自尊 樂觀
社會支持主動利他 主動損他 被動利他 被動損他
GSI PST PSDI
發生時間
壓力程度
.10/.15*控制程度
.00/.12* -.27**/-.26**解決程度
.18**/.15* -.15**/-.07 .20**/.23**自尊
-.04/.03 .04/.17** .00/.04 .16**/.12*樂觀
-.14**/.08 -.05/-.08 .01/.17** .12*/.17** .28**/.33**社會支持
-.07/.03 -.01/.09 .07/.09 .17**/.10 .20**/.31** .26**/.33**主動利他
-.14**/-.02 -.01/.03 .13**/.13** .05/.20** .28**/.39** .28**/.45** .36**/.35**主動損他
-.12**/.02 -.03/.10 .04/-.06 -.01/.02 .24**/.31** .20**/.28** .02/.20** .24**/.28**被動利他
-.11**/.04 -.01/.05 .04/.06 .05/.07 .14**/.27** .22**/.29** .13**/.13* .40**/.35** -.10/-.01被動損他
.01/.07 .06/.12 -.15**/-.09 -.05/-.10 .04/.09 .02/.05 -.18**/-.07 -.14**/-.10 .55**/.60** -.10/-.07GSI
.04/-.01 .21**/.33** -.18**/-.16** -.19**/-.19** -.09/.01 -.17**/-.30** -.15**/-.14* -.26**/-.19** -.08/.16** -.11*/.04 .21**/.28**PST
.02/.02 .18**/.32** -.16**/-.13* -.19**/-.12* -.11/.01 -.20**/-.24** -.15**/-.18** -.24**/-.16** -.07/.08 -.07/.07 .23**/.27** .91**/.88**PSDI
.04/-.03 .26**/.28** -.18**/-.16** -.17**/-.24** -.03/.00 -.14**/-.35** -.14**/-.11 -.21**/-.16** -.02/.20** -.13*/-.02 .17**/.24** .86**/.85** .63**/.55**註：1.斜線之前為第一測量時間點，斜線之後為第二測量時間點 2.“**”表p<.01,“*”表 p<.05
本研究乃採縱貫研究設計中，簡單型前瞻性同樣本連續調查設計（simple prospective panel design），而取得相同樣本在兩個時間點的分數，故需先計算本 研究關心的變項中，其在兩個時間點上的分數變化，而最簡單的方法，乃以原始 分數變化當作是兩個時間點的改變量，及用第二個時間點的分數減去第一個時間 點的分數，分數的差異值即為改變量。但此種方法卻忽略測量誤差的問題，每種 測量工具都存在有測量誤差，並反映在信度的表現上，尤其若第一個時間點發生 因測量誤差造成極端值的出現，則測得兩個時間的差異值可能就會高估或低估實 際的改變量。例如 X 變項實際上應該隨著時間而增加其分數的表現，但某個樣 本在第一個時間點因測量誤差而得到過高的極端分數，則以第一個時間所得分數 為基礎，而計算出第二個時間減去第一個時間的差異值，此差異值可能就無法反 映出 X 變項隨著時間而分數增加的趨勢，故若採取原始分數變化的分析方式，
則很難避免第一個時間點的影響力。
故本研究採取殘差分數變化的分析方式，首先以第二個時間點的分數作為依 變項，而以第一個時間點的分數作為自變項，以迴歸分析計算出第二個時間點可 被預測的理想分數 T^2，而再將每個樣本第二個時間點實際發生分數 T2減去 T^2， 即所謂每個樣本的殘差值，而此分數即可代表該樣本在兩個時間點的改變量。因 為理想分數 T^2即代表兩個時間點為相關係數的平均分數，若實際 T2高於或低於 此以實際 T1預測的平均分數 T^2，即代表第二個時間點的分數產生的變化趨勢，
而此方式即可降低第一個時間點之起始分數的不良影響力。而本研究乃以 SPSS10.0 版進行以 T1預測 T2的迴歸分析，並合算出每個樣本的殘差分數，以作 為兩個時間點改變量之代表。
依照上述的統計分析方式，研究二個變項的殘差分數可如表八所示。之後本 研究以各變項的殘差分數為準，利用逐步迴歸分析法，之中以 SCL-90R 的三項 症狀總指標各為依變項，來進行分析，其結果可如表九、表十、表十一所示。
表八、所有變項的描述統計資料
Time 1 Time 2 殘差分數 Mean SD Mean SD Mean SD β GSI .77 .61 .70 .55 -.00 .51 .37**
PST 43.26 22.83 41.33 21.90 -.00 19.83 .42**
身心健
康指標 PSDI 1.44 .42 1.42 .43 .00 .38 .44**
發生時間 3.25 1.44 3.09 1.37 -.00 1.37 .04 壓力程度 3.30 .98 3.26 1.02 -.00 .99 .24**
控制程度 2.95 .96 2.88 .91 -.00 .91 .09 壓力事
件特性
解決程度 2.95 1.33 2.95 1.27 -0.00 1.25 .15*
自尊 20.32 3.08 20.24 3.27 -.00 2.89 .47**
樂觀 21.50 3.81 21.13 3.92 .00 3.47 .47**
社會支持 21.76 4.70 21.40 4.61 -.00 4.16 .43**
主動利他 21.48 5.28 22.02 4.93 -.00 4.12 .55**
主動損他 18.16 5.38 17.97 5.39 .00 4.15 .64**
被動利他 26.17 5.31 27.27 5.14 .00 4.37 .53**
CSCSC
被動損他 12.92 4.97 12.56 4.73 .00 4.01 .53**
註 1：所有變項的有效分析樣本數皆為 271 人，僅 PSDI 的有效樣本為 266 人。
註 3：其中殘差分數的 β值分析是指以該變項 Time1 分數預測 Time2 時，以迴歸 分析所獲得的迴歸係數，**代表該迴歸係數達 α=.01顯著水準，*代表達該迴歸 係數達α=.05顯著水準。
表九、以 SCL-GSI 之殘差分數為依變項之逐步迴歸分析
β值 ΔR2 調整後
R2 F-Test 殘差分數-事件目前影響程度 .30** .15**
殘差分數-被動損他 .14* .05**
殘差分數-樂觀 -.13* .03**
殘差分數-事件壓力程度 .13* .01*
殘差分數-主動利他 -.17** .01*
殘差分數-主動損他 .16* .02*
.25** 16.29**
註：**代表該迴歸係數達 α=.01顯著水準，*代表達該迴歸係數達 α=.05顯著水 準。有效分析樣本為 271 人。
表十、以 SCL-PST 之殘差分數為依變項之逐步迴歸分析
β值 ΔR2 調整後
R2 F-Test 殘差分數-事件困擾程度 .19** .08**
殘差分數-被動損他 .19** .04**
殘差分數-主動利他 -.15** .03**
殘差分數-事件目前影響程度 .15* .02*
.15** 13.21**
註：**代表該迴歸係數達 α=.01顯著水準，*代表達該迴歸係數達 α=.05顯著水 準。有效分析樣本為 271 人。
表十一、以 SCL-PSDI 之殘差分數為依變項之逐步迴歸分析
β值 ΔR2 調整後
R2 F-Test 殘差分數-事件目前影響程度 .27** .12**
殘差分數-樂觀 -.26** .06**
殘差分數-主動損他 .27** .05**
殘差分數-主動利他 -.18** .03**
.24** 21.94**
註：**代表該迴歸係數達 α=.01顯著水準，*代表達該迴歸係數達 α=.05顯著水 準。有效分析樣本為 266 人。
由表九可知，就症狀嚴重度而言，首先進入的變項為「生活壓力的影響性」，
其次依序為「被動損他」、「樂觀」、「壓力程度」、「主動利他」、及「主動損他」，
總解釋變異量為 25.4%；就症狀總數而言，依序進入的變項為「困擾度」、「被動 損他」、「主動利他」、「影響性」，總解釋變異量為 15.3%；就症狀嚴重困擾而言，
依序進入的變項為「影響性」、「樂觀」、「主動損他」、「主動利他」，總解釋變異 量為 24%。
由逐步迴歸分析的結果來看，「主動利他」對個體的症狀嚴重度、困擾度及 發生總數均有削弱效果，亦即主動利他的因應策略確實能協助個體調適壓力。在 研究一時，「主動損他」未與任何負向情緒具有顯著的關係，但於表十一中顯示，
主動損他會影響症狀困擾度的增加，而「被動損他」則會增加個體症狀嚴重度及 發生總數。
討論
西方文化將征服與駕馭自然視為對人類生存的挑戰，在面對困境時個體需要 積極地參與，以控制或改變環境。美國文化更是重視「行動」，強調個體必須主 動參與操縱或控制自然，面對困境時應直接定義眼前的問題，並主動積極地去解 決問題。個人主義和獨立的自我一直是美國文化價值的核心（Kluckhohn &
Strodtbeck，1961），它所強調的是個體的獨立性及自主性，重視個人的權利，反 對團體的束縛，將追求自我成長以及個人成就的實現視為人生的最高目標。在這 樣的文化觀點之下所發展出來的因應概念模式也同樣以個體作為關注的焦點，強 調個體的自主性與對環境的掌控性，而忽視個體與他人或環境的連結。
本研究試圖從華人文化重視個體與環境的互動關係，以及追求人際和諧的觀 點，提出不同於西方主流的因應概念模式，在個體的行動導向程度「主動—被動」
之外，加上個體在因應上對他人的考量或影響的社會性軸向「利他—損他」，成 為雙軸向因應模式。實徵資料的研究結果支持研究者的假設：在個體的行動導向 程度之外，增加了社會性軸向的因應概念模式，比只著重於個體的行動導向程度 的因應概念模式，可以對身心健康提供更高的解釋力及預測力。在各因應分量表 對身心健康解釋力的比較上，也呈現出「主動利他」以及「被動利他」因應比「主 動無社交」因應要更能預測健康的身心狀態，對身心健康有更高的解釋力，而「被 動損他」因應則對不健康的身心狀況有最高的預測力。
此結果可用華人文化對於人際和諧的重視及追求來解釋。李亦園（1996）認 為華人文化中理想的健康意義，是在尋求自然系統、有機體系統以及人際關係三 個層面的均衡與和諧，只有在和諧均衡的人際關係情境中，個體的健康才有較穩 定的保證。黃堅厚（1988）則認為儒家對於心理健康的詮釋包括重視自省、凡事 反求諸己的自抑傾向，以「仁道」建立良好的人際關係，以及遵行合乎情境以及 倫理規範的行為表現。因此當個體遭遇壓力時，若能以「主動利他」的因應同時 謀求自己與他人的利益，或在因應的歷程中增加與他人的連結強度，則個體將有 最佳的適應狀態。
Hsu（1953）認為美國人的生活方式強調的是對個人的袒護，（個人中心，
individual-centered），中國人則強調個人在其族群中的適當位置和行為（情境中 心，situation-centered）。由於較為情境中心，中國人在社會上和心理上都傾向於
依附他人，和周遭的世界以及所屬的族群結合得較為緊密，在應付現實時其思想 和行為的特徵都是要改變自己以順從環境，而個人中心的人卻著重於改變現實以 順應自己。情境中心的特性表現在人際關係上便是社會取向（social-directed），
重視自己在社會中所扮演適當的角色和行為，為了要維護他在族群中的適當地 位，他在和別人發生關係而有所行動之前，總要先考慮自己行為可能招致的社會 後果。相對而言，個人中心的美國人和別人的關係壁壘分明，劃分的清清楚楚，
在社會上和心理上多傾向於孤立，他們的行為多受其內化的價值和道德的影響，
而較少受到社會關係的影響。
Singh, Huang and Thompson(1962)曾經比較在美求學的中國、美國、印度三 國大學生各 37 名，發現美國學生在艾德華個人偏好量表（Edwards Personal Preference Scale）上的自主需要（need for autonomy）較中國學生為高，而中國 學生的求助需要（need for succorance）和助人需要（need for nurturance）都比美 國學生為高，這些都反映著中國人的社會取向和美國人的個人取向之差異。
由於華人文化對於人際關係的定位，使得「個人」的主宰地位被「關係」一 詞所取代。聽從長輩及父母的教訓，服從他們的期待，這些觀念都和傳統的價值 觀密不可分。以上的觀點又與中國人的社會取向（楊國樞，1988）環環相扣。社 會取向包括：（一）強調人際或社會關係的和諧，（二）重視他人的意見或批評，
（三）重視因人因時因地制宜，（四）習於壓抑以求和諧，（五）強調反求諸己不 苛責他人。在儒家哲學中要求個體求取與自然共處的和諧狀態，和環境以及家庭 之間維持和諧，也意味著自我的和諧。對於人際關係的維持，比個人權益及自主 性的伸張更重要，華人文化教導人們如何避免衝突，在維持和諧的大前提下逐步 適應困境。因此「被動利他」因應雖然看起來是對自己的自主性或利益做讓步，
卻對身心健康有顯著的解釋力與預測力，其效果甚至大於「主動—無社交」。
卻對身心健康有顯著的解釋力與預測力，其效果甚至大於「主動—無社交」。