心健康之焦慮和失眠困擾具影響力, 受試者若為精神科護理人員則較易出現焦慮和失眠之困擾, 可解釋之變異量達 6.3% 的運動型休閒參與亦對焦慮和失眠困擾具影響力, 可解釋 7.2% 的變異量, 個人性阻礙及結構性阻礙對對焦慮和失眠困擾具影響力, 可解釋焦慮和失眠況 13.4%, 從表模型 3 可得知, 當休閒阻礙變項進入模型後, 精神科則轉為不顯著, 顯示休閒阻礙會減少精神科屬性對焦慮和失眠困擾之影響力, 休閒阻礙普遍存在各科之間, 影響所有護理人員之焦慮和失眠困擾, 而各變項則以結構性阻礙具有最佳的解釋力 ( 四 ) 社會功能障礙

94 結果顯示精神科對社會功能障礙具影響力, 可解釋 6.9% 的變異量, 運動型及社交型休閒參與對社會功能障礙亦具有影響力, 可解釋的變異量則達 5.8%, 個人性阻礙及結構性阻礙對於社會功能障礙具影響力, 可解釋變異量達 14.0% 由表模式 3 得知, 當休閒阻礙變項進入模型後, 運動型及社交型休閒參與則轉為不顯著, 顯示此兩項休閒參與會因個人性阻礙及結構性阻礙出現而受到限制, 各變項則以結構性阻礙具有最佳的解釋力 ( 五 ) 社會功能障礙結果顯示精神科對嚴重憂鬱具影響力, 可解釋嚴重憂鬱 8.8% 的變異量, 社交型及娛樂型休閒參與對嚴重憂鬱亦具影響力, 可解釋變異量達 5.5%, 個人性阻礙對嚴重憂鬱程度達影響力, 可解釋之變異量為 12.7% 由表模型 3 得知, 當休閒阻礙進入模型後, 精神科及社交型休閒參與則轉為不顯著, 顯示個人性阻礙會減少精神科及社交型休閒參與的影響力, 無論受試護理人員是否為精神科或參與社交型休閒, 都會因個人性阻礙之增加而造成嚴重憂鬱之狀況, 娛樂型休閒參與 β 值則變大, 顯示娛樂型休閒參與較不受到個人性阻礙出現的影響, 由研究結果得知個人性阻礙具有最佳之預測力由研究結果發現, 運動型休閒及社交型休閒參與對受試護理人員之總身心健康及各構面具有影響力, 但卻會因休閒阻礙的出現而受影響, 故社交型休閒參與則無法成為有效的預測因子, 運動型休閒對於身心健康生理狀況及焦慮和失眠雖具影響力及預測力, 但護理人員參與程度較低,21% 護理人員不參與運動型休閒活動, 值得護理人員本身及其管理者關注, 娛樂型休閒參與則可預測嚴重憂鬱程度, 故當護理人員娛樂型之參與程度較高, 身心健康之嚴重憂鬱程度較低, 娛樂型休閒與較不受休閒阻礙的影響, 研究結果亦發現護理人員最常參與的活動為娛樂型休閒, 而護理人員在身心健康之嚴重憂鬱程度也最低本研究受試護理人員身心健康之預測, 以休閒阻礙之個人性阻礙結構性阻礙為最佳預測因子, 實務上若能排除護理人員多方面的休閒阻礙, 同時也是在幫助護理人員排除造成生活不便之困擾, 同時達到身心健康個人性阻礙則受到個

95 人內在動機及內在趨力的影響, 需要藉由透過認知的刺激才能形成改變, 而影響個人產生某行為的因素很多, 包括 : 本能 (instincts) 誘因 (incentives) 習慣好奇人格特質價值觀興趣生理的需求潛在意識... 等, 而個人行為則受到自己的思維以及外在環境許多因素的影響, 而結構性阻礙則是最可由公部門來加以改善的, 透過公部門的力量及政策規範, 則可有效地排除雖然影響身心健康的因素相當多, 其他與身心健康相關之研究其影響因子包括生活壓力工作壓力社會支持人格特質自我分化等, 而本研究則發現在護理人員科別特性結構性阻礙及個人性阻礙可解釋身心健康達 31.0% 表背景變項休閒參與休閒阻礙對身心健康預測力摘要表身心健康主要預測變項聯合預測力調整後總身心健康精神科 31.0% 27.5% 個人性阻礙結構性阻礙生理狀況內科 25.5% 21.4% 運動型參與人際性阻礙結構性阻礙焦慮和失眠運動型參與 26.9% 23.7% 個人性阻礙結構性阻礙社會功能障礙精神科 26.7% 24.3% 個人性阻礙結構性阻礙嚴重憂鬱娛樂型參與個人性阻礙 27.0% 23.6%

96 第五章結論與建議第一節結論一個人背景變項對休閒參與休閒阻礙及身心健康皆具不同影響 ( 一 ) 無子女者之休閒參與高於有子女者 ( 二 ) 年輕資淺者所感受到之休閒阻礙較高, 身心健康較差 ( 三 ) 輪班特性之影響 : 1. 花班制輪班者身心健康之生理狀況困擾較高, 身心健康程度較差 2. 月固定制輪班者之休閒阻礙較高, 身心健康之嚴重憂鬱程度最高 3. 大夜班之嚴重憂鬱程度最高 4. 小夜班之人際阻礙最高 ( 四 ) 精神科科別特性對身心健康具預測力, 精神科護理人員之身心健康困擾較高, 身心健康較差二休閒參與對身心健康及其各構面皆具影響力 ( 一 ) 運動型休閒對身心健康具影響力及預測力, 但受個人性及結構性阻礙影響, 護理人員參與率偏低 ( 二 ) 社交型休閒對身心健康及各構面皆具影響力, 為護理人員休閒參與次高的項目, 但受到個人性及結構性阻礙影響 ( 三 ) 娛樂型休閒參與率最高, 但僅對身心之生理狀況及憂鬱具影響力, 不受休閒阻礙之影響 ( 四 ) 遊憩觀光型對身心之焦慮失眠及社會功能障礙具影響力, 亦不受休閒阻礙之影響三結構性阻礙及個人性阻礙對身心健康具預測力, 阻礙越高身心健康越差

97 第二節建議一對護理人員及單位主管之建議 ( 一 ) 增加對休閒效益之認知以增強參與動機由於大眾媒體及網路是護理人員常參與的娛樂型休閒活動之一, 可透過院內網頁院方 APP 軟體宣導, 使護理人員多瞭解休閒活動對於身心健康的益處, 除了可促進生理健康鬆弛身心穩定情緒擴展生活經驗外, 更可促進家庭和諧, 更可增進身心健康, 減輕焦慮和失眠及嚴重憂鬱情況, 尤其運動型休閒參與雖耗費體力, 但可在無形中強化本身的社會支持, 亦能活化大腦訊息傳遞功能, 刺激腦部產生安多分酚 (endorphin), 使人心情愉悅, 運動型活動可增加對於生理及心理有較高的健康效益 ( 二 ) 善用時間管理護理人員因為本身工作特性之機動性較高, 當病人病情產生變化時, 則須依其急迫性重整工作順序, 影響工作流程及工作效率, 也由於工作採責任制, 常無法按時下班, 臨床上也有部份護理人員習慣將紀錄工作留到交班再後一併完成, 除延誤下班外, 更造成休閒時間的壓縮, 當護理人員無法滿足家人朋友的期望時, 便容易有衝突產生, 造成生活上的摩擦, 護理人員之社會支持也將受影響, 建議護理人員能夠妥善的進行時間管理, 善用零碎的時間, 並可適時請資深人員分享經驗, 以提高工作規劃及統整能力, 如遇緊急狀況時, 也能及時提出協助需求, 充份的運用團隊合作, 盡量將做到準時下班, 並充分的運用下班後的時間, 在最近期的快樂工作人雜誌也提到善用下班後的黃金 3 小時, 將會使人生更豐富, 同時也呼籲大眾人生不該只有工作和睡覺 ( 三 ) 管理者增加排班多元性整體醫療環境中護理人力缺乏日益嚴重, 根據中華民國護理師護士公會全國聯合會資料顯示, 至 2012 年 10 月止, 護理人員領照執業率只有近 57.68%, 各大醫院在護理人力的留任上也更加不遺餘力, 策略中也有不少是依據護理人員之

98 需求來進行派班, 研究結果發現, 排班採月固定制及小夜班者休閒阻礙較高, 身心健康也較差, 故建議單位排班可增加較為彈性的調整, 如 12 小時班制或 4 小時班制, 國外早已有研究指出 12 小時班制的優點較傳統的 8 小時班為佳, 也較受到青睞 (Philip T., Jane B., Simon F.,1996),Williamson, Gower and Clarke (1994) 則發現 12 小時班可減少輪班對健康之危害, 美國職業安全健康局亦指出 12 小時班可使員工有更多的休假時間, 除了可用來恢復輪班所耗費的精力外, 也可增加與家人和朋友共處的時間, 且有更多的時間參與休閒活動 (Rosa,1991), 而護理人員 12 小時班在國外已行之有年, 國內各機構雖有試行 12 小時制之排班模式但尚未普及, 建議單位在排班時可考慮加入 12 小時班來使班別運作更具彈性另外, 也建議主管對於護理人員事前預約假, 在不違背管理原則及運作下盡量配合, 而同仁間也須建立互助互信的氛圍, 當同仁有需要換班時, 也能夠主動的給予協助 ( 四 ) 年輕與資深者工作及生活經驗交流由研究結果可得知, 年齡較輕年資較淺者其休閒阻礙較高, 身心健康狀況也較差, 年齡及年資與生命週期有關, 年輕者由於生命歷練較短, 人際網絡及面對壓力及挫折之調適情況也較不若年長者成熟, 對工作的熟悉程度也相對較低, 在時間管理及安排上也較缺乏經驗, 故須要資深者主動多給予協助及鼓勵, 更透過交流活動增加彼此的生命經驗分享, 互相關懷, 透過經驗分享, 更可提供各項可運用的外部資源訊息, 活動更可透過正式及非正的情境來進行, 護理人員每天早上交班前的晨會即可花費 3-5 分鐘進行經驗分享, 正式的模式則可透過成立護理人員支持團體來進行, 研究指出支持團體有助於新進人員之身心健康 ( 謝黎毛鄒,2009), 團體的參加對象可依照不同的特性進行設定, 如小夜班成員新手媽媽或新進人員等 ( 五 ) 單位舉辦社交類型之活動聚會經研究發現社交型休閒活動可促進身心健康, 由於社交型活動對護理人員來說較不花費精神及體力, 相對也較其他類休閒活動容易參與, 參與意願也較高,

99 由此可見社交型活動之效益性及可行性皆有較佳的推動空間, 建議單位在舉辦社交型活動時, 可配合季節或節慶的主題, 如 : 新春望年母親節護師節感恩節聖誕節等活動, 藉由團體社交活動的團聚分享紓發情緒及壓力, 使個人在團體中感受到關懷與重視, 更可增加單位的凝聚力, 同時也可邀請護理人員的家人朋友共同參加, 使其更進一步瞭解護理工作的酸甜苦辣, 增加對護理人員有更多的同理與認同, 減少相互間因護理工作的種種阻礙所造成的磨擦雖然在活動參與時會有個人性及結構性阻礙, 但若個人對活動有所期待, 即會增加參與的意願, 故活動的內容則須要審慎擬定計劃, 可提早定訂聚會主題, 增加活動的趣味性活潑性, 才能吸引人員參與二對醫院管理者之建議 ( 一 ) 以參與式管理推動員工健康休閒促進方案醫院管理者應重視休閒所具備的效益, 體認休閒活動可促進員工身心健康外, 亦能提昇工作品質及工作績效, 更應體認照顧員工的健康是醫院管理者之職責, 同時也可凝聚組織向心力建議醫院管理者將員工之休閒活動納為員工健康促進方案之一, 並進行參與式管理, 推動由下而上的溝通模式, 由員工對休閒活動需求提出提案建議, 活動內容則非只限旅遊觀光, 再由管理部門匯整檢討後估擬預算, 制定正式活動計劃, 並透過院內網站群社網站或智慧型手機之 APP 軟體傳遞訊息, 使員工能提早規劃參與活動 ( 二 ) 增加放寬舉辦社團活動相關之限制目前該院雖有舉辦院內社團活動, 但活動時間多為白班下班後, 就輪班特性而言, 護理人員可參與率極低, 小夜班及大夜班可參加社團活動的時間則多半為上午或下午時段, 但院內卻無舉辦任何社團活動, 而在申請社團之相關規則中, 則限制為須有跨部門成員參與, 由於班別特性則難找到跨部門的人員固定前來參加共同組成社團, 也成為護理人員難以參與社團活動之原因, 由於護理部是院內人數最多且輪班比率最高的部門, 建議醫院管理者可放寬護理人員舉辦社團活動之相關限制, 放寬設置標準, 以期能成立更多的功能性團體, 藉由團體動力的

100 支持與力量, 有助於護理人員的身心健康, 同時也是在增進照護品質及工作效能 ( 三 ) 增加院區內外運動型休閒活動參與之便利性 1. 開放運動休閒場所 : 該院區雖設有員工運動中心, 隸屬於勞工安全室進行管理, 但使用率偏低, 由於該運動中非 24 小時開放, 且使用限制嚴格, 使用者須提前申請, 亦不能由個人提出申請, 造成雖有員工運動中心但卻無人使用的情境建議院方可增加運動中心使用之便利性, 固定開放使用時段, 對於運動器材的管理及維修上, 亦可採使用者付費的管理模式 2. 括展運動中心之功能可仿效臺安醫院運動中心成立之模式, 以預防醫學理念為出發, 成立獨立經營之運動中心, 提供員工及一般民眾專業安全舒適多元的環境及課程, 以建立健康促進之觀念, 該院也將運動課程列為院內員工通識之必修課程, 若未達到必修學分, 則會影響晉階升等, 如此則可有效促使員工參與運動課程, 養成終身持續規律運動的習慣, 並帶動運動風氣 3. 與社區運動中心合作建議院方可與社區附近之運動中心或舞蹈教室等合作, 成為員工參與運動休閒之特約廠商, 員工可就近到該中心進行運動, 增加方便性及參與意願, 在員工休閒運動習慣的養成期間, 更可執行運動健康促進方案, 如 : 於固定期限內上完該課程時, 則可由院方負擔課程費用, 以吸引員工參與運動休閒, 在成本考量下, 可設定為每人限申請一次 ( 四 ) 增加院區內觀光休閒活動服務台建議院方可與各旅行觀光業者合作, 於院內設立觀光旅遊之小型服務櫃檯, 提供旅遊服務訊息之可近性與及時性, 讓員工可就近取得相關資訊, 雖然藉由網際網路亦可提供相關之訊息, 但就休閒事業管理學者之專業角度, 則認為網際網路並無法提供面對面的服務, 提高人與人之間的互動及延伸服務觸角另外, 院方也可與業者簽立定型化契約, 提供院內員工參與觀光旅遊費用之折扣

101 三後續研究之建議 ( 一 ) 研究對象研究結果顯示在本研究之受試護理人員中, 以精神科護理人員之身心健康較差, 由於其專業在於促進病人之心理健康, 每天需面對許多精神疾患及情緒障礙的病人, 容易有攻擊暴力及自殺行為, 也成為護理人員最大的工作壓力, 隨著醫療品質不斷的提升之下, 精神科更強調團隊合作, 精神科護理人員則成為病人與整個醫療團隊及家屬的溝通管道, 由於該院區之精神科乃屬於急性精神科病房之隔離單位, 病人及家屬皆無法自由的出入病房, 故在溝通與連係上則又多增添了壓力護理人員在精神科的養成教育中, 一直被教導對於精神科病人須以病人為主, 且要能主動關懷察覺其問題, 要有高度的同理心耐心愛心, 充分瞭解自己的情緒動機行為, 更須無條件接納病人, 尊重病人是一個獨特且具有價值的人, 人們對於精神科護理人員之專業期待較高, 更認為精神科護理人員不應該有身心不健康的狀況, 故在這些專業角色的期望下, 精神科護理人員也傾向於不太表露自己的情緒, 不對外求援, 在工作特性上也由於各項活動及會談深入病人之家庭, 更經歷許多不同的人生故事, 容易出現情感轉移或反轉移, 甚至也容易出現情緒疲憊之狀況本研究所收之精神科樣本數已為該院區精神科護理人員之所有母群, 但研究結果無法推論至所有醫學中心之精神科急性單位之護理人員, 建議後續研究對象, 可針對精科護理人員進行更深入之探討 ( 二 ) 研究工具在休閒參與的研究工具部分, 由於休閒活動內容甚多, 同一種休閒活動則會因研究者對於休閒活動之認知在分類上則各有不同, 較難有一致性的量表進行比較, 且由於個人需求與喜好程度對於參與的休閒活動選擇亦有不同, 無法一一將休閒活動納入問卷, 僅能將其以分類進行詢問及填答, 故建議未來可針對休閒參與之量表進行建構, 以提高內容之信效度, 研究則會更具有解釋力在身心健康研究工具, 除自覺之身心健康及身體質量指數外, 建議在身體健康部份則可再加入個人疾病史或身體不適症狀之詳細資訊的題項或以更具客觀

102 性的臨床檢驗及檢查數據, 如 : 血壓血糖血中膽固醇三酸肝油酯等, 但在個人醫療資料之處理及收集, 則應以符合中華民國 101 年 10 月法務部所頒定施行之新版個人資料保護法之規範第三節研究優勢與限制由於過去之研究皆未共同討論護理人員之休閒參與休閒阻礙及身心健康, 本研究之群體完整涵蓋各科別之護理人員, 可作為護理職場健康促進的策略參考, 然亦有下列限制, 首先為研究對象只限於某醫學中心淡水院區之護理人員, 未來可將研究對象擴及某醫學中心之台北新竹台東院區之護理人員, 並比較地域性之差異, 加強結論之外推性其次, 本研究為橫斷式研究調查, 而休閒參與則屬於變動性的狀況, 會因不同的生命週期而有不同的休閒活動類型選擇, 分析的結果較無法正確的釐清因果關係, 日後可運用縱橫性的研究設計再加以驗證, 再者則為身心健康之客觀性, 由於身心健康所涵蓋的範圍十分廣泛, 本研究是以問卷調查評估受試者之自覺身心健康, 而非臨床實際測量的客觀數據, 若以實際檢驗或測量之數據進行分析, 則須再投入更多的經費人力及資源

103 總結護理工作是醫療體系中最具高度壓力的工作, 而護理人員也是醫院人數最多也最重要的人力, 在健康促進上扮演著重要的關鍵角色, 若本身無法擁有良好的身心狀況從事醫療照護, 除對專業照護造成危機, 無法發揮護理之最大效能, 形成照護環境的潛在的威脅, 影響病人安全及照護品質, 故護理人員之身心健康值得關注, 許多研究皆明確的指出工作壓力及社會支持對護理人員身心健康狀態的影響, 工作壓力越大社會支持越低其身心健康狀態越差, 休閒活動則兼具提昇社會支持及有效調節生活壓力等促進身心健康的益處, 同時有助於醫院績效提昇本研究調查之結果顯示較年輕資淺的護理人員在休閒阻礙及身心健康皆較資深者差, 需要更多的協助, 休閒參與則可降低身心健康之各項困擾, 有助於促進身心健康, 確實值得大力推動, 雖然輪班會影響護理人員之休閒阻礙及身心健康, 但在無法改變結構性阻礙前, 護理人員則需透過自我調整從事限制下的活動, 來進行自我照顧研究發現休閒阻礙是影響身心健康的重要因子, 阻礙所隱含的意義並非僅限於休閒, 亦是個人處理生活事物的阻礙, 其深度的意義則值得再關注影響護理人員身心健康的因子相當多, 本研究則發現部分重要因子, 為本研究之貢獻

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114 附錄一英文版休閒阻礙量表

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10166625.doc

10166625.doc 朝陽科技大學休閒事業管理系碩士論文南投縣埔里鎮國小教師休閒運動阻礙及休閒運動參與之研究 The Study of the Teachers' Recreational Sports Constraints and Recreational Sports Participation in Puli, Nantou, Taiwan

摘 要 本 研 究 旨 在 瞭 解 護 理 人 員 之 休 閒 參 與 休 閒 阻 礙 與 身 心 健 康 之 現 況 相 關 與 預 測, 針 對 台 北 地 區 某 醫 學 中 心 淡 水 院 區 之 全 職 護 理 人 員 進 行 研 究 調 查, 抽 樣 方 法 採 科 別 層 級 進 行

摘要本研究旨在瞭解護理人員之休閒參與休閒阻礙與身心健康之現況相關與預測, 針對台北地區某醫學中心淡水院區之全職護理人員進行研究調查, 抽樣方法採科別層級進行