敵視女性態度、強暴迷思、與強暴行為

DOl: 1O.6521IBEP.20130711.l

敵視女性態度、強暴迷思、與強暴行為*

黃軍義

玄獎大學 應用心理學系 本研究探討敵視女性態度影響強暴行為的機制，提出強暴迷思是敵視女性態度與強暴及多元強 暴行為中介變項的假設。木研究以無記名臼陳式問卷調查法蒐集資料，針對具有全國代表性的 大專學生樣本進行調查，共計得到大專男生有效樣本數七百三十三位。研究結果顯示，敵視女 性態度對強暴及多元強暴行為的影響須透過強暴迷思，強暴迷思是敵視女性態度及強暴與多元 強暴行為的完全中介變項 o 研究結果支持假設。最後就研究對象及測壘工具、敵視女性態度的 形成、研究結果的態肘、以及未來研究方向，提出討論。 關鐘詞:強暴行為、強暴迷思、敵視女性態度 強暴行為並不限於「男性對女性」的模式。依據我國刑法妨害性自主罪中第二百二十一條強 制性交罪的規定 I 對於男女以強暴、脅迫、恐嚇、催眠術或其他違反其意願之方法而為性交者， 處三年以土十年以下有期徒刑。前頃之未遂犯罰之。」可看山依據刑法規定無論違反男性或女性 意願而為性交者，皆為強制性交行為 O 依此，女性亦可能是強暴加害人。不過，根據官方統計資 料(內政部，

2013)

，從氏國九十一年至一百年，男性為性侵害加害人(妨害性自主罪嫌疑人)的 比例歷年皆在百分之九十七以上，而女性為性侵害被害人的比例歷年皆在百分之九十四以上，故 多數的性侵害加害人為男性，而性侵害被害人為女性。同時，對於「強暴J (rape) 一詞的見解， 有學者特指男性違反女性意願而發生的性行為(見Brownmiller，

1975;

Bu此， 1980) 。基於上述，本 研究所指強暴行為的意涵，限縮在男性違反女性意願而發生的性行為上。 強暴行為在不少國家中有相當的盛行率。根據美國聯邦調查局的佔計，在美國約每四位女性

中即有一位在其一生中曾經受暴(司|自 Aosved

& Long

,

2006 ) ;

Ko鈞、 Gidycz 與 Wisniewski

( 1987 )

以具有代表性的美國大專院校學生為樣本，發現有 14.9%的美國大專男生自陳曾經性脅迫或強暴女 性:南非的一項調查顯示約有四分之一的成年男性自陳強暴過女性(唐華， 2009) 。女性主義學者 (Brownmill缸，

1975

)指山，強暴行為在社會上盛行，係固有一套支持強暴行為的文化存在，使得 人們將強暴行為歸咎於強暴受害者，而寬赦強暴加害者，此一社會文化，即指強暴迷思。強暴迷 思雖然是西方學者所提山的概念，然而從國內各級學校在性別平等或性侵害防治教育課程裡講授 強暴迷思、以及國內不少研究論文觸及此一議題(方嘉前 '2008 ;向倩儀 '2007 ;且明坤，

1996 ;

*本交通訊 }j式 jiun@hcu.edu.tw0

394

教育心理學報

林佩珊，

2009

;夏名慧，

2009

;湯元皓、蔡佩潔、陳明俊、王家駿，

2007

;羅燦慎， 1996 、 1998

)

可知，臺灣受到西方文化影響已接受了這項構念。

敵視女性的態度是強暴者常具有的一項特徵(

Abbey

&

Mcauslan

,

2004; Anderson

&

Anderson

,

2008; Marshall & Moulden

,

2001

)。有研究者(黃軍義， 2000) 在深入訪談強暴犯時，發現強暴犯 對女人常具iJ負而觀感，包括:認為女人高傲、想、控制男人、喜歡利用男人、玩弄男人情感、及 淫蕩而行為不檢。 Malamuth 、 Linz 、 Heavey 、 Barnes 與 Acker

( 1995

)所提出的一項解釋強暴行為

形成的理論，亦即，合流模式(

confluence model)

，主要有兩個架構，其中之一旦[J是對於女性具有 敵意的大男人主義(

hostile-masculinity)

，這是指對女性具有敵意、不信任、防禦、與高敏感的態 度，以及能從駕取與控制女性當中獲得高度滿足感:其二是雜亂而非人化的性態度

(promiscuous-impersonal sex)

，意指在性關係上雜亂、不認真、遊戲的心態。具有雜亂而非人化 的性態度取向的男性，在敵視女性的大男人主義心態的影響下，易形成強暴行為。此一理論將敵 視女性的態度，置於強暴行為形成中的一個重要位置。 強暴行為是男性違反女性意願而發生的性行為，顯示它的形成常與男性及女性之間的衝突有

關(黃軍義，

2000 ; Groth & Birnbaum

,

1979) 。因此，本研究探討敵視女性態度與強暴迷思，對強

暴行為形成的影響，因為其中敵視女性態度與強暴迷思'均牽涉對女性的觀感 o 然而，敵視女性

態度、強暴迷思、與強暴行為，這三者之間的關係究竟如何?綜觀國內外現有的相關研究(

Aronowitz

,

Lambert

,

&

Davido缸;

2012; Batchelder

,

Koski

,

&

Byxbe

,

2004; Beck

,

Boys

,

Rose

,

&

Beck

,

2012;

Davies

,

Gilston

,

&

Rogers

,

2012; Edwards

,

Turchik

,

Dardis

,

Reynolds

,

&

Gidycz,

2011; Eyssel

&

Bohner

,

2011; Forbes

,

Collinsworth

,

Jo恤， Braun，

&

Wise

,

2007; Forbes

,

Adams-Curtis

,

& Wh

ite

,

2004;

Foube此， Brosi，

Matthew

,

&

Bannon

,

2011; Grubb

&

Turner

,

2012;

Lo抖， Cowan，

&

Walters

,

2006; Mills

,

2004; Marshall

&

Hambley

,

1996; Marshall

&

Moulden

,

2001; Sussenbach

,

Bohner

,

&

Eyssel

,

2012)' 可 發現少有研究對此一主題進行深入探討;有鑑於此，本研究將探討這之者之間的關係。 本研究感到興趣的是，強暴者常具;干'i敵視女性的態度，但對女性的敵意可以透過毆打、言語 苛待、心理折磨等各種方法達到洩恨的 II 的，不肅然要施以強暴行為，那麼，敵視女性的態度究 竟是透過何種機制，而形成強暴行為?這是本研究所要探討的課題。 一、敵視女性的態度通過何種機制形成強暴行為? 在強暴行為形成的理論中，有一項觀點li 指山，強暴者較之非強暴者對女性表達的情感與行為 較常有誤解的情形，例如，把女性說不的行為置之不同或做相反解讀，或是把女性善意的親近行 為解讀為想要發生性行為。關於此一觀點， Malamuth 與 Brown

( 1994

)提也三種可能的解釋:

(

1 )

過度知覺 (ove叩erception

)

:將女性友荐的舉止視為性引誘，或將女性肯定的舉止視為敵意。 (2)

正向偏誤(

positivity bias)

:在模糊的情境裡，將女性tli絕的表情或行為，視為鼓舞其發生性關係。

(3)懷疑基模(

suspicious schema)

:此種對女性不信任的認知結構，使得男性對女性所傳達的訊 息常感懷疑;例如，女人說「不J '被懷疑是故做姿態，女人說「是J '懷疑其真正動機。對上述 f種解釋，進行檢諱的結果，Malamuth 與 Brown 發現，懷疑基模是相對較獲得支持的解釋。倘若 對女性的懷疑基模可類比於對女性的敵視態度，則可認為此一態度導致了對女性溝通知覺的偏 誤 o 此一論點說明，敵視女性的態度可能透過對女性溝通知覺的偏誤，導致強暴行為。然而多數 的強暴犯是清楚知道女性不願意，而強迫其發生性行為，並沒有所謂溝通誤解的情形，故透過對 女性溝通知覺的偏誤導致強暴行為的論點，恐怕不是多數的情形o 此外，黃健 (2009 )罔顧過去 文獻後指出，敵意是性罪犯的一項重要動機，:\t(!'發現性罪犯在「敵意」與「性」的字詞配對的再 認確認程度，明顯高於一般男性成人組，顯示其敵意與性在認知基模中具有關聯，意味其敵意可 能可藉由性來發油，這或許可以部分說明為何敵視女性者較易出現強暴行為，但敵意為何會與性 產牛a連結，其間機制仍然不詳o 基於上述觀點在解釋敵視女性態度導致強暴行為的機制上，仍有缺陷、或有不足之處，故本 研究提iii以下看法:敵視女性的態度影響強暴行為的形成，主要是這類男性易於接受強暴迷思。 此一假設源於以下幾項線索或證據:(一) Lonsway 與 Fitzgerald

( 1994

)對 Burt

(

1980) 研究的批

判。關於強暴迷思的前置因素，

Burt ( 1980

)曾從事開創性研究，指出性角色的刻板印象 (sex

role

stereotyping) 、兩性對立的信念(

adversarial sexual

beliefs) 、性保守主義(

sexual conservatism)

，以 及人際暴力接受性 (interpersonal

violence

acceptance) 是強暴迷恩的前置因素。不過 Lonsway 與

Fitzgerald

(1994) 觀察到 Burt 研究中對上述前置因素的操作型定義，其實反映的是敵視女性的態 度，而並未如實反映出這些變項的原初定義。基於此一觀察，Lonsway 與 Fitzgerald 檢視這些變項 與敵視女性態度之間的關聯，結果發現，這些變項之操作型定義的主要成份即是敵視女性的態度。 因此，強暴迷思接受性的前置因素應是敵視女性的態度。(二)敵視女性的態度與強暴迷忠在內涵 上相容。從強暴迷思的內涵以觀，可失I]充斥著對女性受害者的不信任與不友苦。例如，

Burt ( 1980)

建立的強暴迷思接受性量表，經因素分析得到:被害人須為強暴負責、強暴案僅發生在某些類型 的女性(壞女孩)身上、強暴案是被害人的操弄于段、對被害人聲稱強暴的不信任等四項因素。

再從 Payne

'

Lonsway 與 Fitzgerald

(

1999) 建立的強暴迷思接受性量表的七個主要成份:被害人

自找的(

She asked for

it) 、被害人想要(

She wanted

it) 、被害人撒謊 (She lied) 、不是真的強暴(It

wasn't really rape

'指被害人沒有真的抗拒)、加害人不是有意的 (He

didn't mean to

'指加害人無

法控制性衝動)、強暴事件微不足道 (Rape

is

a 出 vial event' 指被害人誇大傷害)、強暴是偏差事件

( Rape is a deviant event

'指加害人僅娃偏差少數)以觀，亦可看出對女性被害人的不信任與不友

善。由於敵視女性的態度與強暴迷思在內涵上相容，故當懷著敵視女性態度的男性，在接觸強暴 迷思時(透過親人、朋友、或媒體學習)，容易形成認同。反之，對女性友善者，在接觸強暴迷忠、 訊息時，會持保留態度。(王)強暴迷思導致強暴意圖與行為。強暴迷思是一套扭曲的認知，發牛A

在強暴行為之前，還是發生在強暴行為之後的一套合理化信念?Bohner 、 Jarvis 、 Eys蚓、與 Siebler

(2005

)對兩者間的國果關係從事探討。該研究將參與者隨機分為兩組，一組自陳強暴迷忠接受

性後再自陳強暴意圖，~一組自陳強暴意圖後再自陳強暴迷忠、接受性，發現前者強暴迷思與強暴 意圖關聯性較崗，顯示強暴迷思為出，而強暴意圖為果的可能性較高。此外，強暴者的強暴迷忠 認同程度較高，。故無論短期的或長期的強暴迷忠可觸及性，皆可看出對強暴意圖具千J影響。由於

強暴意圖是強暴行為的重要預測變頃(Malamuth，

1988; Chapleau

&

Oswald

,

2010; Hammond

,

Berry

,

& Rodriguez

,

2011 )

，故上述結果應可類推到強暴行為。[J前在各種強暴行為的防制計畫中，亦常 以強暴迷忠接受性的變化情形，替代強暴行為的實際測量，做為計畫有效性的判準(

Drieschner &

Lange

,

1999)

，可失IJ強暴迷思與強暴行為兩者問關係寓、切。 二、本研究的假設 綜合以上的分析與說明，本研究假設，敵視女性態度對強暴行為的影響，主要透過強暴迷思， 如下列所示:敵視女性態度→強暴迷思→強暴行為。從上述可知J : (

1

)敵視女性態度對強暴迷思 具有直接影響 :(2) 強暴迷思對強暴行為具，自直接影響;

(

3) 強暴迷思是敵視女性態度與強暴行 為的中介變項。影響強暴行為的因素除強暴迷思外，尚有其他眾多因素，由於不在本研究探討之 列，故在上述圖示中性未列出 O 此外，強暴女性 14各種方法，例如:請再脅迫、暴力歧擊、使用迷藥等，習於強暴者可能會

以各輯方法達到刊的。而強暴|買犯對強暴迷思的接受程度更強(

Abbey & Mcauslan

,

2004 )

，故能屢

次強暴ITfi無「司理 I L，、及悔'I宮 O 強暴迷恩的接受性與敵視女性的態度在內涵上相容，因此，本研究推 論，敵視女性態度愈強者，強暴迷思的接受性愈高，因而愈會以多元手段強主義女性，如下列所示: 敵視女性態度→強暴迷思→多元強暴行為。從上述可知:

(

1

)敵視女性態度對強暴迷思具有直接 影響; (2)強暴迷忠、對多元強暴行為具有直接影響; (3)強暴迷忠是敵視女性態度與多元強暴行 為的中介變項。影響多元強暴行為的因素除強暴迷思外，尚有其他眾多因素，由於不在本研究探 討之列，故在上述圖示中亦未予列出。 本研究的川的，在檢請以上各項假設 O

396

一、研究參與者 教育心理學報

研究方法

國內目前性侵害行為的研究，多數是以監獄中的性侵害受刑人為研究對象，很少有研究將樣 本擴及至一般人口。然而，過去研究指出，大部分的性侵害者並未被發現、逮捕或判刑(

Pollard

,

1994)

，故以判決確定有罪的性侵害受刑人為研究對象，具有研究對象代表性不足的問題。因此， 本研究以一般人口中的大專學生為研究對象。 本研究從教育部網站下載全國一百七十三所大專院校的名稱，以Excel 軟體隨機排列後，選取 前列之二十所大專院校為樣本。多數取樣學校具有數個學院(系)，故再以 Excel 將各學院(系) 隨機排列，選出前列之兩個學院(系)。若第一個學院(系)不接受本研究之調查，則以第二個學 院(系)遞補。第二個學院(系)仍再拒絕，則請該校學生事務處協助調查。 本研究預訂抽取二千名大專學生為研究參與者，i故在取樣學校中依其學生人數除以所有取樣 學校學生之帽、人數，再乘以二千，為該校所分配到的樣本數。例如，某一所大學學生人數為8，746 人(由該校網站所列學生人數得知)，除以二十所取樣學校學生總人數128，819 人，再乘以 2，000

'

得到這所大學應抽取之參與者人數為 136 人，即由下列算式: 8，746/1 詣，819

x

2

,

000

= 136 得知l 。 問卷以郵寄的方式送取樣學院(系)的主管、教師或系助理，請其協助調查(研究者事先已 電話聯繫)。問卷首頁印有本研究主持人的資料，包括:姓名、服務機構、職稱，以及研究倫理的 保證'包括:資料保密原則、研究結果除學術用途之外絕不做其他任何用途。 共計回收問卷數 1 ，521 份，回收率 76.1% ;其中有明顯反應心向 (response

set)

(指個人在回 答問題時的一種傾向，例如，在所有的題目上背圈選3 '或是 123465654321'" ，這種風格的答題 傾向與問卷所詢問的問題無閥，無法反映其內心真實的想法與感受)，以及超過二分之一以上題H 末填答者，共計66 份，去除這部分，得有效問卷數1.455 份，有效問卷率95.7% 。取樣學校之分 配樣本數及回收之有效問卷數，見表1 0 表 l 取樣人一學代號及公私立另。 I.私立大學 2. 私立人一學 3 國立大學 4 國立人學 5. 私立科技大學 6 國立大學 7 國寸，專科學校 8. 私立技術學院 9. 私力，人一學 10. 私立技術學院 11 回國_'L餐放學院 12 私立技術學院 13. 私立專科學校 14. 國江大學 15. 凶江大學 16. 私立大學 17. 私立專科學校 18. 平i. 1/:專科學校 19. f對叫主 1，f.j學院 20. 私。:技 1，f.j學院 總吉|

取樣大學、學生人數、應抽人數、及有如問卷數

學 Jj 人數 應抽人數 8,746 136 15,080 234 1,548 24 10.472 163 4.133 64 271 4 5.324 83 16.223 252 4.434 69 9.475 147 1,276 20 14.912 232 4,151 64 6,655 103 359 6 1.279 20 6.288 98 128,819 2,000 扎血 -35825343082408258609 了 3 婷畫一 nunυ' 、 d ，且， E 弓 -7 白白 U'EAu-4 司 47 白，且，、 d 弓，必弓 -eo-FE 卷一 1 2 1 2 l l -A 問一 效一 有一 註:取樣大學為2009 年本研究調查期間該校名稱，學生人數為該年度該校在網站上公布之人數。

本研究調查期間為2009 年，樣本的代表性可從以下資料進行觀察:

(I

)性別比例:從教育部 網站所公佈的九十七學年大專院校學魚的性別比例來看，日間部男牛占51.6% '女生占 48.4% '此 一比例與本研究樣本的比例(5 1.7%

:

48.3%)極為接近。 (2) 公私立大學學生人數比例:依據教 育部制站所公佈的九十七學年大專院校公私立學校學生人數比例，公立大學學黑人數占全體的

29.9%

'私立大學學牛-人數占全體的70.1% '而本研究中公私立大學學牛.人數比例(28.2%

: 71.8%)

與教育部所公佈者很接近。由以上可知，本研究樣本之性別及公私立大學學生人數比例，情與教 育部所公佈的當年全國性資料近似，顯示具有相當程度的代表性。 本研究雖然抽取全國大專院校的學生為參與者，但于要分析的是大專男平的資料，故報告男 性參與者(有效樣本數七百三十干二位)的基本資料如下:(I)t[三齡:平均年齡為20.8 歲，標準差 為 3.1 歲。 (2) 父親教育程度:國小程度占 10% '國(初)中程度占 18.8% '高中(職)程度占 3 1.7% ﹒專科程度占 16.6% '大學程度占 17.5% '研究所程度占 5 .4%0 (3)母親教育程度:國小程 度占 13 .4%'國(初)中程度占 18.6% '高中(職)程度占 40.6% '專科程度占 13 .3% '大學程度 占 1 1.9% '研究所程度占 2.2% 0 (4) 十八歲以前之主要居住地(城鄉背景) :農村占 10.9% '鄉鎮 占 14.1% '小城市占 14.0% '縣轄市占 27.7% '省轄市占 12.9% '臺北市或品，雄市占 20.3% 0 二、測量工具 本研究以無言己名向陳式問卷調查法蒐集資料，施測者大多數為大專院校教師，他/她們徵得 研究對象同意後，進行施測。問卷首頁頁-亦印干白J 以及研究倫理理+自的甘f保呆譚，包括:研究資料除學術研究用途之外不做任何其他用途、遵守保需約定、 不影響研究參與者的任何權益 o 問卷中測量的變項包括:敵視女性的態度、強暴迷思、強暴意圖、 強暴行為、社會讚詐，反應、及背景變項等。其中，強暴意圖用以檢證本研究建立的強暴行為量表 的效度;社會讚許反應用以避免此一反應對研究結果的可能影響。各變頂的測量工具及測量品質， 說明如下。 (一)敵靚女性的態度

本研究參考相關量表(

Payne

,

Lonsway

,

& Fitzgerald

,

1999)

，以及本文作者過去深入訪談強暴

犯的經驗，建立「敵視女性態度量表J' 共計-十二個題II (其中正向題千二十二題，反向題十題)

,

研究參與者在李克特氏六點量尺上進行間輯:: 1= 非常不同意，

2

=不同意，

3

=有點不同意，

4=

有點同意，

5

=同意，

6

=非常同意。以千成份法(

principal-component

method) 抽取多個不同因

素(以下同) ，以 Kaiser 之常態化直接斜交法(

direct oblimin

)轉軸(以下同) ，進行探索性因素分

析(

exploratory factor analysis)

，經陡階檢定(scr臼 test) 萃取四個因素，發現其中有四個題目在各

因素上的負荷量都不到 0.5 '予以刪除後前進行因素分析，顯示第四頃因素可解釋的變異量不到

5%

'且因素負荷量較崗的題什僅有兩題，i'此刪除之， lTiJ以剩餘的斗二十/:個題目進行探索性因素分 析，結果如表2 。其中國素一與因素三為正向題所構成(且IJ對這些題H 愈表示同意，敵視女性態度 愈強) ，依據因素負荷量較高的題目而分別命名為 r 對女性不懷好感」、「與女性關係不好J 因素二由反向題所構成(即對這些題r I 愈表示同意，敵視女性態度愈哥哥) ，命名為 r 對女性包 容」。三頃因素中因素一與因素三具有正相關，皆與因素二具有負相關。此外，進一步分析顯示， 「對女性包容」的得分布「強暴組」與「非強暴組」間沒有差異(強暴組的平均數為22.82 '標準 差為 5.30 ;非強暴組的平均數為23.62 '標準差為 4.49

;

t

=

-1.5

7 '

P

=

.12)

，然而「與女性關係不 好」及「對女性不懷好感」這兩個成分的得分在「強暴組」與「非強暴組」問:有顯著差別(強暴 組顯著較高) ，故為維護量表的內部一致性，以因素一及因素三這兩頃因素所包含的二十個題口， 構成本研究 I 敵視女性態度量表」。量表的內部一致性係數信度為.92 。

可

398

教育心理學報 因素3 (與女人關你不好)

.3

62

.4

24

185

.4

39

.4

89

.4

99

.384

.362

.298

.3

66

.4

57

.094

.3

15

-.031

-.054

.022

-.069

.043

-.113

.784

.763

.637

.5

95

.5

62

.500

.4

85

閃素2 (對女性包容)

-.085

-.130

.119

-.059

-.180

-.129

-.058

-.061

.037

.012

-.057

.092

.072

.691

.639

.5

99

.586

.5

85

.5

62

-.102

.027

-.117

-.279

-.205

.112

-.012

.272

.328

敵靚女性態度的因素分析結果 因素 l (對女性不懷好成)

.791

.771

.751

.738

.736

.727

.698

.690

.679

.675

.665

.5

83

.550

-.028

.062

.038

.098

-.104

-.051

.318

.286

.392

.520

.4

47

表 2 原題號及題目 29.灰人為了達到目的，常不擇手段。一一 13.女人是狡詐的一-- 8.灰人常以撒謊來達到目的一一-3 1.女人喜歡玩弄男人一一 14.女人的話多半不能相信一一----24.一般而言，不要相信女人會比較安全一一一 10.女人的言詞常讓我覺得尖酸刻薄一--22 女人向男人表示關心，往往有目的一--一一一 9.過去說覺得女人通常會說實話，現在我掙不草!愛想 16.女人講話常不考慮男人的面子一一 23.如果男人沒有錢，女人就會離開他一一­ 27.有些女人會得寸進尺-一-4.女人常不知道她們已得罪f 我一一一一 2 泊6 3.女人對我閒玩笑，我覺得無傷大雅一一一一一一一 18.我從沒有討厭灰人的心理一-- 7.我不容易被女人激怒--一-32.我很少懷疑女人對我好是告目的的一一一一一一­ 12.回想過去種種，夫人並不會引起我的恨意一--17.我與女人的關係不好一一一一 6.很多灰人都不喜歡我--一一--19.有時只要有女人在場，我就覺得很煩一一一一一一一一 15.我所犯下的錯，女人要負很大的責任一-一 1 1.我被女人糟塌過很多次一-一---2.若讓夫人知道我真實的感受，她們恐怕會覺得我是 個很難相處的人一 28.我的一生被女人拒絕過多次一一一­ 可解釋變異量:

46.2%

因素間相關﹒因素一與二，

-

.02 :

I天l乘一與三， .45: 因素二與三，

-

.09 。 (二)強曇速恩

參考 Burt (1 980) 及 Payne 、 Lonsway 與 Fitzgerald (1999) 建立的強暴迷思接受性量表，編 製本研究的量表，包括:<女性被強暴是由於穿著暴露」、「女性酒醉而被強暴可說是白找的」、「被 強暴的女性喜歡在外面遊盪 J( 以上三題為被害人行為不檢)、「女性嘴裡說「不」卻沒有抗拒， 表示她想要發生性行為」、「女性第一次約會就同意到男性住處，表示她想要發生性行為」、「女性 在潛意識裡希望男性強迫她發生性行為 J (以上主題為被害人暗中想要)、「女性被強暴是由於沒有 把「不」說得很清楚」、「女性聲稱被強暴而沒有反抗的跡象(如紅腫、瘀傷等) ，多半是自廠的」、 「女性被強暴是由於沒有.奮力抗拒 J (以上至題為被害人並未抗拒)、「女性聲稱被強暴，是為了獲 取利益(例如仙人跳 )J 、「女性為了掩飾排間，而會謊稱自己被強暴」、「女性帶男士回家而聲稱自 己被強暴，是不可信的 J (以上三題為被害人撒謊) ，共計十二個題目 o 研究參與者在李克特氏六 點量尺(非常不同意 l 到非常同意 6) 上進行回答。出於本量表主要參考 Burt (1 980) 及 Payne' Lonsway 與 Fitzgerald

( 1999

)的量表(已經證實具有信度及效度)編製而成，故應、具有內容效度。 再針對量表的的十二個題目進行探索性因素分析，得知KMO 為.妞， Bartlett 球形考驗為顯著，顯 示適合因素分析，經徒階檢定，得到一個因素，可解釋42.7%的變異量，顯示此量表具有因素效度

( factorial

validity) 。信度方面，量表的內部一致性係數為.87 。

此外，為減低研究參與者作答時的防禦傾向，本研究在強暴迷思量表題本中隨機放置填充題

( filler

items) 七題，例題如， I 女性有需要的話皆可參加自我防禦的課程」、「被強暴的女性由女性 警察詢問是比較恰當的做法 J 0 這些題日與強暴事件有闕，但與強暴迷思無關，為填充題宜具備的 性質，請研究參與者在李克特氏六點量尺(非常不同意 1 '到非常同意 6) 上進行圈選。 (三)強畢行為 本研究以自陳量表的方式辨識強暴者，過去研究顯示此一方法不但能保護參與者的隱私，且 具有信度及效度(

Koss

&

Gidycz

,

1985 )

0 本研究依據 Koss 與Oros (1982) 建立的 I 'I生經驗調查量 表」以及我國刑法第十六章第二百二十一條(強制性交罪)的規定，發展此一量表，詢問男性因 溝通問題而迫使女性發生性行為的經驗(例如:我曾因誤解女性的態度或行為而與她發生性行為， 實際上她並不想要)、以語言脅迫女性發生性行為的經驗(例如:我曾威脅女性要與她「終止關條」 而與她發生性行為，實際上她並不想要)、威脅使用暴力及使用暴力迫使女性發生性行為的經驗(例 如:我曾使用暴力(例如，抓住她的手臂、將她按下等)而與女性發生性行為)、以及使用迷藥或 趁對方意識不清而與女性發牛.性行為的經驗(例如:我曾使用迷藥(例如，在飲料中下藥)而與 女性發生性行為) ，共計十一個題目。每一題目代表一種強制女性性交手段的情境。此種包括各種 手段的情境的測量方法，較詢問單一問題(例如，你是否曾經做過強暴行為? )可減少測量誤差， 且可測量到不同類型的強暴行為。研究參與者在各題目的「是」與「否」的選項上進行圈選(可 複選) ，結果如表 3 。 在上述強暴量表中任何一個題目上圈選「是」者，本研究界定為「強暴組 J '在所有題目上皆 圈選「否」者，本研究界定為「非強暴組」。圈選的項目愈多，代表參與者愈曾以多種手段脅迫或 強制女性性交，本研究界定此種情況為「多元強暴行為 J0 表 3 大專男生在強暴行為量表各題目上回答情形統計 勾選 有效樣百分比 強暴行為 人數本數(%) 溝通問題 I.我曾因誤解女性的態度或行為而與她發生性行為，而實際 k她當時並不想 要。 2. 我曾因女性沒有把「不」說得很清楚而與她發生性行為，而實際 k她當時 並不想要 o 3. 我曾因女性對我表示好感而與她發生性行為，而質際 t她當時並不想要。 語言脅迫 4. 我會威脅女性要與她「終止關係」而與她發生性行為，實際去她並不想要。 5. 我曾以「不停說服 J (例如， I 若不發生性行為即表不不愛我 J) 的方式與 女性發生性行為，實際上她立在不想要。 威脅使用暴力或使用暴力 6. 我曾威脅要使丹j 暴力，而與女性發生性行為。 7 我曾使用暴力(例如，抓住她的手臂、將她按卡等)企圖與女性發生性行 為，後來因某峙因素並未發生。 8. 我曾使用暴力(例如，抓住她的手臂、將她按 F等)而與女性發生性行為。 9. 我曾使用暴力(例如，抓住她的手臂、將她按下等)而與玄性發生口交或 肛交行為。 使用迷藥或趁意識不清 1 。我曾使用迷藥(例如，在飲料中下藥)而與女性發生性行為 O I I.我曾在女性意識不清楚的情況下(例如，熟睡、酒醉)而與她發生性行 為 Q

86

704

82

703

67

706

53

706

55

706

43

705

41

706

43

705

39

705

42

705

43

706

12.2

11.7

9.5

7.5

7.8

6.1

5.8

6.1

5.5

6.0

6.1

總計

138

697

19.8

註:百分比:強暴人數/有效樣本數。由於各項目皆可勾選，故總計違反女性意願性交的人數與 百分比，並不等於各項人數與百分比的加總!。

400

教育心理學報 (四〉強.意圖 由於強暴意圖與強暴行為具有密切關聯性，可預測強暴行為，故本研究以之檢證前述強暴行 為量表的構念效度。參考Malamuth

( 1981

)的方法，詢問研究參與者; r 在不會被發現的情況下， 即使女性拒絕，您也會和她發生性行為的可能性? J 測量強暴意圖。研究參與者在 1 r 毫無可能」 到 6r_{絕對可能」的李克特氏六點量尺上進行國選。結果發現，圈選毫無可能者有 429 人(占 6 1.1%)、} 稍有可能者 158 人(占 22.5%) 、頗有可能者 53 人(占 7.5%) 、相當可能者 29 人(占 4.1%)、極 有可能者 14 人(占 2.0%) 、絕對可能者 19 人(占 2.7%) 。從上述可知，具有不同程度的強暴意圖 者(即圈選 2 至 6 者)占 38.9% 。經二元邏輯迴師分析 (binary

logistic regression analysis)

，顯示

強暴意圖可預測強暴行為(

B = .52 ' S. E.

=肘. Wald=49. 肘 •

p

<

.001)

.此一結果與理論預測相 符，故本研究建立的強暴行為量表具有構念效度。 (五〉社會贊許反應 研究參與者可能依照社會所讚許的方向符題，而並不是依照其內心真實的想法或情況作答。 為控制社會讚訐反應的影響，本研究採取廖玲燕(2000 )所編製的「臺灣本土社會讚計量表」中， 因素負荷量較高的正向題八題(例題如:r 在任何情況下我都會先冷靜思考後才行動」、「我總是虛 心接受別人對我的批評J) 與負向題八題(例題如:r 有時我會把責任推到別人身土」、「有時我會 取笑別人的缺點J) .做為測量社會讚訐反應的工具。研究參與者在「是」與「盃」的選項上進行 圈選 o 資料分析時將反向題進行轉碼，故本量表分數愈肩，表示社會讚許反應愈強。 (六〉背景費項 包括年齡、父親及母親的教育程度、十八歲以前的主要居住地，詳請見研究參與者。 (七)各費項的計分方式 上述各變項的計分方式，皆以所包含的題目編碼分數相加而得，例如:強暴迷思包括十二(問 題目，此變項計分方式即為十三個題曰的編碼分數之加總，分數愈高，代表強暴迷思接受性愈高。 其餘如敵視女性態度、多元強暴行為等的計分方式皆如此。

研究結果

本研究結果包括兩個部分:(一)敵視女性態度、強暴迷思、與強暴行為的關聯。(二)敵視 女性態度、強暴迷忠、、與多元強暴行為的關聯o 為避免社會讚訐反應影響研究結果，故在資料分析時，先剔除社會讚訐反應得分高者(15 與 16 分，占 2.3 %).再進行以下的分析。 一、敵靚女性態度、強暴迷恩、與強暴行為的關聯 本研究假設強暴迷思是敵視女性態度及強暴行為的中介變項o

Baron

W

Kenny (

1986) 提出中 介變碩的檢證方法如下: (I)自變項對依變項具有預測力; (2) 自變項對中介變項具有預測力;

(3)

中介變頃對依變項其有預測力;(4) 自變工具與中介變項同時預測依變項時，臼變項的預測力會消 失或減低。

依 Baron

till

Kenny 的方法，首先，以敵視女性態度為自變項，強暴行為為依變項，進行二元

邏輯迴歸分析，結果發現敵視女性態度對強暴行為具有預測力 (B

= .03 • S. E. = .01 ' Wald = 15

.1

3 '

p

<

.001 )

;其次，以敵視女性態度為自變頃，強暴迷思為依變項，進行線性迴歸分析，發現敵視女 性態度對強暴迷思具有預測力(戶=

.62'

t=19.詣，

R

square = .38)

;再其次，以強暴迷思為預測變 項，強暴行為為依變項，進行二元邏輯迴歸分析，發現強暴迷思對強暴行為具有預測力(B=

.06 •

S. E. = .01 • Wald = 32

.2

4 '

p

<

.001 )

;最後，以敵視女性態度及強暴迷思為預測變項，強暴行為為 依變頃，進行二元邏輯迴歸分析，發現敵視女性態度對強暴行為不再具有預測力，而強暴迷思則

具有顯著預測力(表 4) 。綜上可知，敵視女性態度是強暴迷思的前置因素、強暴迷忠對強暴行為 具有直接影響、強暴迷思足，敵視女性態度與強暴行為的中介變項:上述結果支持本研究假設。 表 4 二元邏輯迴歸分析結果:敵靚女性態度及強暴迷恩對大專男生強暴行為的影響

B

標準誤

Wald

Sig.

敵視女性

.013

.010

1.

80

.1

80

強暴迷恩l

.041

.013

9.72

.002

二、敵視女性態度、強暴迷恩、與多元強暴行為的關聯 本研究以統計軟體 LISREL 8.7 版，對敵視女性態度、強暴迷思、與多元強暴行為的關聯進行

結構方程模式(

structural equation

modeling) 分析，所得參數估計路徑結果如圖 l 所示，以下就分

析結果加以說明 o (一)觀察費項及其常態佳方面 敵視女性態度由探索性因素分析所得到的兩個因素:對女性不懷好感、與女性關係不好，分 別包括十三反七個題 rCl '將所包含的題 H 得分各自加總，聚集成一個變項，為其觀測指標。強暴 迷思則以被害人言行不檢、暗中想要、並米抗拒、撒謊四項為其觀測指標，每個指標特包括三個 題 Ho 多元強暴行為依其定義，將各測量題 r~ 分數刀口總，為一觀測變頃。 各觀察變頃的平均數、標準差、偏態及率度值，如表 5 所示 O 根據 Kline

( 1998

)所提出之建 議，若偏態係數之絕對個小於 3' 峰度係數之絕對前小於 10' 則該變項之分配可視為常態。從表 5 可知，除多元強暴行為不符合常態分配標準外，其餘各觀測變項均未超山上述標準。由於多數觀 測變項符合常態分配標準'且最大概似(

maximum

likelihood) 參數估計法具有強韌性，是結構方 程模式分析參數估計的預設方法，加上無須常態假設為基礎的漸近分配自由法(

Asymptotic

Distribution

Free) 的樣本數要高達 2500 人以上估計才趨於穩定(邱皓政，

2004 ' 4.25-4.26)

，故本 研究採取最大概似法為模式參數佔計法o 表 5 各觀測指標的描述性統計資料 極小(前 _極大個

_平均數

標準差 偏態係數 _峰度係數 多兀強暴

O

.73

2.07

3.52

12.71

言行不檢

₃

₈

_7.83

_3.13

_.50

_.13

暗中想要

₃

₈

_7.51

_2.91

_.74

_.74

並未抗=rLi

3

8

7.33

2.99

.4

8

.00

被害撒謊

₃

₈

_8.52

_2.89

_.38

_.28

不懷好感

₁₃

8

42.32

10.75

-.06

.55

關係不好

₇

_O

_19.04

_5.02

_.25

_.63

出於研究對象的年齡、城鄉背景、父親教育程度、母親教育程度甘與其多元強暴行為無關， Pearson 相關係數值分別依序為:

.01

(p=.74) 、 -.01(p=.71) 、 .01 (p=.78) 、 .00

(p

= .91 )

，顯 示這些背景變項並非解釋多元強暴行為的重要因素，也不平-於對研究結果造成影響，故為簡潔起 見，這些變項不納入模型中。 (二)基本配適度指揮方面 圖 l 模型的所有誤差變異皆為1E值，且皆達顯著水準:模型的潛在變頃與其觀察變項問之因 素負荷量介於 0.73 到 0.87 之間，符合介於 0.50

-

0.95 之間的標準;

I

tI值介於 5.29 到 19.05 之間， 甘大於I.俑，達到 0.01 顯著水準 O 估計參數之統計量彼此間的相關的絕對值沒有太接近 I 0 顯示 模型符合基本配適度考驗，無辨認問題存在 o

402

教育心理學報

(三)整體模式的配適度指揮方面

模型的 X

2

il直 (Nonnal

Th

eory Weighted Least Squares Chi-Square)= 33.38

'自由度=

13 ' p-value

= 0.002

<

O.肘，達到顯著水準，表示模式配適度不佳，但 x2_{i直易受樣本數影響，所以本模型需要}

參考其他配適指標，以瞭解模式的配適程度。模型的 X2

1

df= 2.57

'符合小於 3 的標準;

SRMR=

0.02

'符合小於 0.05 的標準; RMSEA=O. 肘，符合小於 O.闊的標準;

GFI =

0.98 在標準值 0.90 以

上，

AGFI=

0.97 在標準值 0.90 以上;

CN

=482.9 高於 200 的標準，這些適配指標顯示模型的絕對 適配度可以接受。在相對配適度指標中 'NFl

=

0.99 、 RFI

=

0.98 、 IFI

=

0.99 、 NNFI

=

0.99 、 CFI=0.99'

均在標準值 0.90 以上，顯示配適良好。在精簡配適指標中，

PNFI = 0.61

'符合 0.50 以上的標準、

PGFI =

O.俑，接近 0.50 的標，準。根據黃芳銘 (2004 )建議以「多數決」為評估標準'也就是上述 配適指標有多個指標符合衡量標準'即可認為模式配適。在上述 13 個配適指標中有 12 個指標配 適良好，顯示觀察資料整體適配度相當理想 O (四)強畢速思是否為完全中介費項 強暴迷忠經上述結構方程模式分析可知是敵視女性態度及多元強暴行為的中介變項，然而是 否為完全中介?本研究在原模型中加上敵視女性態度對多元強暴行為具有直接影響的路徑(在圖 1 中虛綿的部分) ，其餘路經均不變動 O 結果發現，敵視女性態度對多元強暴行為的標準化迴歸係數 估計值為 -0.03 '對多元強暴行為不具顯著影響(1

= -0

.4

4 '

P

>

.05)

，強暴迷思對多元強暴行為的 標準化路徑參數估計值變動為.26' 仍具顯著影響，其餘估計參數值均未變動，顯示強暴迷思是敵 視女性與多元強暴行為的完全中介變項。 -.03 .95

\m

.25 敵視對f生態度 .46 .36 .37 圖 l 敵靚女性態度、強暴迷恩、及多元強暴行為關保模型估計參毆路徑圍之一 再以敵視女性態度及強暴迷思為外衍潛在變項直接預測多元強暴行為，建立模型如圖2' 進行 結構方程模式分析，結果發現:敵視女性態度對多元強暴行為的標準化迴歸係數估計值為-0.03

'

不具顯著預測力(1

= -0

.4

4 ' P

>

.05)

，強暴迷思對多元強暴行為的標準化迴歸係數估計值為.26

'

具顯著預測力 (1=3.33 'p<.OI)' 再度顯示敵視女性態度對多元強暴行為沒有直接影響。

橄視女性態葭

|行為不檢|

大\\﹒76

事虫，屆畢豆豆往是1 今元強暴行為

\\JO

圖 2 敵視女性態度、強暴迷恩、及多元強暴行為關保模型估計參數路徑圍之二 結論與討論 過去研究指山強暴者對女性有著較強的敵意，但是敵意態度為何會與強暴行為具有連結，過 去研究對其間的機制並沒有充份的探討。本研究假設，敵視女性的態度與強暴迷思在內涵上相容， 皆是一套對女性不信任與不友善的態度，故敵視女性的態度強者，較容易接受強暴迷思，而有利 於形成強暴行為。此外，本研究亦假設，敵視女性的態度對多元強暴行為(指男性以不同或多元 的于段強暴女性)的影響，亦如上述敵視女性的態度對強暴行為的影響，須以強暴迷思、做為中介。 研究結果發現，強暴迷思是敵視女性的態度與強暴行為以及多元強暴行為的中介變項，而且是完 全中介變項，本研究的假設獲得支持。 以下就本研究對象歧測量工具、敵視女，性態度的形成、研究結果的應用、以及未來研究方向， 提山討論 O 一、研究對象及測量工具 本研究在研究對象上，以具有代表性的大專學生為樣本，分析其中大專男生的資料。這樣的 研究樣本，具有以下意義:開啟了國內性侵害行為研究以一般人口為研究對象之門。國內過去關 於性侵害行為的研究，幾乎何以監獄中的受刑人為主要研究對象，依法院判決的罪名區分出「性 侵害組」與「非性侵害組」。此一取樣方式，固然可以取得犯排證據客觀的性侵害罪犯樣本，~(i.且 可避免自陳量表可能具有的問答不實的缺點，然而判決確定的性侵害犯僅是全體性侵害者人口的 一小部分，使得研究結果未必能推論到全體性侵害者人口之上。而本研究打破既有的研究取樣棄 臼，證實敵視女性態度須透過強暴迷思影響大專男生的強暴行為，故較之以監獄受刑人為研究對 象所得到的結果，應更具;有外部效度。 本研究編製的敵視女性態度量表，將一因素分析得到三三個因素.與女性關係不好，對女性不懷 好感，以及對女性包容。前兩項分別代表與女性相處的負面經驗及負面觀感，後者可能為前者的 結果;後一項府對自己與女性關係的「正而表述J '與前兩項的關係為負相關。進一步分析顯示， 「對女性包容」的得分在「強暴組」與「非強暴組」間沒有差異，然而「與女d性關係不好」及「對

404

教育心理學報 女性不懷好感」這兩個成分的得分在「強暴組」與「非強暴組」間有顯著差別，顯示對女性的態 度用「正面表述」方式呈現者，研究對象較不會突顯對女性的敵意;但用「負面表述」方式呈現 者，研究對象即較會表明他們對女性的敵意態度。此一心理歷程，可能與華人的「情境取向 J

(Hsu

,

1953

)有關，亦即，華人的行為常依當時情境而定，儘量依循情境脈絡，不與情境衝突，是一種 講究 7日諧」的表現;因此，測量的題目陳述對女性包容時，研究對象就「默認」此一陳述，造 成「強暴組」與「非強暴組」在這些頃目上的得分沒有顯著差別。同時，測量的題 H 陳述對女性 的負面觀感時，研究對象有此種感受者也會認同此一陳述，符合「情境取向」的華人特徵，也因 此，造成「強暴組」與「非強暴組」在這些題 H 的得分上顯現出差別 o 國外(特別指西方國家)

的研究，對敵視女性態度的測量，包括正向題與反向題(例如 Payne，

Lonsway

,

& Fitzgerald

,

1999)

,

不會因「正面-表述」或「負面表述」而得到不同的結果，由此可知，國外的研究對象並不會像本 地的研究對象，依「情境取向」回答問題 o 本研究在強暴迷思接受性的測量上，測量的泣強暴被害人的迷思，而未測量強暴加害人的迷 思。這是因為本研究探討的是敵視女性態度與強暴行為之間的關f系，而敵視女性態度與對強暴被 害女性的態度有關，而與對強暴加害男性的態度無闕，故本研究測量具有關聯性的對女性強暴被 害人的迷思。亦即，本研究認為，敵視女性態度是透過對強暴被害人的迷思而影響強暴行為。 二、敵靚女性態度的形成 敵視女性的態度及強暴迷思是本研究探討的兩個重要變頃，其中強暴迷思形成的影響因素，

過去有不少研究進行探討 (Baugher，

Elhai

,

Monroe

,

James

,

& Gray

,

2010; Chapleau & Oswald

,

2010;

Franiuk & Shain

,

2011; Kahlor & Eastin

,

2011; Klein

,

Kennedy

,

& Gorzalka

,

2009; Ryan

,

2011

)，但是敵

視女性態度形成的影響因素，谷[J探討的很有限。因此，本研究針對敵視女性態度的形成加以討論。 本文從以下幾方面分析: (I)與女性相處的經驗:影響最深的是與母親及女友相處的經驗(黃軍 義， 2000) 。母親是大多數男孩生命中第一位接觸的女性，並且常是男孩的主要照顧者。如果母親

不盡責任、拒絕或虐待孩于，不但可能會使孩子的「內在運作架構」往不信任他人的方向傾斜，

使其未來出現人際問題 (Bowl旬， 1983)' 並且會由對母親的恨意，擴大眾對女性的恨意 (MaCollaum

& Lester

,

I997 )

0 黃軍義 (2000 )發現，強暴犯常有著強勢、拒絕、離家而去、有外遇事件、在家

族間有水性楊花的名聲，或經常受到父親暴力毆打的母親。其次，黃軍義 (2000 )發現強暴犯較 常有茗，被女友(多次)欺騙、拒絕、背叛、或管控的懦，驗，使他們形成對女性的不滿，或者形成 對內已的無能之感(沒自信，尤其在女性出前)。與女友相處經驗對女性形成的不滿，是基於愛情 破滅，其中布著因為愛情的元素所引發的性意涵，由此而可以即解敵意與性之間的可能連結 o 與 母親相處將驗對女性形成的恨意，是基於親情破滅，其中母親的性行問題(例如，引誘、出軌、 從事特輯行業)引發的對女性的恨意亦具有性的意涵，由此亦可以理解敵意與性之間的可能連結 o 不過，這種敵意與性的連結，尚須進一步檢證 o (2) 其他因素:包括敵意性格、重男輕女的社會 文化因素。敵意性格使之連帶的對女性具有較高的敵意，不過此一因素是使其對一般人皆有較高 的敵意，不限於女性 o 重男輕女的社會文化易培育大男人主義，而由輕視女性進而形成對女性的 敵意。本研究認為，上述兩項因素，亦即，與女性相處經驗及其他因素，具有交互作用 o 與女性 具有負面相處經驗的男性，在敵意性格及重男輕女因素的影響下，可能會形成對女性較強的敵意; 然而與女性具有負而相處經驗的男性，不具有敵意性格或未受重男輕女因素的影響，可能較不會 形成對女性的敵意或形成較弱的敵意，如圖 3 所示。

與女性相處 的負面經驗 三、研究結果的應用 其他因素 敵意性格、

大男人主義

..

圖 3 敵靚女性態度的形成

...

敵視女性的態度 本研究發現強暴迷思影響強暴行為，而敵視女性的態度須透過它，才能影響強暴及多元強暴 行為，可知1強暴迷思這套錯誤的態度，對強暴行為影響的深刻性。 ~jni]國內或~外都以認失o行為治療法做為治療性罪犯的主要方法'11.認為此一方法最為有效 (陳若璋、劉志如、林烘煜，

2007 ; Laws

,

1988)' 這套治療技術宇要包括: [三l 丘吉滿足(

verbal satiation

)、認知重建(

cognitive

restructuring) 、內在增敏感(

covert

sensitization) 、社交技巧訓練、憤怒控

制訓練、性教育、與再犯預防(

relapse

prevention) 。其中認知重建與性教育可說建基於強暴迷思的

理論觀點，希望受輔者能改變他們對強暴行為的不當思維 o

強暴迷思是父榷社會的一種文化設計(

Payne

,

Lonsway

, &

Fitzgerald

,

1999)

，要打破或消滅它

惟一的可能途徑是建立性別平權的社會。國內中小學牛背需接受性別平等教育的課程，希望能從 幼作時間J建立正確的性知識與性別平等觀念o 在大學方面，雖然沒有這方面的強制教育課程，但 各校學務處對性別平等及性侵害防制教育都相當重視。不過鬥廠參與性教育課程或宣講的大學 午，多半是性侵害行為的低危險群，而高危險群卻不顧或較少參加;如何讓高危險群參加此類課 程而又不違反人權要求，是一項挑戰。在國家政策發展方向上，行政院建立了性別平權的方案， 要求各邱會落實性別平權的各項措施。看來II 的故國對於性侵害行為的防制，無論在法令規定上 或處過上，都可說要比以往任何時期更為周延:立法院制訂了對性侵害行為極為嚴格的刑法規定， 性侵害犯須接受比其他犯更多的心理治療，政府投注了比其他犯更多的經費與人力。然而，口前 社會上，性侵害行為的數量是否因此而令，所減少?從政府公佈的統計數字來看，並沒有減少，而且 性侵犯的數目在近fi年還以每年 8%的速率增加(法務部 '2010) 0 由此可以看出，目前對防制性 侵害行為的各種努力，並沒有產生預期的效果。本研究認為，根本的原因，在於我們尚未走入性 別平榷的社會，故強暴迷忠無法完全破除，而強暴行為因此無法減少。 四、未來研究方向 基於上述討論，本研究提出以下建議:

( I

)以監獄受刑人為研究對象，複驗本研究。本研究 以大專男牛馬研究對象，誰實敵視女性的態度對強暴及多元強暴行為的影響，須透過強暴迷恩的 中介。但這樣的結果是盃可推論到監獄的性侵害犯，仍須複驗 o 若結果是肯定的，則可以增加拉

406

教育心理學報 們對上述結果進一步的信心，以及以一般人口或監獄受刑人為研究對象所得到的結果可以彼此互 推的信心。 (2 )華人在面對「正面表述」與「負由-表述」題目時的心理歷程。本研究發現研究對 象在面對正向題與反向題時，會{:f不同反應，不同於西方的研究結果。此一華人帶題的心理現象， 但得在未來的研究進行探討。(3 )敵視女性態度形成的探究。本研究提出與女性相處的負面經驗 及其他因素間的交互作用，是形成敵視女性態度的可能成因，此一假設尚須在未來的研究予以檢 諜。 (4) 走入性別平權社會的方案。惟有真正落實，才有可能減少強暴迷思與強暴行為。

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收稿日期: 2012 年 06 月 02 日 一稿修訂日期: 2013 牛 04 月 11 日 二稿修訂日創: 2013 年 06 月 06 日