研究工具

本研究以問卷作為資料蒐集的工具，測量工具除了個人基本資料外，主要分 成四個部分：「共依附量表」、「情緒調節量表」、「人際效能量表」、「正負向情感性 量表」。為避免受試者在填答時產生反應心向，因此整合全部量表後統稱為「大學 生人際與情緒適應量表」（見附錄一、附錄二），茲將各量表內容及預試結果分析 如下：

一、共依附量表

本研究採陳秀菁、吳麗娟以及林世華（2004）根據 Spann 與 Fischer 所編制之

「The Spann-Fischer Codependency Scale」修訂而成的「共依附量表」，以大學生為 研究對象，測量其共依附特質傾向。

（一）原量表內容

量表全部共有 15 題，包括以他人為焦點、認同照顧者角色、透過關係獲得意 義感、無法表達情感等四個面向，題號和內涵說明如下：

1.以他人為焦點：將生活重心放在他人身上。包括第 1 題到第 4 題。

2.認同照顧者角色：被他人的問題所縈繞，而忽略照顧自己。包括第 5 題到第 8 題。

3.透過關係獲得意義感：渴求愛與讚許，依附在關係中來證明自己的價值。包括第 9 題到第 12 題。

4.無法表達情感：難以誠實、開放的表達自己內心的感受。包括第 13 題到第 15 題。

（二）量表型式與計分

作答型式採 Likert 的五點量尺計分，從「非常不符合」到「非常符合」，分別 為得1 分到 5 分，得分越高表示受試者的共依附特質程度越高，唯當四個面向的分 量表得分同時都越高時，則越接近臨床所描述的共依附現象。

（三）信度考驗

總量表的α 係數為.75，四個分量表的 Cronbach α 係數介於.58 至.64 之間，其 中「以他人為焦點」分量表的α 值為.58；「認同照顧者角色」分量表的 α 值為.64；

「透過關係獲得意義感」分量表的α 值為.63；「無法表達情感」分量表的 α 值為.61

（陳秀菁等人，2004），顯示本量表的信度仍可接受。

（四）效度考驗

對量表的內部結構進行驗證性因素分析，其建構效度經分析後各分量表的因素 負荷量介於.35 至.86 之間，因素間的相關為.19~.61 之間（陳秀菁等人，2004），

顯示各向度因素之間的負荷量偏低。

（五）預試結果分析

由於量表可能受到時間變化、年齡、早期樣本群體特性影響，考量本研究對象 的大學生特性，以及原量表的信效度未臻理想，因此根據312 名預試研究對象在共 依附量表的施測結果，以項目分析、驗證性因素分析和信度考驗，確認量表的適配 性，以作為刪題之依據，形成正式施測之量表。

1.項目分析

將預試量表回收後，由表3-4-1的項目分析結果，在偏態分析上，第1、3題屬 於中高偏態，均大於.7以上；全部題目的決斷值（CR 值）均達統計的顯著水準，

且CR值均大於3，顯示題目皆具有鑑別度；而第1、3、6、8題與量表總分相關均小 於.3，且第1、8題刪題後的信度等於總量表信度，另外第1、2、4、5、6題與分量 表總分的相關均小於.3。由於共依附量表更重要是在因素結構的問題，故先將全部 題目保留，進行驗證性因素分析考驗其適配度。

表 3-4-1 「共依附量表」預試量表項目分析結果摘要表（N=312）

題號 平均數 標準差 偏態 CR 值

T 考驗

顯著性 與量表

總分相 關

刪題後 信度

與分量 表總分 相關

（一）以他人為焦點 分量表信度α=.48

表3-4-1 （續1）

表3-4-1 （續2）

15.我會隱藏自己的感覺，以致 於別人不了解真正的我。

3.27 1.09 -.34 -8.91** .000 .44 .75 .67 總量表信度 α=.77

累積解釋變異量 53.55%

**p<.01

2.驗證性因素分析

共依附量表驗證性因素分析模式包含「以他人為焦點」（ζ1）、「認同照顧者角 色」（ζ2）、「透過關係獲得意義感」（ζ3）與「無法表達情感」（ζ4）四個潛在自 變項，四個潛在變項除「無法表達情感」有三題測量指標外，其餘三個潛在變項各 有四題測量指標（X1～X15），如圖3-4-1所示。分析結果顯示，由312名有效資料求 得之測量指標平均數介於2.04～3.63間，相關係數介於-.01～.67間，而由於觀察資 料不符合多變項常態分配假設，故改採加權最小平方法（weighted least-squares;

WLS）做為參數估計與模式適配度考驗方法（Jöreskog & Sörbom, 1993)。結果敘述 如下：

（1）基本適配度考驗

由圖3-4-1可知，此模式所有誤差變異（δ1～ δ15）皆為正值且達顯著，無負值 存在；因素負荷量介於.38～.88間，六成指標無低於.50或高於.95的情形；另外，經 計算發現估計參數標準誤介於.06～1.0間，無過大情形；估計參數間最大相關係數 絕對值為.63，未高於.90。這些結果顯示模式符合基本適配度考驗，無辨認問題存 在。

（2）整體適配度考驗

表3-4-2 是整體適配度考驗結果。表中的卡方考驗達到顯著，χ²（84, N = 312）

= 242.65，p < .05，數值可能受到樣本人數之影響產生波動（Hair, Anderson, Tatham,

& Black, 1998）。在其他適配度指數方面，GFI 指數為.90，符合.90 的標準，AGFI 雖未達到標準，但數值亦相當接近（.86）。此外，RMSEA（0.082）及 SRMR（0.08）

皆與標準值（低於0.05）有些差距，模式的絕對適配度應屬於尚可被接受的情形。

另PGFI 為.63，高於.50 標準，PNFI 亦符合.50 標準（.60），顯示模式具不錯的 精簡適配度。最後，五項與基準模式（baseline model）比較而得的適配度指數 NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI 介於.69～.82 間，雖皆未高於.90 標準，但整體而言，

模式之增值適配度尚可接受。

（3）內在結構適配度考驗

由圖3-4-1可知，所有估計的因素負荷量與參數都達顯著水準，符合「所有估 計參數應達顯著水準」的評鑑標準。由表3-4-2可知，15個測量指標中，僅有三個指 標信度高於.50，其餘指標信度介於.14～.42之間。另外，在潛在變項的信、效度方 面，四個潛在變項組成信度（composite reliability）依序為.50、.63、.70及.74，半 數大於.60的標準，而平均變異抽取量（average variance extracted）分別是.20、.31、.37 及.51，僅「無法表達情感」潛在變項符合.50以上標準。

3.信度考驗

共依附量表的總量表信度的Cronbach α值為.77，考驗四個分量表的內部一致 性，其α值介於.48~.74之間，其中「以他人為焦點」分量表的α值為.48；「認同照 顧者角色」分量表的α值為.56；「透過關係獲得意義感」分量表的α值為.68；「無 法表達情感」分量表的α值為.74。量表的內部一致性略低，但整體信度仍尚可接受。

綜合前述三部分適配度考驗結果顯示，共依附模式未違反基本適配標準，且 具尚可接受之整體適配度及內在品質。雖然共依附量表於項目分析中顯示部分題 目不佳，具有中高偏態、與總分相關較低的問題，惟考量共依附量表的因素結構 仍具適配度，且全部題數較少，故全部題目仍予以保留，形成正式施測之量表。

（六）正式量表

正式量表一共有15 題，四個分量表名稱和所屬題號如下：（一）以他人為焦點：

第1、2、3、4 題；（二）認同照顧者角色：第 5、6、7、8 題；（三）透過關係獲得 意義感：第9、10、11、12 題；（四）無法表達情感：第 13、14、15 題。

圖 3-4-1 共依附模式架構與標準化參數估計值（^*p < .05）

表 3-4-2 共依附模式的整體適配度考驗結果 Goodness of Fit Statistics

1.絕對適配度

（1） Degrees of Freedom = 84 Minimum Fit Function Chi-Square = 242.65 (p = 0.00)

（2） Goodness of Fit Index（GFI）= 0. 90

（3） Adjusted Goodness of Fit Index（AGFI）= 0. 86

（4） Standardized RMR = 0.08

（5） Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.082 2.精簡適配度

（1） Parsimony Goodness of Fit Index（PGFI）= 0.63

（2） Parsimony Normed Fit Index（PNFI）= 0.60 3.增值適配度

（1） Normed Fit Index（NFI）= 0.75

（2） Non-Normed Fit Index（NNFI）= 0.77

（3） Comparative Fit Index（CFI）= 0.82

（4） Incremental Fit Index（IFI）= 0.82

（5） Relative Fit Index（RFI）= 0.69

表 3-4-3 共依附模式的個別指標信度和潛在變項組成信度、平均變異抽取量

二、情緒調節量表

本研究採江文慈（1999）所編製的情緒調節量表，以測量個體情緒調節能力 的高低，其參考Salovey、Hsee 和 Mayer（1993）、Mayer 和 Salovey（1997）的理 論基礎，以及 Mayer 等人（1995）、江文慈和孫志麟（1998）的量表加以編製而 成。

（一）原量表內容

量表一共有30 題，包含五個分量表，分別為情緒覺察、情緒表達、調整策略、

情緒效能和情緒反省，各分量表所代表的意義如下：

1.情緒覺察（emotional awareness）：意指當情緒產生時，個體能夠知覺到情緒訊 息，並根據自己的身體狀態、變化、感覺和思想，察覺該情緒存在的事實，以及 引發情緒的原因。包括第1、2、4、5、7 題。

2.情緒表達（emotional expression）：意指個體能夠適當的表達自己情緒的感受，

並能控制該情緒所引發的衝動行為。包括第3、6、8、10、11、12 題。

3.調整策略（regulation strategy）：意指個體能夠運用可行的策略調整，並改善情 緒狀態的強度和持續度，以節制負向情緒或維持正向情緒。包括第 9、13、14、

15、19、20、21 題。

4.情緒反省（emotion reflection ）：意指個體能夠誠實面對自己的情緒反應和表 現，並能主動省思、評估情緒調節的適當性及效益，適時加以修正和改善。包括 第16、17、23、24、26、27 題。

5.情緒效能（emotion efficacy ）：意指個體對自己調節情緒能力的信念與判斷，亦 即個體對自己能夠管理和掌握情緒所反應出來的勝任感。包括第18、22、25、28、

29、30 題。

（二）量表型式與計分

原量表為Likert 四點量尺計分，但為配合作答型式的一致性，本研究改採五點 量尺計分，從「非常不符合」到「非常符合」，分別為得1 分到 5 分，得分越高表

示受試者的情緒調節能力越高，量表的第3、4、6、8、9、10、11、12、15、16 題 為反向計分，其餘題目採正向計分。

（三）信度考驗

總量表的Cronbach α 係值為.89，五個分量表的 Cronbach α 值介於.52~.78，其 中「情緒覺察」分量表的α 值為.52；「情緒表達」分量表的 α 值為.72；「調整策 略」分量表的α 值為.78；「情緒反省」分量表的 α 值為.74；「情緒效能」分量表 的α 值為.76。且量表間隔兩個月的再測信度為.67~.84（江文慈，1999）。

（四）效度考驗

進行因素分析時以主軸法（PAF）抽取因素，並以最大變異法（VARIMAX）

進行直交轉軸，本量表的五個因素共可以解釋51.8%的總變異量（江文慈，1999）。

（五）預試結果分析

由於原量表為應用在兒童和青少年族群，可能與本研究對象的大學生特性不 符，加上時代變遷等因素，因此本研究將再次驗證大學生樣本的因素結構，考驗是 否具有足夠穩定的代表性。根據312 名預試研究對象在情緒調節量表的施測結果，

以項目分析、驗證性因素分析和信度考驗，確認量表的適配性，以作為刪題之依據，

形成正式施測之量表。

1.項目分析

將預試量表回收後，由表3-4-4 的項目分析結果，在偏態分析方面，第 4、11 題屬於中高偏態；僅有第3 題的 CR 值小於判斷標準 3 且未達顯著性，其餘題目 CR 值均大於 3 且達顯著性，顯示第 3 題不具有鑑別度；第 3、4、7、16 題與量 表總分相關小於.3，且第 3、11、16 題與分量表總分相關小於.3。總量表信度的

將預試量表回收後，由表3-4-4 的項目分析結果，在偏態分析方面，第 4、11 題屬於中高偏態；僅有第3 題的 CR 值小於判斷標準 3 且未達顯著性，其餘題目 CR 值均大於 3 且達顯著性，顯示第 3 題不具有鑑別度；第 3、4、7、16 題與量 表總分相關小於.3，且第 3、11、16 題與分量表總分相關小於.3。總量表信度的