第三章 研究方法
第二節 研究工具
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第三章 研究方法
第一節 研究參與者
本研究在探討非臨床患者在失功能態度、反芻、因應與憂鬱之關係，由於考 量非臨床患者在失功能態度、反芻與憂鬱情緒的表現程度可能較低，為提高樣本 的異質性，使其能充分蒐羅受試者在上述變項上的變化情形，在非臨床患者的大 學生樣本中，採取不同學校(以學術為主/以技能為主)、不同科系(心理相關/非 心理相關)的樣本群為研究對象，總計收得 626 位樣本，扣除漏答、明顯草率填 答的問卷後，得到有效樣本 557 人。
在 557 位有效樣本中，政治大學有 238 人(42.7%)、玄奘大學有 119 人 (21.4%)、東南大學有 118 人(21.2%)、台灣藝術大學有 82 人(14.7%)。在系所類 別方面，心理相關系所有 275 人(49.4%)、非心理相關系所有 282 人(50.6%)。在 進行施測時，有部分受試者由授課老師代為施測，為考量填答同學可能由於對隱 私的顧慮而影響作答，故請其可略過基本資料的填寫，例如：姓名、性別、連絡 電話、E-mail，以及生日，扣除未填寫基本資料的受試後，在男女性別方面，男 性有 189 人(36.2%)、女性有 333 人(63.8%)；在年級分布方面，大一學生有 156 人(29.9%)、大二學生有 196 人(37.6%)、大三學生有 101 人(19.4%)、大四學生 有 48 人(9.2%)、研究所學生有 20 人(3.8%)，本研究參與者的人口背景特性分布 如表 3-1。在憂鬱程度方面，本研究受試者的平均憂鬱程度為 9.74，在貝克憂鬱 量表對憂鬱程度的評定屬於正常範圍。
第二節 研究工具
(一)失功能態度量表(Dysfunctional Attitude Scale, DAS; 邱嘉玲，2008)
DAS 是以 Beck 的認知治療模式所設計來測量認知扭曲的量表(Weissmann &
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表 3-1 研究參與者的人口變項特性
Beck, 1978)，包含 40 題，量表包括 7 個主要的價值系統：讚許、愛、成就、完 美主義、權利(entitlement)、全能(Omnipotence)與自主性(Autonomy)。量表題 目例如：｢只有我是完美的才會快樂｣、｢如果一個人要求幫助，將是軟弱的象徵｣。
量表以七點李克氏量尺(1-7)評定，自 1(完全不同意)至 7(完全同意)，分數越低 代表越多適應的信念以及較少的認知失序。量表的信度良好，內部一致性α
=.84~.93 (邱嘉玲，2008)，8 週的再測信度為.80~.84。DAS 最初為 100 題，後 經編修後，成為二個 40 題的平行版本，亦即 DAS-A 以及 DAS-B，本研究所選用 的是較廣泛使用的 A 式版本，內部一致性為.92。
(二)中文反芻反應風格量表(Chinese Ruminative Response Scale, CRRS; 周 嘉娸，2008)
中文反芻反應風格量表是測量個體對於負向情緒採取反芻反應傾向的自陳
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式工具。游勝翔(2004)依據 Nolen-Hoeksema 與 Morrow (1991)發展的反應風格 量表，進行中文化後，發展中文反應風格量表(Chinese Response Style Questionnaire, CRSQ；游勝翔，2004)，得到「反芻反應風格」與「分心反應風 格」各 32 題與 20 題，總共 52 題。受試者評估一般狀況下面對悲傷或憂鬱情緒 時，題項內容發生的頻率強度，以四點量表的李克式量尺填答，自 1(幾乎從不) 至 4(幾乎總是)，得分越高代表該反應風格的傾向越強。反芻反應風格量尺與分 心反應風格量尺的內部一致性係數分別為.93 與.87，三週再測信度分別為.89 與.87。
游勝翔等人(2008)再以憂鬱病人為對象，自中文反應風格量表挑選主成分分 析法中係數高的題項，發展中文反應風格量表短版(Chinese Response Style Questionnaire-short form, CRSQ-SF)，得到反芻反應風格與分心反應風格題目 各 10 題，其內部一致性係數分別為.91 與.89。然而，此中文反應風格量表短版 中的反芻反應風格分量表與 Treynor 等人(2003)的 RRS 之題項在四個題項上具有 差異。周嘉娸(2008)再根據 Treynor 等人的版本進行中文化，以大學生為樣本施 測，支持 Treynor 等人主張的反省式反芻與自責式反芻二因素結構，其題項各分 別為 6 題與 4 題，內部一致性係數分別為.66 與.71，三週再測信度分別為.61 與.66。
由於游勝翔(2004)、周嘉娸(2008)、Treynor 等人(2003)在以 Treynor 等人 之題項上涵蓋的反省式反芻、自責式反芻，以及反芻與分心之類別上存在差異，
例如，周嘉娸的苦惱自責式反芻與深思反省式反芻，各為 4 題與 6 題，其中"想 到「為何我總是用這樣的方式反應」"之題項，原先在 Treynor 等人的量表中屬 於自責式反芻的類別，但在此新修訂版中屬於反省式反芻的類別。上述三名研究 者在不同題項上得到的因素歸類見表 3-2。因此，本研究將再次就施測結果進行
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因素分析，並與周嘉娸、Treynor 等人，以及最初 Nolen- Hoeksema(1987, 1991) 提出所有題項皆歸屬於一反芻因子的結果，進行驗證性因素分析的模型適配度比 較，以決定本研究在後續分析上適合採取的題項類別。
表 3-2 Treynor 等人(2003)、游勝翔(2004)、周嘉娸(2008)在反芻反應風格量 表題目的因素類別比較
因素分析結果得到 KMO 值為.77，Barlett 球形檢定達.001 顯著水準，顯示 資料適合進行因素分析。特徵值大於一的因素共有二個，陡坡檢定顯示適合抽取 2~3 個因素，由於 RRS 原先是以二因素進行探討，存在理論意涵，因而，本研究 仍維持二因素結構。二因素的結構矩陣如表 3-3。
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(n = 310)，進行驗證性因素分析(Confirmatory Factor Analysis,簡稱 CFA)的 模型適配度比較，並使用 LISREL 9.10 檢驗此因素結構。本研究的二因子結構、Treynor 等人以及周嘉娸在二因子結構上題項的比較，如表 3-4。模型適配度以 適配度指標(goodness-of-fit indices)檢驗，根據 Bentler (1995)以及 Hu 與 Bentler (1999)，模型適配度以卡方值(χ2 )、比較適配指標(comparative fit index, CFI)、正規化適配指標(the Normed Fit Index, NFI)、均方根近似誤(the root mean square error of approximation, RMSEA)評估。
首先，執行 CFA，以檢驗本研究中以因素分析得出二種反芻類型所包含的題 項。與周嘉娸(2008)的結果相較，本研究在二種反芻類型包含的題項中，"想到
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表 3-4 Treynor 等人(2003)、周嘉娸(2008)與本研究的因素分析結果在反芻反 應風格量表題目的因素類別比較
其次，以周嘉娸(2008)、Treynor 等人(2003)以及反芻單因子同樣進行 CFA 檢驗，得到各因素結構的模型適配度指標，整理於表 3-5。在比較各模式之適配 度指標結果後，本研究因素分析結果之因素結構得到的適配度最佳，內部一致性 係數分別為.74 與.71。
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表 3-5 RRS 以本研究因素分析結果、周嘉娸(2008)、Treynor 等人(2003)以及 單因子因素結構之模式適配度指標的比較
本研究採取王韋婷與許文耀(2013)翻譯 Carver (1997)所編製的簡版因應量 表，該量表共有 28 題，分為 14 個量尺，分別為計畫(Planning)、接受(Acceptance)、
正向重釋(Positive Reframing)、幽默(Humor)、主動因應(Active Coping)、工具性 支持(Using Instrumental Support)、宗教(Religion)、自責(Self-blame)、物質使用 (Substance Use) 、 行 為 脫 離 (Behavior Disengagement) 、 否 認 (Denial) 、 分 心 (Self-Distraction)、宣洩(Venting)，及情緒支持(Using Emotional Support)。每個分 量尺各兩題，請受試者根據他們面對災難時，採用的處理方式，進行四點評量。
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心量尺上差距較大(原量表之 α 值為.71)，其餘分量尺與本量表之 α 值相近，故本 量表具有適當的心理計量特性。
一、探索性因素分析
為了解本研究在十四個分量尺的結果，可進一步歸類為那些主要的因應型 態，先進行探索性的因素分析。首先，將樣本隨機分成二份，取其中一份進行因 素分析(n = 269)，並採取主軸因子與斜交轉軸法來進行。在因素數目的決定方 面，採取平行分析、選取特徵值大於一的因素，以及陡坡考驗，並考量所反映的 理論意涵，選取適合的因素數目。
因素分析結果得到 KMO 值為.80，Barlett 球形檢定達.001 顯著水準，顯示 資料適合進行因素分析。特徵值大於一的因素共有三個，陡坡檢定顯示適合抽取 2~4 個因素，平行分析結果顯示為三因素，因而，本研究先採取三因素結構進行 分析，得到三因素的結構矩陣如表 3-6。然而，此結果在第三個因素的內部一致 性較低(α= .49)，本研究再將因素數目限定為二因子與四因子進行分析，但得到 的因素結構不具理論意涵，因此，經由前面的因素決定過程，本研究選取三因素，
分別為主動性因應(包括計畫、接受、正向重釋、幽默、主動因應)，被動性因應 (包括自責、物質使用、行為脫離、否認、分心、宗教)，以及與他人相關的因應 (包括宣洩、情緒支持、工具性支持)。
本研究將進一步以三因子因素結構進行 CFA，以了解各題項與因素之間的關 聯，並回顧過去文獻對 Brief COPE 採取的因素類別結果，一同進行 CFA 的模型 適配度比較。
二、驗證性因素分析
Wang、Cheng、Chang、Chen、Chen 與 Hsu (submit)整理過去研究對於 Brief COPE 所提出的類別概念，認為主要有三種類型：第一類可區分為二因子，包含 適應性因應(主動因應、計畫、工具性支持、幽默、接受、正向重釋、情緒支持、
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267.51，p 值為 0.000，RMSEA 為.095，NFI 為.857，CFI 為.891，適配性指標未 達可接受的標準。另外，以過去文獻所主張的因應類型進行 CFA，得到各模式的‧ 國
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由於模型適配度指標在各因應類型上皆不佳，本研究考慮刪除對於因素影響 貢獻力較低的題項，在圖 3-2 中各題項較低的估計值，包括宗教(.01)、分心 (.23)，因此，本研究將這二個量尺刪去後，再進行 CFA，如圖 3-3。F1 在各題 項中得到的標準化因素負荷量從.47 到.84，F2 為.71 到.83，F3 則為.32 到.79，
所有數值皆達統計顯著(p < .05)。此模式的χ2為 166.09，p 值為 0.000，RMSEA 為.088，NFI 為.903，CFI 為.930，適配性指標達可接受的標準。
在過去研究中，分心(e.g., Nolen-Hoeksema, 2008)和宗教(de Silva, 2006; 陳亭 君等人，2013)與適應之間的關聯呈現不一致的結果，難以被分類為適應的因應 策略或不適應的因應策略，因此，從理論概念而言，將此二種因應方式自被動性 因應的類別中剔除有其合理性。此外，在前一章的文獻整理中，過去討論反芻與 因應之研究，皆在探討適應／主動因應與不適應／被動因應，在反芻與憂鬱之間 的關聯，因此，本研究將以主動性因應(包括計畫、接受、正向重釋、幽默、主 動因應)，被動性因應(包括自責、物質使用、行為脫離、否認)，探討反芻與因應 之關係。另外，物質使用之因應策略不符合常態分配假設，將此量表予以刪除，
在最後留下的計畫、接受、正向重釋、幽默、主動因應、自責、行為脫離、否認，
八個分量表，再次進行探索性因素分析，得到二因子模式，符合主動因應(計畫、
接受、正向重釋、幽默、主動因應)，以及被動因應(自責、行為脫離、否認)的因 素結構，內部一致性分別為.81 及.54。
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(四)中文版貝克憂鬱量表第二版(Beck Depression Inventory-II, BDI-II; Beck, Steer, & Brown, 1996)
本研究採用貝克憂鬱量表第二版，為一自陳式憂鬱症狀檢測量表。貝克憂鬱 量表(Beck, Ward, Mendelson, Mock, & Erbaugh, 1961)隨著美國精神醫學會精 神疾病診斷與統計手冊第三版(DSM-III)之修訂，以及第四版(DSM-IV)的發行，
Beck 等人修訂舊有題項，增加符合 DSM-IV 對憂鬱症診斷準則的項目，成為貝克 憂鬱量表第二版。BDI-II 在評估 13 歲以上青少年和成人的憂鬱程度，共包含 21 題，採用李克式四點量表(0-3)，受試者需根據各題項描述不同的憂鬱症狀，報 告過去二周的憂鬱程度，得分範圍介於 0-63 分之間，得分越高代表憂鬱症狀越 嚴重。貝克憂鬱量表在實徵研究中被廣泛使用，其心理計量特性及適應性經許多 研究證實良好(Dozois & Dobson, 2002)。在中文版貝克憂鬱量表第二版中，內
Beck 等人修訂舊有題項，增加符合 DSM-IV 對憂鬱症診斷準則的項目，成為貝克 憂鬱量表第二版。BDI-II 在評估 13 歲以上青少年和成人的憂鬱程度，共包含 21 題，採用李克式四點量表(0-3)，受試者需根據各題項描述不同的憂鬱症狀，報 告過去二周的憂鬱程度，得分範圍介於 0-63 分之間，得分越高代表憂鬱症狀越 嚴重。貝克憂鬱量表在實徵研究中被廣泛使用，其心理計量特性及適應性經許多 研究證實良好(Dozois & Dobson, 2002)。在中文版貝克憂鬱量表第二版中，內