社會脈絡下的因應及其與適應的關係--探討雙軸向或多軸向因應模式在台灣的運用(2/2)

行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告

社會脈絡下的因應及其與適應的關係--探討雙軸向或多軸

向因應模式在台灣的運用(2/2)

計畫類別： 個別型計畫 計畫編號： NSC94-2413-H-004-003- 執行期間： 94 年 08 月 01 日至 95 年 07 月 31 日 執行單位： 國立政治大學心理學系 計畫主持人： 許文耀 計畫參與人員： 陳美雀，林克，曾幼涵，孫頌賢 報告類型： 完整報告 處理方式： 本計畫可公開查詢

中 華 民 國 95 年 10 月 25 日

前 言

本研究的主要目的乃探索由共合觀點（communal perspective）發展出來的雙 軸因應模式（dual axial model of coping）於台灣的適用性。Coyne 與 Smith（1991） 認為探討因應歷程的主題中，社會脈絡（social context）對因應的影響是需加以 考量的，尤其是對於非採個人主義的國家，更需強調社會脈絡下的因應歷程 （Roussi & Vassilaki, 2001; Weisz, Rothbaum, & Blackbum, 1984）。華人社會比起 西方國家較為偏向集體主義的文化，在這樣的文化背景，個人乃是從社會關係中 去建構自我的定位，而社會關係的維繫更是勝過了自我目標的追尋（吳宗佑，徐 瑋伶，鄭伯壎，2002），因此採用雙軸因應模式來探討華人的因應成為一重要的 課題。 過去國內外對因應的概念著重於「主動-被動（active-passive）」的觀點，如 Lazarus 與 Folkman（1984）認為因應可分為問題焦點（problem-focused）與情緒 焦點（emotion-focused）兩大類，前者是指針對引起壓力的問題加以處理或改變 的因應，後者是指對於問題所引起的情緒反應加以調節的因應。此種「主動-被 動」的因應觀點反映出如此的信念：「健康的個體是自我容納（self-contained）、 獨立的、自我依賴（self-reliant）、有能力堅持（asserting）自己並影響他的周遭 環境」。但是這種信念過度強調作用（agency）、支配（mastery）及控制（control） 等與男性有關的特質，而忽略團體（community）以及與他人連接等女性特質 （Riger, 1993）。 從問題焦點與情緒焦點來探討因應的研究結果大多顯示出，面對壓力時，男 性傾向採取問題焦點的因應，而女性則傾向採取情緒焦點或逃避的因應（Billings & Moos, 1984; Endler & Parker, 1990; Stone & Neale, 1984）。研究者更進一步認 為：情緒焦點的因應是較缺乏效果的，亦與心理不健康有更高的關聯性（Billings

& Moos, 1984）。這種性別偏差、個人主義的取向，忽略了因應所涉及的社會互

動，以及因應所在的社會背景情境（Dunahoo， Hobfoll， Monnier， & Michael,

1998）。

問題焦點的因應可能是利他（prosocial）或損他（antisocial）的，例如個體 以問題解決作為因應策略是為了追求自己的最大利益時，可能會導致周遭支持網 絡的解體，問題解決策略也可能包含攻擊性與被動-攻擊，攻擊性的因應可能導

致疏遠他人，而將潛在的社會支持提供者趕走，敵意的因應則可能會危害個體的 健康（Dunahoo, et al., 1998; Roussi & Vassilaki, 2001）。

Hare-Mustin 與 Maracek（1968）認為自主（autonomy）與關係（relatedness） 受個體在社會階段中的位置所影響。要達到自主與掌控則須具備作選擇的自由， 此 種 自 由 是 有 權 力 、 有 地 位 者 所 擁 有 ； 地 位 處 於 劣 勢 者 就 必 須 注 重 連 結 （connection）與共同的目標（communal goals）才得以生存下去。因此，掌握的 因應方式不見得是最具適應性的因應，在某些情況下，以人際連結為主的因應方 式可能更具適應性。 過去有關因應的研究中，或許是未能考量社會取向，以致於問題焦點的因應 與心理健康的關係出現不一致的結果，例如：有些研究發現問題焦點的因應與心 理沮喪（distress）具有負向關係（Billings & Moos, 1984; Folkman & Lazarus, 1985;

Mattlin et al., 1990），但有些研究卻發現它與心理沮喪不具有顯著的相關（Aldwin

& Revenson, 1987; Carver et al., 1993; Holahan & Moos, 1986）。Clark（2002）的整 合分析研究顯示，對兒童與青少年而言，主動因應與適應功能的關係很小，平均 相關係數從.02 到.11。Dunahoo 等人（1998）及 Roussi 與 Vassilaki（2001）的研 究指出，主動因應的作用涵蓋了損它與利他兩個成分，這些研究結果意涵著若只 從個體層次來測量因應，將會遺漏許多重要訊息。例如 Penley, Tomaka 與 Wiebe （2002）整理了以 WOC-R 量表，WCCL 或 WCCL-R 量表當為因應的測量之研 究，之後進行因應與身心健康關係之整合分析，結果顯示負向的因應（如：一廂 情 願 的 想 法 (wishful thinking) ， 逃 避 等 ） 與 身 心 健 康 具 有 中 度 的 相 關 （r=-.42~-.31），但正向因應（如：面對因應、計畫性問題解決、自我控制、正向 重新評估）則與身心健康具有較小的相關（r=.02~.15） 。由此可知，僅從「主動-被動」這個向度來了解及測量因應，是無法對身心健康有良好的預測力或解釋力。 Hobfoll, Dunahoo, Ben-Porath 與 Monnier（1994）所發展的雙軸因應模式即 是將社會脈絡納入因應的考量，之所以如此乃基於：1.個體面對的壓力源大多為 人際關係或含有人際成分；2.因應的過程中常涉及與他人的互動；3.因應的結果 可能與他人相互影響。因此在雙軸因應模式中，因應的內容除了「主動-被動」 的向度（主動性向度）之外，還考量了「利他-損他（prosocial-antisocial）」的向 度（社會性向度）。主動性向度指稱因應的行動導向程度，社會性向度則意指因 應行為在考慮他人以及影響他人的程度上之差異。

在社會性向度的兩端是利他因應與損他因應；利他因應是指意圖為關照他 人、尋求他人關照、或涉及正向社會互動的適應性行動，包括尋求支持、嘗試與 他人建立聯盟。利他因應可以是相當主動的，亦可能以謹慎的方式展現，謹慎的 利他因應如替他人著想、了解他人需求、以及以特定的方式行動而不讓他人丟 臉。損他因應則包含意圖傷害他人或無視於可能對他人造成傷害的因應行動，包 括為了從別人身上得到利益而剝削他人或攻擊他人的弱點。另一種損他因應的形 式則是貿然行動（shooting from the hip），也就是憑直覺去行事，這種行為雖沒 有傷害他人的意圖，但卻是對社會規範的不在乎，亦即個體因不理會自己的行為 對他人造成的影響，而造成對他人的傷害。

Hobfoll 等人（1994）根據上述兩個向度編製了因應策略取向量尺（Strategies

Approach to Coping Scale，簡稱 SACS），經由因素分析，得出九個因素，這九個

因素再經次階的因素分析（second-order factor analysis）可得出兩個更高階的因 素，分別為「主動-被動且利他（active-passive, prosocial）」（含堅持行動、社會

結合、尋求社會支持及謹慎行動四個因素），與「主動-被動且損它（active-passive,

antisocial）」（含攻擊行動、逃避、損他行動及本能行動）。

Dunahoo 等人（1998）在雙軸因應模式中增加了「直接-間接」向度，而成 為多軸因應模式（multiaxial model of coping），亦即在 SACS 量表中增加了「間 接行動」量尺，之後的因素分析結果中，得出三個因素：「主動-損他」（包括攻 擊行動、損他行動與本能行動），「利他-有見識的（judicious）」（包括社會結合、 尋求支持與謹慎行動），「主動-被動」（包括堅持行動與逃避），但此因素分析的 結果並未得出「間接行動」的因素，有關「間接行動」的題項含括於「主動-損 他」的因素中。Roussi 與 Vassilaki（2001）驗證多軸向的因應模式於希臘文化中 的適用性，他們對 93 位大學生與 54 位成人進行 SACS 施測，經由次階的因素分 析，得出四個因素：「主動-損他因應」（包括攻擊行動、損他行動、間接行動及 本能行動），與「主動-被動因應」（包括堅持行動及逃避），「利他因應」（包括社 會結合及尋求社會支持）與「謹慎行動因應」（包括謹慎行動，而間接行動與社 會結合亦在此因素上有中度的因素負荷量）。 由上述的研究結果可知，雙軸因應模式的概念基本上是可接受的，但多軸雙 向模式的觀點可能需加以修正，因為從這些研究中的因素分析結果並無法得出 「直接-間接」的向度。原先 Dunahoo 等人（1998）增加「直接-間接」的向度是

為了反映文化差異，但除了因素分析的結果不支持外，Monnier 等人（1998）的 研究亦發現「種族（ethnic）」的差異在此向度的表現不具差別。另一方面，本研 究認為「被動利他」及「被動損他」比「間接」更能反映出華人文化與西方文化 的差異。在西方社會，直接去調整環境或是改變外在環境的因應方法是被贊同或 被尊崇的，但在東方文化，重視團體的和諧更甚於個人的權益，因此改變他人或 環境的做法可能被視為「過於強求」或是「自私」。東方文化比較強調以認知重 構的策略盡可能調整自己去適應環境，並達到安適的身心狀態，這樣的做法在西 方社會可能被認為是「拐彎抹角、不乾脆」或是「不可思議（inscrutable）」，而 以「間接」視之。 有鑑於此，本研究採雙軸因應模式作為華人社會脈絡下的因應觀點，以做為 發展華人社會脈絡的因應量表之基礎。不過，本研究若要直接採用 SACS 恐需多 加考慮，因為 Hobfoll 等人（1994）的研究並未有效地得出「主動-被動」及「利 他-損他」兩個向度，且雙軸因應模式對「被動利他」及「被動損他」的內容也 僅以「謹慎」及「逃避」兩個分量尺來描述，相對於其他七個分量尺來描述「主 動利他」與「主動損他」的內容，顯得單薄許多。 為了解決上述問題，本研究整理了國內的相關研究，發現黃麗莉（1996）於 探討中國人的人際衝突化解方式之研究結果與雙軸因應模式的理念是接近的。黃 麗莉（1996）認為中國人化解人際衝突方式之結構可依「己方的利益或意見」及 「對方的利益或意見」兩個向度，分成「協調」、「抗爭」、「忍讓」及「退避」四 大類，之中每一類又可細分成三種不同的因應策略。本研究認為黃氏所提出的人 際衝突化解方式， 「對方的利益或意見」之向度可對應於雙軸因應模式的「利他-損他」軸向，而「抗爭」與「協調」此兩類因應方式之內涵乃是嘗試改變外在的 環境，有較高的行動導向程度，可對應於雙軸因應模式的「主動」意涵，另外， 「退避」與「忍讓」的重點在於改變自己來配合環境，亦符合雙軸因應模式的「被 動」意涵。因此本研究就黃氏提出的 12 種因應策略為主要的參考架構，並擴充 其內涵，拓展到人際衝突以外的壓力情境可能會使用的因應策略，以此當為編製 華人社會脈絡下的因應策略量表之依據。 本研究對「主動利他」的因應策略之定義為：在達成自己目標的同時，會將 他人的福祉納入選擇因應行為的考量。其中以下列內容來說明此因應策略：1. 「分擔合作」：集合與此壓力相關的人之意見或能力，藉由分配責任，相互合作

的方式去面對困境；2.「協商妥協」：所涉及的可能是跟己方有利益衝突者，藉 由協商談判，找出雙方可以接受的方式；3.「尋求協助」：向家人、朋友、上司 或專業人士尋求建議、意見或行動上的幫助；4.「雙向溝通」：與此壓力相關的 雙方，藉由彼此溝通，了解雙方的想法、感受、期待或相關的訊息。 在「主動損他」的因應策略內容中，「抗爭」是著重於爭取自認該得到的權 益，而不管這樣的行動對他人造成的影響。「攻擊」是不計手段，以造成對方的 傷害來奪取有限的資源或反擊對方。「威權強制」是利用既有的權勢或掌握之資 源，強迫對方屈從或不戰而退，以獲得想得到之利益。 在「被動利他」的因應策略內容中，「社會服從」是指順從長輩、師長或上 司的意見，或依照社會規範行事，在心中並不一定真的同意或認同此意見或規 範，但為了各種原因（如：避免被責罵、省去麻煩）而服從其指示。「忍讓」包 括忍耐以及不與對方爭執，抑制自己的負向情緒，不將其表現出來，或者對對方 讓步。「配合」則是試著替他人著想，認為改變自己比改變他人或環境要容易， 於是在心態上有所調整，放下心中的堅持，去配合他人或環境的需求或要求。「被 動利他」因應的主要考量在於維持和諧的氣氛，而不是急著在這一波的因應行動 中聲張自己的權益。這也是傳統華人文化所強調與重視的因應方式。 在「被動損他」因應策略的內容中，「隔離退避」是退出壓力情境與他人之 互動，藉由消除引起壓力之刺激來達到降低壓力的目的。「消極抵制」是對於對 方的欲求，以沉默、冷漠、忽略或怠工、被動、不合作、工作不利等方式，使對 方無法順利遂行其意。

研究一

本研究希望藉由上述內容的意涵，自編一份華人社會脈絡下的因應策略量 表，並利用因素分析及多元尺度分析探討此份量表是否支持 Hobfoll 等人（1994） 的雙軸向因應模式，亦即本研究自編的量表是由「主動-被動」及「利他-損他」 這兩個軸向所構成，此為本研究第一個目的。 本研究若能順利編製此份量表，且評估其初步的信、效度是可接受時，則進 一步將探討於華人社會脈絡中，此份量表對身心適應的解釋力是否比只著重「主 動-被動」的單軸因應來得顯著，此為本研究的第二個研究目的。雖然 Dunahoo 等人（1998）及 Roussi 與 Vassilaki（2001）的研究指出 COPE 量表（Carver, Scheier,

& Weintraub, 1989）中的主動因應與 SACS 中的利他與損他分量尺均存有顯著的 正相關，以此說明從個人主義觀點所發展出的因應策略含括了社會成分（social

components），只是過去的研究未能明確地說明雙軸的因應是否比單軸的因應更

能有效地解釋共和社會脈絡下的個體之身心適應。因此本研究將比較新編的華人 社會脈絡的因應策略量表與 COPE 量表在身心適應的解釋力。除此之外，本研究 亦將重複驗證 Dunahoo 等人（1998）及 Roussi 與 Vassilaki（2001）的結果，亦 即 COPE 量表中的各個因應分量尺並非只包含「主動-被動」成分，仍包含社會 成分，例如主動因應會與利他及損他的向度有顯著的相關等。

Monnier, Hobfoll, Dunahoo, Johnson 與 Hulsizer（1998）探討 SACS 與身心適

應的關係，其結果指出「社會結合」、「需求社會支持」與「謹慎行動」等利他因 應策略與憂鬱、焦慮等情緒具有顯著的負相關，而「攻擊行動」與「損他行動」 等損他因應與生氣具顯著的正相關，但與憂鬱與焦慮則不具顯著的相關。Roussi 與 Vassilaki（2001）的研究結果略有不同，他們發現攻擊行動與生氣具有顯著的 正相關，而損他行動與憂鬱及生氣具有顯著的正相關，在利他因應方面，社會結 合與任何指標均不具顯著的正相關，尋求社會支持只在男性樣本上與憂鬱呈現顯 著的負相關，而謹慎行動則與疲累（fatigue）具有顯著的正相關。這樣的研究結 果似乎指出 SACS 與身心適應間的關係仍不一致，亦即利他及損他因應與負向情 緒間的關係仍需再加以澄清。

Roussi 與 Vassilaki（2001）利用 COPE 的主動因應量尺，SACS 的損他行動 及堅持行動兩個分量尺，將受試分成三類，之後比較高主動、低損他因應及高主 動、高損他因應兩組受試在心理沮喪各指標的差異，結果指出主動損他組確實具 有高的心理沮喪及較少的利他因應。此結果指出主動損他是一種不利的因應策 略，過去的學者認為「主動-利他」為一最有利的因應策略（Hobfoll et al., 1994; Dunahoo, et al., 1998; Monnier, et al., 1998; Monnier, Cameron, Hobfoll, & Gribble,

2000），但均還未有較明確的研究成果來支持。同樣的，「被動利他」與「被動損

他」與身心適應的關係為何？則是採用 SACS 量表的研究所未探討的，因此澄清

「主動利他」、「主動損他」、「被動利他」及「被動損他」四種因應策略與個體身

心適應關係為本研究的第三個目的。

在身心適應指標方面，除了過去研究所沿用的憂鬱、焦慮及生氣的測量之 外，本研究接受 Lyons, Mickelson, Sullivan 與 Coyne（1998）的看法：因應目的

不只是要保持情緒上的安樂，還包括了社會性目的，如：讓家人快樂、維持重要 的人際關係等。因此因應對身心適應的影響，不能只看情緒的改變，還須視其人 際關係的相容與和諧，並視其是否能提升自我的幸福感。為此，本研究在身心適 應的測量包括了憂鬱、焦慮、生氣、幸福感及人際和諧。

研究方法

一、 受試者 本研究的受試對象為大學生，採用便利取樣的方式抽樣，施測方式採班級團 體施測，由上課老師說明指導語之後，受試進行填答。本研究共收集了 251 份有 效樣本，之中，男性有 126 位（佔 50.2%），女性有 125 位（佔 49.8%）。大一學 生有 8 位（佔 3.2%），大二學生有 46 位（佔 18.3%），大三學生有 57 位（佔 22.7%）， 大四學生有 125 位（佔 49.8%），大四以上的學生有 14 位（佔 5.6%）。另外，本 研究再選擇 62 位大學生，進行相隔一個月的再測信度評估。 二、 研究工具 本研究使用自編的華人社會脈絡下的因應策略量表、COPE 量表、貝克焦慮 量表、貝克憂鬱量表、情境生氣量表、幸福感量表及相融和諧量表等七分量表， 分別說明如下：

1. 華人社會脈絡下的因應策略量表（Coping Strategies in Chinese Social Context, CSCSC） 根據前述文獻，本研究依「主動利他」的分擔合作、協商妥協、尋求協助、 雙向溝通四個內涵，「主動損他」的抗爭、攻擊、威權強制三個內涵，「被動利他」 的社會服從、忍讓、配合三個內涵，以及「被動損他」的隔離退避及消極抵制兩 個內涵來編製此量表。 本研究參考了與這 12 個內涵有關的研究，抽取出相關的題目，並閱讀坊間 有關華人人際互動的資料，而後撰寫出主動利他、主動損他、被動利他及被動損 他這四個範疇的題項，每個範疇各有 11 題。這四個範疇的題目內容，例如在「主 動利他」範疇上為「跟相關的人共同分擔責任，協力面對問題」，「和相關的人協 商，找出雙方可接受的方法」；在「主動損他」的內容可如：「反擊回去，讓對方 知道我不是軟腳蝦」，「和對方談條件，盡可能以最小代價換取最大利益」；在「被

動利他」的內容可如「以退為進」，「以不要破壞彼此間感情的原則來處理問題」； 在「被動損他」的內容可如「藉由不配合對方來表達自己的意見」，「陽奉陰違， 反正不要被發現就好」。 此份量表採五點評量，其指導語為：「每個人在生活中都難免會碰到一些壓 力事件，以下是人們在面臨壓力事件時可能會採取的一些處理方法，每個人都有 自己的處理方法，請回想過去在遭遇壓力事件時，你使用以下的處理方式之頻 率」。 2. COPE 量表

此份量表採用 Carver、Scheier 與 Weintraub（1989）所編製的 COPE 問卷， 此份問卷共含 13 種因應型態，分別是主動因應、計畫、抑制抗拮活動、限制性 的因應、尋求工具性的支持、尋求情緒性社會支持、正向重釋、接受、否認、信 教、行為逃避、心理逃避及情緒的聚焦與發洩，每種因應型態有 4 個題項，除此 之外，此 COPE 量表又多一題有關物質使用的題目，因此 COPE 量表共有 53 題。

COPE 量表可用來評估一般人慣用的因應方式（dispositional coping style），

亦可用來評量面對某一特定壓力源時，個體會傾向使用何種因應型態。這些使用 方式端賴指導語的說明。本研究在此量表的指導語如下：「我們希望能瞭解一般 人在面對困境或壓力事件時，會有什麼樣的反應。面對壓力的方法有千百種，這 份問卷希望能了解當你面對目前所遇到的壓力時，你的處理方式為何。」 此份量表的評分方式採 Likert 四點式的評量，當受試的狀況屬於「常常如此」 時，計分為「4」，「有時如此」時，計分為「3」，「偶爾如此」時，計分為「2」， 「絕非如此」時，計分為「1」。 許文耀（2000）對 286 位高中生，經由主成分分析的方法，在經由正交轉軸 法進行因素旋轉，得到 13 個固有值大於 1 的因素，總解釋變異量為 63.8%。這 13 個因素結構內容大致上和 Carver 等人（1989）的 13 種因應型態內容是一樣的。 因此本研究便以 Carver 等人（1989）所定義的 13 種因應型態分別計分，故本研 究受試在此量表上共有 13 個分數。

3. 貝克焦慮量表（Beck Anxiety Inventory）

本研究採用貝克焦慮量表（Beck & Steer, 1990）中文版當為測量焦慮的指 標，此量表共有 21 題，採四點評量。過去有關 BAI 的信、效度考驗之研究結果

素：認知症狀及身體症狀（Beck et al., 1988; Hewitt & Norton, 1993）。由於本研 究並不想探討此份量表的那個因素與因應間的關係，因此採總分計算，分數愈 高，表示受試的焦慮愈大。

4. 貝克憂鬱量表（Beck Depression Inventory-II, BDI-II, Beck , Steer & Brown, 1996 ） 本研究採 BDI-II 的中文版，此量表共有 21 題，採「0」至「3」的四點評量， 評估受試的憂鬱嚴重度。過去的研究指出 BDI-II 具有良好的內部一致性，再測 信度及建構效度（Beck et al., 1988）。受試在此量表的得分愈高，表示其憂鬱的 嚴重度愈高。 5. 情境生氣量表 本研究根據 Spilberger、Jacobs、Russell 與 Crane（1983）所編製的情境-特 質生氣量表（State-Trait Anger Scale）中的情境生氣量表的部分，共 10 題。其內

部一致性Cronbach α 係數為.90，情境生氣量表間隔八週的再測信度為.37。此份

量表採四點評量，分數愈高，表示個體愈容易生氣。 6. 中國人幸福感量表

本研究採 Lu & Shih（1997）所編訂之量表。此量表的原型為 Argyle、Martin

與 Crossland（1989）所編製的「牛津幸福量表」，陸洛與施建彬（Lu & Shih, 1997）

以質性訪談研究的資料為依據，歸納出中國人幸福感的來源，增編了 20 題，加 上譯自原量表的 20 題，總共 48 題。其內部一致性 Cronbach α 係數為.95，再測 信度為.66。此量表採四點評量，分數愈高，表示個體的幸福感愈高。 7. 相融和諧量表 本研究採簡晉龍（2002）依據 Kwan、Bond 與 Singelis（1997）的「關係和 諧量表」，再加入了個人融入關係與群體的部分，以七點量表來測量個體和其重 要人際關係以及團體的相融和諧程度。

結 果

有關本研究的受試在各變項反應之描述統計，可如表一所示。 本研究的第一個研究目的先檢驗 CSCSC 的信、效度。在因素分析上，本研

究採用主軸法（the method of principle axes），經由陡坡檢驗，設定抽取四個因素，

的題目。結果顯示「主動-利他」有 9 題，「主動-損他」有 10 題，「被動-利他」 有 11 題，「被動-損他」有 9 題，這四個因素的總解釋量為 34.44%，其內部一致 性Cronbach α 值為.87、.77、.81 及.78，基本上，此量表的信度是可被接受的， 這四個因素的再測信度為.86、.84、.90 及.81。 表一、各變項的描述統計 變項 題數 有效樣本數 平均數 標準差 最大值 最小值 雙軸因應量表 DMC 主動-利他(刪題後) 9 251 21.30 5.54 6 36 主動-損他(刪題後) 10 251 19.24 4.86 6 32 被動-利他(刪題後) 11 251 26.14 5.33 8 41 被動-損他(刪題後) 9 251 12.34 4.77 0 33 傳統因應策略量表 主動因應 4 251 9.83 2.29 4 16 計畫 4 251 10.25 2.45 2 16 抑制 4 251 8.44 2.16 3 16 限制性因應 4 251 9.03 2.22 3 16 尋求情緒支持 4 251 9.00 3.02 1 16 尋求工具支持 4 251 10.22 2.84 1 16 接受 4 251 9.94 2.35 3 16 正向重釋 4 251 10.80 2.42 4 16 情緒發洩 4 251 8.22 2.29 0 15 信賴 4 251 3.30 3.29 0 16 否認 4 251 4.86 2.40 0 13 行為逃脫 4 251 7.30 2.16 1 13 心理逃脫 4 251 6.24 2.35 0 14 憂鬱症量表 BDI 總分 21 251 10.86 7.69 0 47 焦慮量表 BAI 總分 21 250 7.87 7.17 0 48 憤怒量表 STAS 總分 10 250 4.34 4.77 0 30 中國人幸福感量表總分 48 251 57.92 18.28 9 107 相融合諧量表總分 6 247 26.32 5.58 6 36 為了驗證此量表的四個因素是否由「主動-被動」及「利他-損他」兩個軸向 所組合，本研究以多元尺度分析（multichimentional scaling, MDS）進行四個因素 在空間形構（shape）上的效度檢驗，檢視此四個因素是否符合雙軸因應策略的 假設（如圖一所示），而以 SPSS 中 PROXSCAL 程式設定二維的空間形構進行分

析後發現，其 stress 數值收斂在.00123（疊代次數為 9） S-stres 數值為.00383， 而解釋力為.99938，二個壓力係數皆小於.025 顯示為極良好的配合度（陳順宇， 1998），故表示此四個因素在效度上相當適合二維的空間分佈，而其空間的位置 分佈座標為主動-利他（-.307，-.248），主動-損他（.153，-.136），被動-利他 （-.700，.247），被動-損他（.855，.137），如圖一所示。從圖一可知，2 個屬主 動因素的變項都分佈在維度 1（y 軸）的下半面，被動因素的 2 個變項都分佈在 維度 1 的上半面，故可將 y 軸命名為「主動-被動」；而 2 個屬於損他因素的變項 都分佈在維度 2（x 軸）的右半面，利他因素的 2 個變項都分佈在維度 2 的左半 面，故可將 x 軸命名為「利他-損他」，由此結果可知本研究自編的 CSCSC 量表 驗證 Hobfoll 等人（1994）的雙軸因應模式的觀點。 主動利他 主動損他 被動利他 被動損他 -0.3 -0.2 -0.1 0 0.1 0.2 0.3 -0.8 -0.6 -0.4 -0.2 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 主/被動 損 / 利 他 圖一、雙軸因應策略之二維空間 雙軸因應策略之座標值 X-axis Y-axis 主動利他 -0.307 -0.248 主動損他 0.153 -0.136 被動利他 -0.7 0.247 被動損他 0.855 0.137

本研究的第二個目的乃比較依雙軸因應模式發展的 CSCSC 與依單軸因應模 式發展的 COPE 對各種身心適應指標的預測，何者為佳。在進行此比較之前，本 研究先說明 COPE 的 13 種因應策略與 CSCSC 的四個因應策略的關係為何，以 此結果來探討過去僅依「主動-被動」軸向發展出的因應策略，並未能謹慎地考 慮社會成分及其效果。有關 CSCSC 及 COPE 兩個量表的各種因應策略之相關結 果，可如表二所示。 表二、CSCSC 的四種因應策略與 COPE 的因應及心理健康的相關 CSCSC 主動-利他 主動-損他 被動-利他 被動-損他 COPE 主動因應 .495** .402** .406** -.254** 計畫 .605** .236** .491** -.321** 抑制 .331** .306** .342** -.099 限制性因應 .224** .245** .357** .021 尋求情緒支持 .697** .122 .199** -.165** 尋求工具支持 .826** .209** .403** -.238** 接受 .275** .100 .428** -.057 正向重釋 .529** .232** .614** -.264** 情緒發洩 .331** .260** .099 .038 信賴 .052 .115 .091 .154* 否認 -.328** -.031 -.019 .394** 行為逃脫 -.167** .079 .151* .321** 心理逃脫 -.327** -.078 -.102 .442** 心理健康 憂鬱症 BDI -.365** -.025 -.144* .252** 焦慮 BAI -.137* .028 -.168** .062 憤怒 STAS -.217** .071 -.282** .125* 中國人幸福感 .530** .102 .367** -.411** 相融合諧 .351** .024 .138* -.265** 註：完全排除的有效樣本數為 246 人； “*”表 p<.05， “**”表 p<.01 由表二中可知，COPE 中的「主動因應」、「計畫」與「尋求工具支持」與 CSCSC 的四個因應策略均有顯著的相關，之中與「主動-利他」、「主動-損他」及 「被動-利他」具有顯著的正相關，而與「被動-損他」具有顯著的負相關；「抑 制」與「限制性因應」則與「主動-利他」、「主動-損他」及「被動-利他」具有顯

著的正相關。由此結果可知，有關問題焦點的因應策略（含主動因應、計畫、抑 制、限制性因應及尋求工具支持）含有「利他」及「損他」的社會成分，換句話 說，但從個人主義的取向所設計出的因應策略。雖然是考慮追求自身的最大利益 之因應，但可能對他人的影響兼具正、負向的結果。 在 COPE 中的情緒焦點因應策略（含尋求情緒支持、接受、正向重釋及情緒 發洩）與 CSCSC 的「主動-利他」及「被動-利他」存有顯著的正相關（除了「情 緒發洩」與「被動-利他」之外），而「尋求情緒支持」及「正向重釋」與「被動 -損他」存有顯著的負相關，「正向重釋」及「情緒發洩」與「主動-損他」存有 顯著的正相關，此結果說明情緒焦點的因應策略亦包含了利他及損他的社會成 分。 COPE 中的逃避因應策略（含否認、行為逃脫及心理逃脫）與「主動-利他」 具有顯著的負相關，而與「被動-損他」具有顯著的正相關，此結果顯示逃避的 因應不僅無法考量他人的福祉，且會對他人造成負向的影響。 為了比較 CSCSC 與 COPE 對各種心理健康指標的預測力，本研究以 CSCSC 的四個因應策略及 COPE 的 13 種因應策略當為獨變項，並各以 BDI、BAI、STAS、 幸福感及相融和諧之總分當為依變項，以逐步迴歸分析探討何種因應策略最能解 釋各種心理健康指標，其結果可如表三所示。 由表三可知，「主動-利他」是第一個進入預測 BDI、幸福感及相融和諧的變 項，其解釋量分別為 13.6%、30.3%及 12.4%，此結果顯示，當個體愈採用「主 動-利他」的因應策略，則其憂鬱嚴重度愈低，主觀的幸福感受愈強，或是與人 際或團體的互動之融洽性愈高。「被動-利他」則是第一個進入預測 BAI 及 STAS 的變項，其解釋量分別為 2.9%及 8.1%，此結果說明當個體採用「被動-利他」的 因應策略，則其焦慮或憤怒愈低。綜合上述的結果可知，「主動-利他」或「被動 -利他」的因應策略對各種心理健康指標的預測力高於其他因應策略，反觀 COPE 中的情緒發洩與心理逃脫對憂鬱有影響力，正向重釋對憤怒具影響力，計畫對幸 福感具影響力，但這些影響的解釋量均不及「主動-利他」或「被動-利他」對這 些變項的解釋力，由此可推論出 CSCSC 對心理健康的影響超過 COPE 的影響。 本研究的第二個研究目的想了解 CSCSC 的四種因應策略與各項心理健康指 標的關係，以及何種因應策略較能預測心理健康。有關 CSCSC 的四種因應策略 與各項心理健康指標的關係可如表二所示，由表二可知，「主動-利他」與「被動

-利他」與負向心理健康指標（BDI、BAI 及 STAS）具有顯著的正相關，此結果 說明了當個體採用了利他的因應策略時，相對地其心理沮喪（psychological distress）愈低，或是愈能感到幸福或與團體的互動是融洽的。「被動-損他」則與 憂鬱具有顯著的正相關，與「幸福感」及「相融和諧」具有顯著的負相關，此結 果顯示當個體採用不合作、冷漠或忽略等因應策略，會不易與人和諧的相處，或 是讓自己感到憂鬱或不幸福。至於「主動-損他」則與任何心理健康指標不具顯 著的相關。 表三、比較 COPE 與 CSCSC 對各心理健康指標的預測 依變項 預測變項 迴歸係數β ΔR2 調整後 Total R2 F-Value 主動-利他 -.372** .136** 情緒發洩 .180** .044** 憂鬱 BDI (N=251) 心理逃脫 .175** .026** .197** 21.419** 焦慮 BAI (N=250) 被動-利他 -.171** .029** .025** 7.514** 被動-利他 -.327** .081** 主動-利他 -.191** .014* 憤怒 STAS (N=250) 正向重釋 .176* .016* .100** 10.244** 主動-利他 .274** .303** 被動-損他 -.250** .071** 正向重釋 .159* .042** 中國人幸福感 (N=251) 計畫 .170* .013* .419** 46.012** 主動-利他 .298** .124** 相融合諧 (N=247) 被動-利他 -.166** .025** .142** 21.369** 註：“*”表 p<.05， “**”表 p<.01 表四則說明了以逐步迴歸分析探討 CSCSC 的四種因應策略對各項心理健康 指標的預測力，由表四可知，「主動-利他」是影響憂鬱、幸福感及相融和諧的最 強變項，而「被動-利他」則是影響焦慮及憤怒的最強變項。另外，「被動-損他」 是影響憂鬱、幸福感及相融和諧的第二個變項。由此可知，一旦個體採用利他因 應，不論是主動或被動，則會降低心理沮喪且會增加正向感受，相對地採用「被 動-損他」的因應，不僅會增加憂鬱且會降低正向感受。

表四、比較四種雙軸因應策略對各心理健康指標的預測 依變項 預測變項 迴歸係數β ΔR2 調整後 Total R2 F-Value 主動-利他 -.323** .136** 憂鬱症 BDI (N=) 被動-損他 .131* .015* .145** 22.120** 焦慮 BAI (N=) 被動-利他 -.171** .029** .025** 7.514** 被動-利他 -.241** .081** 憤怒 STAS (N=) 主動-利他 -.128* .014* .088** 12.992** 主動-利他 .339** .303** 被動-損他 -.329** .071** 被動-利他 .200** .031** 中國人幸福感 (N=251) 主動-損他 .134* .014* .409** 44.330** 主動-利他 .298** .124** 相融合諧 (N=) 被動-損他 -.166** .025** .142** 21.369** 註：“*”表 p<.05， “**”表 p<.01

討 論

本研究以 Hobfoll 等人（1994）發展的雙軸因應模式為理論基礎，探討以此 模式的概念所發展的 CSCSC 量表，於華人社會脈絡下，是否比以單軸向因應模 式所發展的 COPE 量表，更能預測個體的心理健康？本研究結果顯示 CSCSC 量 表確實比 COPE 量表對憂鬱、焦慮、生氣、幸福感及相融和諧更具影響力，且由 逐步迴歸分析的結果得知「主動-利他」因應是預測憂鬱、幸福感及相融和諧的 最強變項，而「被動-利他」因應是預測焦慮與生氣的最強變項，換句話說，於 華人社會脈絡中，若是個體愈採用利他的因應策略，則其能降低心理沮喪且能增 加正向的心理福祉及與團體互動融洽。 本研究自編的 CSCSC 量表經由因素分析及 MDS 分析之後，支持 Hobfoll 等人（1994）的雙軸因應模式，亦即 CSCSC 量表是由「主動-被動」及「利他-損他」這兩個軸向所構成。過去 Hobfoll 等人（1994）發展的 SACS 量表並不能 有效地得出這兩個軸向，繼之的研究亦未能得出這兩個軸向（Dunahoo et al., 1998;

Roussi & Vassilaki, 2000）。於本研究中自編的 CSCSC 量表卻可得出這兩個軸向，

之所以如此，本研究認為 SACS 的編製仍是以個人為中心，而後再加入「關係」 或「聯盟」的軸向，但 CSCSC 在編製時是整體性，亦即以個人寓於社會脈絡中

來考量，此種特性乃是華人文化的人際關係取向（Yang, 1988）。因此，CSCSC 的特性便能彰顯 Hobfoll 等人的思維。 如此的結果說明欲以西方文化的觀點所發展的因應策略要直接運用於東方 文化脈絡下的個體，可能需加以重新考量。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」，強調個體必須參與操縱或控制自然，面對困境時應直接定義 眼前問題，並主動積極地解決問題。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，而忽略個體與他人或環 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，可以對於身心健康提供更高的解釋力及預測力。 此結果可用於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，和週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。 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 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：1.強調人際或社會關係的和諧，2.重視他人的意見或批評，3.重視因 人因時因地制宜，4.習於壓抑以求和諧，5.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」因應雖然乍看起來是使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。 總結來說，華人文化重視的價值包括：在社會互動中表現謙遜的態度，集體 的人際互動取向、重視個人在家庭中的角色、對權威表現尊重與忠誠。因此維持 和諧的人際關係，以及表現出合乎社會規範的舉止及行為，比掌控環境、征服困 境以及伸張個體的自主性要來得受重視。在探討華人文化中的因應時，若將個體 在因應歷程中與他人的互動及關連性納入考量，將可對個體的身心適應提供更多 的解釋力，對於何謂適應性的因應策略也能有更貼近文化現象的瞭解。 本研究的結果顯示利他因應策略不僅能降低心理沮喪且能增加正向的心理 福祉，此結果與 Monnier 等人（1998），Roussi 與 Vassilaki（2000），Monnier、 Cameron、Hobfoll 與 Gribble（2000）的發現是類似的。但是本研究的某些研究 結果與這些研究略有不同，其中最大的不同是，這些研究均發現損他的因應與生 氣具有顯著的相關，但本研究卻發現「被動-損他」與生氣才有顯著的相關，但 「主動-損他」與生氣卻不具顯著的相關。此種不一致，有可能是所使用的量表

（2000）所採用的均為 SACS，而本研究所採的為自編的 CSCSC，雖然量表編 製的概念取向相同，但內容完全不一樣。不過，若以 Monnier 等人（2000）的研 究來看，利他因應是選用 SACS 的 seeking social support 及 social joining 兩份量 尺，而損他因應則以 antisocial action 及 instinctive action 為內容，之後在 hierachical multiple regression 的分析結果中顯示，第一點的利他因應可預測第二點的生氣表 達，而非損他因應，此結果與本研究的發現是類似的，因本研究的結果顯示「被 動-利他」與「主動-利他」才是兩個最強解釋生氣的變項。因此，損他的因應是 否與生氣有相關，且與利他因應的互動關係為何，可能需進一步地澄清。同樣地， 本研究發現「主動-損他」與任何心理健康指標均無顯著的相關，而「被動-損他」 則與憂鬱、生氣具顯著的正相關，而與幸福感及相融和諧具顯著的負相關，這樣 的結果與 Monnier 等人（1998）及 Roussi 與 Vassilaki（2000）的研究發現仍有些 不一致之處。本研究認為造成不一致的原因有可能是本研究將損他因應區分成 「主動-損他」及「被動-損他」兩類，但這在 SACS 量表中是無法區分開來的， 因此未來的研究有必要澄清「主動-損他」及「被動-損他」是否具有不同的運作 方式，而如此地不同乃是造成其對心理健康有不同的影響力。 本研究仍有些限制，需於未來的研究中加以考慮，第一，本研究的受試均為 大學生，因此此種結果是否可概化到其他樣本是需加以考量，以 Dunahoo 等人 （1988）的研究中除了以大學生為對象，還以一般社區民眾為對象來驗證 SACS 的因素結構，這是未來研究可加以考量的。第二，本研究未測量壓力，因此不同 的壓力源是否會影響 CSCSC 中的四種因應策略對身心健康的影響，均是未來研 究需加以探索。第三，有關 CSCSC 的四種因應策略與心理健康的因果關係，是 本研究目前的結果無法直接回答，因為本研究僅採單點測量而非長期多點測量的 設計，只是在概念上將因應當為前置變項，而心理健康當為後果變項，所以於未 來的研究中可用縱貫追蹤的方法來探討此議題。

研究二

如研究一的結果所示，本研究所邊的 CSCSC 量表在預測個體的身心適應顯 著地高於 COPE 量表。此結果說明了當個體使用利他的因應策略時，確實會帶給 他有較好的幸福感受、人際圓融以及較少的負向情緒。 研究二繼續探討此種利他或損他的因應，或是 CSCSC 的四種因應在個體面 對壓力事件時，其功能究竟為何？ 研究二採用壓力模式來當為理念，壓力模式是生物社會心理模式的衍生，主 要是在整合五類變項，個人所處的社會物理環境變項，個人對其社會物理環境的 心理反應與生理反應，個人於其社會物理環境中的因應，與以上三者相關的個人 因素（如：心理需要、性格、過去經驗等）及社會因素（如：社會支援系統）的 作用，以及前述四者與健康或疾病的關係（參考圖二）（吳英璋、金樹人、許文 耀，1991） 這個模式主要是在說明壓力是如何發生的，壓力狀態是什麼狀態，壓力狀態 會對個人產生什麼影響，以及在何種條件下，壓力狀態會導致疾病。從壓力源的 分析來看，個人的生活變動必然是發生在他的文化與社會背景中，而這些生活變 動的「意義」，有相當大的比率是經由個人身處的文化社會背景襯托出來的。因 此這方面的分析即可能需要從文化、社會、與心理三方面一起處理才能竟其功。 再從個人的覺知歷程、自主性心理反應、情緒反應、以及因應的分析來看，雖然 大部分屬於心理學的分析，但是也需要顧及情緒的生理反應，以及因應的社會學 分析。「生理反應」的分析主要是從生物學，生理學，生理心理學進行；而「形 成易染性的分析（初步身心症狀與疾病的分析）則已經是病理學，免疫學的範疇 了。可見壓力模式所欲說明的五個問題牽涉甚廣。所以這方面指出這個模式是簡 化了的概念模式」，另一方面也指出這個模式的每一部分都 會有更詳細的分析， 而這個模式的最大優點則是將這些複雜的人與環境的互動整合在一個系統的觀 念裡。

圖二、壓力模式示意圖（取自吳英璋、金樹人、許文耀，1991） 依著上述壓力模式，本研究二選擇壓力事件、個性（自尊與生活樂觀）、社 會支持、因應及身心適應指標，當為主要探討變項，並試圖以兩個測量點（相隔 一年）的追蹤研究，回答下列問題： 1. CSCSC 的四種因應是否因不同的生活壓力事件類別，而有所差異？之所以如 此探討，乃本研究認為 CSCSC 乃由「主動-被動」及「利他-損他」兩個向度 所組成，因此其適用性是否受「人際脈絡」的影響，亦即是否只有在與人際 或與他人相依的生活事件，才會顯出其功用？若不受此侷限，那本研究預測 在不同的生活壓力事件類別於 CSCSC 的四個因應的反應差異，應不具統計 顯著性。 2. CSCSC 的四種因應與個體所覺知的壓力性質之關係為何？在研究壓力與心 生活變動 覺知該生活變動_{自主性心理反應} 生理反應：自律神經系統反應_{內分泌系統反應} 免疫系統反應 ………. 性格特質 心理需要 ………… 主觀覺知 的 社會資源 情緒反應與因應 社 會 支 援 不成功 成功 成熟、成長 初步身心症狀 疾病 環 境 個 人 ＜壓力源＞ ＜壓力狀態＞ （形成易染性） （形成易染性）

理健康時，個體所覺知的壓力性質乃是重要之變項，因此 CSCSC 的四種因 應與個體覺知生活事件的壓力程度、可控制程度及可解決性之關聯為何？此 種探討如同 Carver, Scheier 及 Weintrau（1989）於設計 COPE 量表時，認為 因應不僅要探討是否為一般傾向（dispositional），同時亦需了解其是否具有 情境式性質（situational），亦即是否與調適某種情境壓力有關聯的。 3. 繼續探討 CSCSC 的關聯性效度，研究二以社會支持、自尊及生活樂觀三個 指標來說明，亦即 CSCSC 中的四種因應與社會支持、自尊及生活樂觀的關 係，換句話說，如果利他的因應會帶來良好的適應，那本研究預測，利他因 應與社會支持、自尊及生活樂觀具有顯著的正相關。 4. 於本研究所操作的變項中，究竟何者才是預測個體身心適應指標變化的最佳 指標？而 CSCSC 是否為此較佳的預測指標，依過去的研究發現因應在壓力 與適應之間，並非一個良好的預測變項，那本研究所編的 CSCSC 量表中的 四種因應，是否能突破過去此種限制呢？

研究方法

1. 受試者：本研究的受試者為政大各系學生，在第一測量時間點時，受試為大 學二年級，第二測量時間點時，受試為大學三年級；第一次施測在 94 年的三 月至五月期間，第二次施測在 95 年的三月至五月期間。施測方式是將問卷以 網路作答的方式，以電子郵件寄給所有該屆的學生（約 1500 人），第一次回 收 361 份有效問卷（男 105，女 256），第二年再以此 361 人為對象，進行追 蹤，共有 271 人完成問卷填答（男 75 位，女 196 位），回收率達百分之七十 五。 2. 測量工具：研究二的測量工具計有： (1) CSCSC 量表：請參閱研究一。

(2) 生活壓力事件調查：研究二採用 Park, Cohen 與 Murch(1996)發展的「事 件特性調查（survey of characteristics）」，此調查表請受試先填寫出最近 一年內，令其感受到重視、卻不順利的事，之後依 5 點評量方式回答此 事件發生至今的時間、壓力程度、重要性、困擾程度、控制程度、影響 性、是否帶來成長、解決程度等八個向度的問題。由於本研究欲說明

CSCSC 與壓力知覺的關聯，因此選擇壓力程度、可控制程度及解決程度 當為分析指標。 (3) 自 尊 量 表 ： 研 究 二 以 Rosenberg(1965) 訂 立 之 自 尊 量 表 （ Rosenberg Self-Esteem Scale）中文版測量受試自尊。評估項目共 10 題，包括「我 有時候會覺得自己一無是處」、「我會覺得自己是一個有價質的人」等， 採五點評量形式作答。蔡芬芳（1997）將此量表翻譯成中文版，以一般 大學生為樣本的研究顯示其內部一致性係數 α值為.85；而陳坤虎 （2001）、林鳳如（2005）以國中生為受試，所得到的 α值皆在.83 至.87 之間，顯示有相當不錯的信度。 (4) 生活樂觀量表：研究二採用 Scheier 與 Carver（1985）發展的生活導向測

驗（Life Orientation Test, LOT），LOT 共有 8 題，採四點評量，分數愈高，

表示個體對生活愈具樂觀性，過去的研究發現 LOT 具有良好的信、效度 （Mroczek et al., 1993; Scheier & Carver, 1987），本研究二在兩個測量時

間點於此量表的內部一致性α值為.78 及.77，信度不錯。

(5) 社會支持量表：研究二採用 sarason, Levine, Basham 與 sarason(1983)所編 製的短式社會支持問卷（The Social Support Questionnaire-Short form,

SSQ）。在此問卷中，受試針對六種情境填寫有哪些人會給予支持，並以 六點評量方式評估對社會支持的滿意度，因此 SSQ 的計算分數有二，一 為支持人數，二為社會支持滿意度。Park 等人（1996）認為社會支持滿 意度是為較好的指標，因此本研究只分析社會支持滿意度，在兩個測量 時間點的內部一致性係數α值為.92 及.91。 (6) 身心適應問題量表（SCL-90R）：本量表由 Derogatis 及其同僚提出，之 後根據臨床經驗及心理計量分析加以修訂，而成現有之修訂版（Derogatis,

Rickels & Rock, 1976）（引自 SCL-90R Manual-I, 1977）。中文版由葉英堃

自英文版直接翻譯而得。本量表題目依性質可分為十個主要症狀向度及 三個整體指標，十個主要症狀為：○1 身體化症狀(somatization, SOM)：這 一 向 度 反 映 出 因 身 體 功 能 失 調 而 引 起 的 困 擾 。 包 含 1,4,12,27,40,42,48,49,52,53,56,58 等 12 題 。 ○2 強 迫 性 行 為 (obsessive-compulsive)：此向度與臨床上標準的強迫性行為症狀相當一 致 ， 主 要 在 測 量 難 以 控 制 的 思 想 、 衝 動 、 行 為 等 。 含

3,9,10,28,38,45,46,56,65 等 10 題 。 ○3 人 際 間 敏 感 (interpersonal sensitivity)：測量個人與他人相處時會產生不安、不舒服或比不上他人等 感覺。項目包含 6,12,34,36,41,61,69,73 等 9 題。○4 憂鬱反應(depression)： 屬 於 範 圍 相 當 廣 的 憂 鬱 症 表 徵 。 項 目 包 含 5,14,15,20,22,26,29,30,31,32,54,71,79 等 13 題。○5 焦慮反應(anxiety)：屬 於臨床上相當明顯的焦慮症狀，包含 2,17,23,33,39,57,72,78,80,86 等 10 題。○6 敵意行為(hostility)：反映出攻擊、易怒、怨恨、憤怒等性質的思 想，情緒或行為。包含 11,24,63,67,74,81 等 6 題。○7 恐懼性焦慮(phobia anxiety)：對某特定的人、地、物或情境具有不合理、不適當的持續反應， 並 且 有 逃 離 行 為 ， 此與 空 曠 恐 懼 症 (agoraphobia) 定 義 上 相 似 ， 包含 13,25,47,50,70,75,82 等 7 題。○8 妄想意識(paranoid ideation)：此向度是指 投 射 思 想 、 自 大 妄 想 、 多 疑 、 怕 失 去 自 主 等 不 正 常 的 思 想 ， 包 含 8,18,43,68,76,83 等 6 題。○9 精神症狀傾向(psychoticism)：涵蓋較多的各 種行為，有退縮、孤立、分裂的活型態，以及早期精神分裂的症狀，如 幻想等。含 7,16,35,62,77,84,85,87,88,90 等 10 題。○10其他(additional items)：有 19,60,44,64,66,59,89 等 7 題，深具臨床意義，但不能以單一向

度涵蓋它。三個整體指標為△1 症狀嚴重指標(global severity index, GSI)：

包含症狀數及症狀嚴重度等訊息，是顯示個人目前身心狀況很好的指

標。△2 症狀困擾指標(positive symptom distress index, PSDI)：是純粹症狀

強度指標，並可反映受試者的反應型態(response style)。△3 症狀總數

(positive symptom total, PST)：上述十個向度上有任何困擾程度的症狀總 數。 SCL-90R 採 5 點評量，0 至 4 分。計分時，以每個向度的分總和除 以答題數，就是受試在該向度的得分（第十向度不計分）。另三種整體 指標計分法為：GSI=所有項目總分/總答題數；PST=評量非零（即為 1,2,3,4）的題數；PSDI=所有項目總分/評量非零（即為 1,2,3,4）的題數。 在信度方面，Derogatis 曾以 94 位非住院精神病患，做隔週的再測信度， 結果得到 9 種症狀再測信度介於.78 至.90 之間。駱重鳴（1983）曾以台 大學生共 77 人做相隔二週的再測信度，各身心症狀的再測信度介於.54 至.84 之間。結果尚屬理想。在效度方面，Derogatis 曾以 SCL-90R 的九

個向度與 MMPI 各量尺做相關比較，結果發現：當二者之分量表內容意 義最接近時，其相關係數最高。此研究結果顯示 SCL-90R 具有同時效度 (concurrent validity)。Weissman 等人（1976）也發現以 SCL-90R 區別憂 鬱症與非憂鬱症患者，效果甚佳。另外，Derogatis 及 Cleary 曾以 SCL-90R 施測於 1002 位非住院精神病患，將所得資料扣除屬於其他一類的 7 題， 最後得到一 83×87 的相關矩陣，再做主成份分析（principle component analysis），並將所得的主成份以最大變異（varimax）的方式旋轉，所得 結果除焦慮反應和恐懼性焦慮間有一些重疊外，其餘資料顯示出與本量 表之假設相當契合。由於過去的研究均以三個整體指標進行分析，因此 本研究便以 GSI、PST 與 PSDI 當為分析。

結 果

本研究的受試描寫過去一年內所遭遇且是其所重視的生活壓力事件，就其內 容可分為：1.愛情關係問題（11.1%, 14.8%）（前者為第一測量時間點的人數百分 比，後者為第二時間點的人數百分比），2.學業表現問題（31.9%, 20.7%），3.大 學適應問題（8.3%, 4.1%），4.重要他人死亡（1.4%, 1.8%），5.家庭事件（11.6%, 12.9%），6.自己生病/意外（1.1%, 2.2%），7.他人生病/意外（0.6%, 1.5%），8.朋 友關係問題（21.6%, 21.8%），9.其他（12.4%, 20.4%）：包含社團、打工、遭詐欺 等壓力事件。 於兩個測量時間點，這些生活壓力事件類別在 CSCSC 的四個因應策略的得 分平均值與標準差，可如表五所示。由表五可知，遭遇不同類別的生活事件的個 體，分別在主動利他、主動損他、被動利他、被動損他的得分差異並未達統計上 的顯著性，由此可知，四種因應策略不會因不同的生活事件而顯出其不同的功 用，因此這四種因應策略是可運用在不同的情境下。 表六則呈現受試在兩個測量時間點於各變項的反應平均值及標準差，由表六 可知，這些生活壓力事件約發生在測量時的前三個月，大多感到有些壓力，只有 部分程度的控制，但至今於（施測時）仍未完全解決。其餘的分數由於未有常模， 而無法比較。 表七則說明了研究二各變項於兩個測量時間點的相關矩陣。本研究欲了解個

體覺知生活壓力事件帶給其壓力程度，可控制程度及可解決性與 CSCSC 中的四 個因應策略均不具任何顯著的相關性，可控制度與主動利他具有顯著的正相關， 換句話說，個體愈採用主動利他的因應，其對生活壓力事件的控制性愈高；另外， 可解決性在第二個測量時間點上與主動利他具有顯著的正相關，由這些結果看 來，主動利他因應策略可提升個體面對壓力事件時，較有更多的控制感與解決程 度。 由表七亦可知，社會支持、自尊及樂觀與主動利他、主動損他、及被動利他 具有顯著的正相關，此結果顯示愈具社會支持、高自尊及樂觀的個體，愈可能採 用利他的因應策略，但為何這些人會採用直接損他的因應呢？依 Baumeister 等人 （1996）的看法，當個體為了維持其高自尊時，會出現損害他人權益的行為，但 須進一步深入了解。 四種因應策略與三項身心健康指標的關係為何呢？由表七可知，當個體愈採 用主動利他因應策略時，則其症狀嚴重度、症狀困擾度愈低，且症狀總數愈少， 而當個體採用被動損他因應策略時，其症狀嚴重度及困擾度均會提升。而主動損 他及被動利他則未出現較明顯的型態，於第依測量時間點上，被動利他與症狀嚴 重度及困擾度具有顯著的負相關，但至第二測量時間點時，則與三個指標不具任 何顯著關係；主動損他雖在第一測量時間點與身心健康指標不具任何顯著的相 關，但在第二個測量時間點上，則與症狀嚴重度與困擾度呈現顯著正相關。 最後，研究二想探討究竟哪些變項的變化，能預測三個身心健康指標的變化。

表五、各種壓力事件類別在 CSCSC 四種因應的反應平均值、標準差及 F 考驗 愛情關係 學業表現 大學適應 他人死亡 家庭事件 自己疾病/ 意外 他人疾病/ 意外 朋友關係 其他 F 值 第一測量時間點 主動利他 21.36 (5.72) 21.70 (4.98) 21.80 (4.59) 23.20 (5.21) 22.00 (4.76) 19.00 (7.62) 21.00 (4.24) 21.22 (5.55) 22.44 (6.08) .41 主動損他 17.92 (4.34) 8.56 (5.50) 18.30 (5.48) 18.20 (3.27) 18.50 (4.29) 16.00 (4.76) 11.00 (12.73) 18.51 (5.31) 17.98 (5.94) .68 被動利他 27.65 (4.25) 26.17 (5.40) 25.17 (5.90) 28.00 (2.74) 26.19 (5.82) 26.25 (4.50) 29.50 (10.61) 25.63 (6.05) 26.60 (5.36) .77 被動損他 13.17 (4.90) 12.63 (4.74) 14.13 (5.48) 14.00 (3.24) 13.86 (4.47) 9.75 (7.27) 13.50 (6.36) 13.90 (4.91) 11.04 (5.36) 1.90 第二測量時間點 主動利他 22.52 (4.42) 22.02 (5.71) 23.36 (2.98) 22.80 (4.87) 22.26 (5.48) 20.83 (2.40) 21.75 (4.35) 21.97 (4.37) 21.38 (5.35) .33 主動損他 19.55 (5.02) 17.41 (5.34) 19.18 (4.33) 19.00 (4.74) 18.06 (5.28) 18.18 (3.19) 18.25 (3.30) 17.32 (5.85) 17.67 (6.45) .72 被動利他 26.67 (5.16) 27.32 (6.16) 26.09 (2.26) 28.20 (6.06) 28.23 (6.02) 26.67 (2.66) 28.00 (1.63) 27.29 (4.43) 27.18 (4.93) .33 被動損他 14.20 (3.71) 11.73 (4.90) 13.63 (3.88) 13.00 (6.04) 11.88 (4.78) 13.83 (3.87) 12.75 (3.40) 12.85 (4.96) 11.93 (5.00) 1.20

表六、研究二受試在此研究各變項的反應平均值及標準差 事件特性 CSCSC 身心健康指標 發生 時間 壓力 程度 控制 程度 解決 程度 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 第一測量時間點 平均值 3.25 3.29 2.98 2.96 20.38 21.54 21.61 21.68 18.30 26.23 13.02 0.75 42.19 1.45 標準差 1.46 1.00 0.98 1.36 3.09 3.75 4.87 5.28 5.25 5.50 4.97 .60 23.14 .44 第二測量時間點 平均值 3.09 3.26 2.88 2.94 20.24 21.12 21.40 22.02 17.97 27.27 12.56 .70 41.33 1.41 標準差 1.37 1.02 .91 1.27 3.27 3.91 4.60 4.93 5.38 5.14 4.72 .54 21.90 .43

表七、本研究各變項的相關矩陣表 事件特性 CSCSC 身心健康指標 發生時間 壓力程度 控制程度 解決程度 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/-.07 GSI .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」。 Skinner、Edge、Altman 與 Sherwood（2003）在回顧大量的因應相關文獻之 後，提出了因應的層級結構，如表十二，因應可從關注的層面（人際親近度、自 我能力、自主性）、沮喪的程度（挑戰或威脅）、著力的目標（自己或環境）分成 十二個類別。此因應的階層架構不同於西方主流因應研究的部分在於，將壓力源 擴展到對人際親近度的挑戰或威脅，而不只是對自我能力或自主性的挑戰或威 脅。此外，因應的目標不只是可以放在個體身上，也可以放在個體所處的環境與 人際脈絡，個體與人際脈絡的關連不只是單向的尋求支持或資訊，還包括含有更