國 立 臺 灣 師 範 大 學 教 育 心 理 與 輔 導 學 系 教育心理學報，民 98，40 卷，4 期，529－552 頁
用心在不同情緒因果模式之調節角色探討
陳金定
國 立 台 灣 體 育 大 學
師 資 培 育 中 心
本研究目的在探討用心對羞愧感與罪惡感因果模式之調節效果。受試者為高一至高三學生共 525 人（男 235 人、女 290 人）。研究工具包括高中職生羞愧感量表、高中職生罪惡感量表、 高中職生用心量表及高中職生心理幸福感量表，並使用結構方程模式（Structural Equation Modeling, SEM）分析資料。研究結果顯示：用心對羞愧感與罪惡感因果模式不具有調節效 果。最後，研究者提出對未來研究之建議。關鍵詞：心理幸福感、用心、羞愧感、罪惡感
一、用心之定義及內涵
一個人在負面情緒下，其處理方式會決定負面情緒之影響及當事人當下之行動，所謂處理方式 是指「自我專注」（self-focus）之類型或心理模式（modes of mind），而「用心」（mindfulness）則是 其中之一。 過去20多年來，大部分研究支持以「用心」為基礎所設計的介入策略，能有效處理身心症狀問 題（Shapiro, Carlson, Astin, & Freedman, 2006）。「用心」源於佛教徒的心靈修習法（Hanh, 1976）。在當代心理學中，「用心」被視為提高覺察、處理情緒困擾及不適應行為的心理歷程（Bishop et al, 2004）。
目前探討「用心」在治療上之理論依據及實證研究已有明顯的成長及發展（Melbourne Academic
Mindfulness Interest Group, 2006），至少有240個以上的介入方案是以用心為基礎（Salmon, Santorelli, &
Kabat-Zinn, 1998），例如「用心式冥想」（mindfulness meditation）（Matchim & Armer, 2007）、「用心
訓練」（mindfulness training）（Semple, Reid, & Miller, 2005）。將「用心」融入心理治療學派的有：認
知治療（Mason & Hargreaves, 2001; Williams, Duggan, Crane, & Fennell, 2006）、行為治療（Lau & McMain, 2005）、現實治療（Pierce, 2003）、理情行為治療（Whitfield, 2006）、家族治療（Gehart & McCollum, 2007）。此外，「用心」也被運用於醫學治療中（Kabat-Zinn, 2003），被認為是所有心理治
療學派的共同因子（引自Shapiro et al., 2006）。
「用心」強調自我責任，運用當事人內在的創造力及內在資源（Pierce, 2003）。在臨床處理中， 被認為具有潛力的保護性因子，但是極少研究探討用心之基礎過程，及其與情緒過程、情緒結果之
關係（Zvolensky et al., 2006）。
原因之一，直到目前，用心的定義及內涵眾說紛紜。Hayes 與 Wilson（2003）認為有時候「用心」 被當成一種技術，有時候被當成一群技術的整合體，有時候被當成一種心理過程及結果，有時候只 被當成一種結果。
由於過去的研究都將「用心」當成一種技術來訓練，以致於讓人誤解須透過訓練才能獲得「用
心」技術。從Miners（2008）及 Levesque 與 Brown（2008）的研究似乎反映出，人天生具有此種特
質，而這種特質跟自我調適歷程有關。Miners（2008）從情境及特質層面探討「用心」，其研究發現： （1）不管從情境或特質層面來看，在青少年早期，「用心」是一種自然出現的特質，影響著青少年 的社會功能。（2）在特質層面上，「用心」與正面情緒、交友的廣闊（friendship extensivity）及受歡 迎的程度有正相關，而與感受到的壓力、負面情緒、焦慮及憂鬱狀態有負相關。（3）在情境層面， 感受到之壓力中介於「用心」及負面情緒間。 Levesque 與 Brown（2008）的研究發現，由環境脈絡促動的隱性動機歷程雖然對人類每天的行 為造成影響，但是會被當事人的「用心」特質所調節。所謂隱性動機歷程是指一種習慣化，非意識 到的動機。因此，「用心」特質愈強者，愈不受隱性動機影響，而「用心」特質愈弱者，愈容易受影 響。 從以上研究可知，「用心」可能是一種特質，一些將「用心」當成技術來訓練，可能是為了提高 這種特質的運用及作用。當「用心」被運用於適應時，「用心」便成為一種協助適應的心理歷程。
Gazella（2005）將「用心」界定為：對當下沒有批判性的覺察（moment-to moment, non-judgmental awareness）。Brown 與 Ryan（2003）將「用心」定義為注意及覺察，認為用心是一種對當前經驗有清 澄及生動的圖像，「注意」將圖像（figure）從背景（ground）中拉出，成為被「覺察」的目標。
Shapiro 等人（2006）以三個向度界定「用心」，此三向度相互影響，包括意圖（intention）、注意 （attention）及態度（attitude），亦即用心是有目的的行為，當事人不帶批評的態度，將注意力放在 此時此刻之經驗上。
Melbourne Academic Mindfulness Interest Group（2006）從心理機制與生理機制說明「用心」，其
定義與 Shapiro 等人（2006）類似。在心理機制方面：（1）「用心」是一種有意圖地監控注意力的流 動。從認知心理學的觀點來說，這是一種後設認知，因此當事人能夠跳離自我中心思考。（2）「用心」 是有意圖地將注意力放在當下，因此當事人能夠抓住當下出現的負面情緒、身體感覺、受挫思想及 想像。（3）「用心」是一種非批判性的注意，因此當事人能夠對經驗開放，並且防止將經驗視如敵人 而造成認知僵化。 Bishop 等人（2004）認為「用心」是一種覺察方式，可以協助當事人跳出自我中心的角度，而 對思想及情緒產生頓悟。他們提出由兩種因素組成的「用心」模式：（1）注意力的自我調適。透過 調適注意的焦點，將覺察放在當下，因此當事人能覺察到當下之思想、情緒及感覺。由於去除掉先 入為主之想法，因此能夠進一步接觸到原本在覺察外之訊息。從此觀點來說，「用心」是一種後設認 知技巧，涉及監控及控制技巧。（2）對當下之經驗採取一種好奇、開放及接納的態度。 Teasdale（1999a）認為「用心」訓練是用來教導學習者能夠以「後設認知頓悟模式」（metacognitive
insight mode）來處理生命經驗。「後設認知頓悟模式」是以一種較高層級的基模式隱含意義（represented
at the level of higher, schematic implication meanings）來表徵經驗。
Teasdale（1999b）提出 「互動式認知次系統」（interacting cognitive subsystems framework, ICS） 來說明處理情緒的三種模式，模式之一為「用心的經驗性/存在」（mindful experiencing/being），是以 「隱含意義層次」（implicational level）方式處理情緒訊息，即是以上所述的「後設認知頓悟模式」。
基模式心理模式呈現，其特徵是非評價、直覺、整體（holistic）、感受到之感覺（felt senses），又稱 為「經驗模式」（experiential mode）。這一表徵層次交織著由經驗中所抽取的深層關係，不過，其意 義不容易被表達。改變情緒必須改變這一層次相關的情緒基模。 以「隱含意義層次」處理情緒訊息時，是透過探索內在的認知-情緒，以當下的感覺為引導來解 決問題，並且以非批判性的方式覺察當前主觀之自我經驗。因此，感覺、情緒及思想，是被直接當 成主觀經驗來感受，由感受而帶來反省性、主觀性之覺察及直覺性之瞭解。 Teasdale（1999a）認為，「用心」之精髓，是對注意力進行意圖之控制，使當事人能夠有另一種 訊息處理模式。這種處理模式便是大家耳熟能詳的“存在”模式之一（“being”mode），而不是日常 生活中大家習慣化、現實化“做” 的模式（“doing”mode）。在實務上，用心訓練涉及將覺察維持 在注意力焦點的人事物上。 Cayoun（2003）將「用心」分為兩種形態：（1）後設認知的覺察（metacognitive awareness）。是 指 一 種 知 覺 到 思 想 的 能 力 ， 例 如 將 思 想 當 成 只 是 一 種 思 想 而 不 加 以 批 判 ；（2 ） 內 感 作 用 （interoception）。是指用心於身體的感覺。因此，培養覺察一個人思想的能力，是「用心」訓練的核 心。 Schmidt（2004）認為兩種意圖跟「用心」有關：獲得頓悟及以愛與慈悲跟自己及他人交會 （encounter）。因此「用心」包括以下特質：（1）沒有批判；（2）接納；（3）對注意到的人事物沒有 執著（nonattachment），而不至於讓注意力遠離經驗本身；（4）新手的心態（beginner’s mind），亦即 以開放的心態面對注意到之經驗，就像第一次接觸到該經驗；（5）在觀察的過程中，沒有意圖 （nonstriving）改變經驗（6）沒有執著、沒有評價，只是溫暖及溫柔的覺察；（7）以仁慈、珍惜的 態度面對所有經驗。 以上對「用心」不同定義及描述中，可以歸納出用心所涉及之特徵：體驗及覺察、接納及包容、 監控及反省。以上所述之特徵，比較靠近ICS 之觀點。因此本研究對用心之定義採 ICS 之觀點，認 為用心是將感覺、情緒及思想當成主觀經驗來感受，由感受而帶來反省性、主觀性之覺察及直覺性 之瞭解（Teasdale, 1999b），這是將「用心」視為過程及結果。因此「用心」內涵涉及：以包容及有 意圖之態度，對當下經驗進行覺察及體驗，而帶來對自我之反省及瞭解。 至於對「用心」之測量，目前有不同的量表出現，而且內容大相逕庭。Brown 與 Ryan（2003） 以「覺察與注意」一個因素來測量；Abbey 與 Devins（2006）以「好奇」及「去中心化」兩因素來 代表；Feldman, Hayes, Kumar, Greeson 與 Laurenceau（2007）以「注意」、「焦點放在當下」、「覺察」 及「接納」四因素來測量。Ruth（2006）建議「用心」是多層面之建構。
在測量內容上，國外量表內涵無法反應「用心」的所有內涵。有些量表使用反向測量法來代表 「用心」程度，例如“當我吃點心時，我沒有覺察到自己正在吃”，“當有人第一次告訴我他的名 字時，我會立即就忘記”（Brown & Ryan, 2003）。這或許只能測量自我防衛的逃避行為，但無法反 映「用心」代表的意涵，包括面對問題的積極力量、注意及覺察過程中的包容態度、「用心」背後所 欲達到之存在意境。 Abbey 與 Devins（2006）所編的量表是以去中心化及好奇兩因素來代表用心，例如“我對事情 的反應，讓我感到好奇”、“我覺察到自己的想法及情緒，但不會執著於這些想法及情緒”（p.1467）。 這類題目雖然可以反映出注意及覺察的動作，但無法涉及（1）以包容之態度對待所注意及覺察之經 驗、（2）從體驗經驗的過程中獲得經驗的存在意義。尤其對於注意及覺察痛苦經驗時，以上兩個因 素是造成情緒基模改變的最關鍵因素。 Feldman 等人（2007）所編的量表雖然包含注意、焦點放在當下、覺察及接納，但是也有類似 Brown & Ryan（2003）、Abbey 與 Devins（2006）量表上之問題。例如“我過度將注意放在未來”、
“我很容易分心”、“我能夠將注意力放在現在”。或許，以上所提的問題，來自於對「用心」不 同定義所造成。 本研究依據ICS 所界定之內涵，以「自我反省」、「體驗情緒」及「自我包容」三因素來代表。「自 我反省」是對情緒經驗進行監控、調整及瞭解，是一種後設認知能力的運用。「體驗情緒」是指將注 意力放在當下，體驗感受到之感覺及從體驗中領悟到情緒經驗的深層意義。「自我包容」是指以非批 判態度面對情緒經驗。
二、罪惡感、羞愧感、用心及心理幸福感之關係
目前尚未有研究探討用心跟以上各變項之關係，不過從一些間接資料，可以推論出用心跟以上 各變項間之關係。 （一）羞愧感、罪惡感與心理幸福感之關係 羞愧感與罪惡感兩種情緒在過去常被混淆，直到最近幾年才有研究反映出這是兩種不同的情 緒。羞愧感產生於個人覺得自己像是毫無遮掩地呈現在別人面前。這種暴露感覺讓個人以挑剔、批 判方式檢驗自己，而癱瘓自我功能（Kauffman, 1989）。罪惡感產生於個人感受到自己在真實或想像 的情境中因違反規範而造成別人困擾（Kugler & Jones, 1992）。羞愧感與罪惡感導致之結果不同。羞愧感導致當事人自我批判、不良之自我概念或自我認定發 展、自我攻擊及自我防衛、造成內在全面性及穩定性歸因、過度擔心他人之評價。罪惡感引起當事 人因對他人造成傷害而後悔、承認過錯、道歉及採取補償行為、跟內在特殊性及不穩定性歸因有關 （Tangney & Dearing, 2002）。羞愧感被認為不利於適應（Kauffman, 1989），而罪惡感則有助於適應 （Lutwak, Panish, Ferrari, & Razzino, 2001）。
心理幸福感（well-being）有兩類，一類以快樂為主（hedonic），另一類以幸福為主（eudaimonic）。
第一類將幸福感視為快樂或正面情緒，第二類的幸福感來自於個人感受到自己是功能充分運作者（a fully functioning person）。前者追求名聲、財富；後者追求有意義的人際關係、個人成長、對社會的 貢獻，這種心理幸福感的獲得是透過滿足自主、勝任及關係等三種基本心理需求。滿足三個基本心 理需求所獲得的心理幸福感，讓人充滿活力、自我實現，沒有焦慮、憂鬱及身心症狀（Ryan & Deci, 2000）。本研究所指的心理幸福感是指後者。
在個人達到最佳發展的過程中，三個基本需求扮演必要之角色，任何一個需求的滿足受到阻礙， 對發展必然帶來不利之影響（Deci & Ryan, 2000）。例如一些研究顯示青少年憂鬱情緒及內化、外化 性行為問題，跟在家庭互動中缺乏培養自主與關係能力有關（Allen & Hauser, 1994; Fauber, Forehand, Thomas, & Wierson, 1990; Gjerde & Block, 1991），而擁有自主及關係能力者之青少年對分離、同儕壓 力具有較佳之適應能力、高自尊等（Allen, Hauser, Bell, & O’ Connor, 1994; Kenny, 1987; Moore, 1987; Ryan & Lynch, 1989）。由此也可以間接推論羞愧感、罪惡感與心理幸福感之關連。
目前探討羞愧感、罪惡感與心理幸福感關係的研究不多，但都發現羞愧感、罪惡感與心理幸福 感有關（Cooper & Berwick, 2001; DeSimone, 2001; Jahn, 1993）。
（二）用心在羞愧感、罪惡感及心理幸福感因果關係之調節角色 「用心」強調以不帶批判性的態度，對此時此刻的覺察及注意，以避免個人落入習慣性的反應 （Teasdale, 1999a）。Shapiro 等人（2006）認為用心的過程，可以使一個人跳脫主觀經驗，而以更澄 清及客觀的角度看待經驗及體驗經驗，最後帶來角度的轉化（shift in perspective）。角度的轉化將改 善四種機制的運作，包括：（1）自我調適及自我管理；（2）情緒、認知及行為的彈性；（3）價值澄 清；（4）有能力以較客觀及非衝動性反應來經驗強烈情緒。因此，「用心」可以協助個人在類似的情 境中，跳脫習慣性的反應，而帶來跟過去不一樣的結果。
從不同學者對用心之定義及以上敘述中可以知，在負面的情緒情境中，如果能夠啟動用心的運 作，便可以調節負面情緒帶來的不良影響。 不過，至今的研究結果，對於用心的調節效果仍備受爭議。以「用心」為調節變項的研究目前 有兩篇，結果不完全一致：Miners（2008）研究顯示，「用心」對壓力與情緒幸福感及壓力與社會功 能兩模式不具調節作用；Levesque 與 Brown（2008）研究顯示，「用心」可以調節隱性動機歷程對人 類每日行為造成之影響。至於「用心」在羞愧感、罪惡感及心理幸福感因果模式中是否具有調節作 用，目前尚無研究探討。 在其他用心的相關研究上，研究結果也呈現正反面看法。在正面看法方面，例如：用心訓練能 夠提高當事人對痛覺的忍受力（Kingston, Chadwick, Meron, & Skinner, 2007）；改善跟注意力相關的
行為反應（Amishi, Jason, & Michael, 2007）；提高心靈成長及降低壓力、憂鬱症狀及憤怒情緒（Sheila,
Sarah, Laura, & Michael, 2007）；降低語言及肢體的攻擊行為（Singh, et al., 2007）；改善人際關係中的 壓力、效能與快樂程度（Carson, Carson, Gil, & Baucom, 2004）；跟婚姻滿意度有正相關（Burpee &
Langer, 2005）；高度的負面情緒反應及焦慮敏感度跟用心技能不足有關（McKee, Zvolensky, Solomon,
Bernstein, & Leen-Feldner, 2007）。
在反面看法方面，例如Zvolensky 等人（2006）研究顯示，「用心」可以預測缺乏快樂經驗的憂
鬱症狀（anhedonic depressive），但對焦慮喚起症狀沒有預測力。Toneatto 與 Nguyen（2007）回顧15 篇設有控制組的研究發現，以「用心」為基礎之降低壓力法（the mindfulness-based stress reduction, MBSR）對焦慮及憂鬱症狀沒有可信之效果，因此對「用心」改善症狀的機制提出質疑。
Melbourne Academic Mindfulness Interest Group（2006）認為先驗性冥想（transcendental meditation, TM）跟「用心」有些共同點存在，從一些對 TM 研究所發現的負面效果，對於「用心」之應用具有 一些啟發性的提醒，包括退縮、自大、異常行為、精神病症狀、強化負面情緒及想法、自殺企圖。
由於「用心」的目的在於提高當事人對內在狀態之覺察，因此Melbourne Academic Mindfulness Interest
Group（2006）認為，如果出現這些負面現象並不令人驚訝。 Dimidjian 與 Linehan（2003）認為，雖然一些研究顯示「用心」似乎有助於臨床上之病人，但是 研究者仍然沒有足夠證據回答「用心」之所以有效等問題。 綜合以上所言，第一，「用心」的效果目前備受爭議，而且研究不多，研究結果不一，本研究可 視為對「用心」效果的另一次考驗，並激起更多相關研究，以解決目前的爭議。第二，目前對於「用 心」的研究，大多以憂鬱及焦慮為主，尚未涉及其他情緒之探討，以及尚未探討「用心」對其他情 緒的調節作用，或許從不同變項的探索研究，可以得到解決研究結果不一致的線索。因此，本研究 目的在探討「用心」對羞愧感和罪惡感因果模式之調節效果，模式徑路圖見圖1。
用心 羞愧感或 罪惡感 心理幸福感 圖1 以用心為調節變項之羞愧感或罪惡感因果模式徑路圖
方 法
一、研究對象
研究對象為高一至高三學生共525人（男235人、女290人），來自中山高中、台中高農、板橋高 中、戲曲學院附中、中山工商、金山高中。抽樣是以班級為單位之隨機抽樣，但以獲得同意之學校 為主。 依據Kline（1998）之建議，使用結構方程模式分析資料時，受試者人數與參數之比，至少要5:1。 羞愧感與心理幸福感因果模式部分，共3個潛在變項，12個觀察指標變項，參數上限數目為78個 [v(v+1)/2，v=觀察變項數目]，受試樣本至少要390人。罪惡感與心理幸福感因果模式部分，共3個潛 在變項，13個觀察指標變項，參數上限數目為91個，受試樣本至少要455人。因此本研究樣本數符合 Kline（1998）之建議。二、研究工具
本研究使用之工具包括「高中職生羞愧感量表」、「高中職生罪惡感量表」、「高中職生用心量表」 及「高中職生心理幸福感量表」。 （一）高中職生羞愧感量表 本量表在測量高中職生之特質羞愧感，為陳金定（民98）所編。題目主要依據 Kauffman（1989） 對羞愧感之定義，分為「他人評價」、「自我評價」及「自我癱瘓」三分量表，共11題，為 Likert 之五 點量表。 驗證性因素分析之信效度考驗結果顯示，量表符合基本契合度、整體模式契合度及模式內在契 合度之要求。其中χ2/df=1.79、GFI=.97、AGFI=.95、RMSEA=.05、SRMR=.02、NFI=.99、NNFI=.99、 CFI=1.00、RFI=.99、CN=352.29；個別指標信度（R2）介於.48~.82，潛在變項之組成信度介於.82~.94， 潛在變項平均變異抽取量介於.60~.79。表示本量表有可接受之信效度。 （二）高中職生罪惡感量表 本量表用來測量高中職生之特質罪惡感，為陳金定（民97）所編，內容依據 O’Connor、Berry、 Weiss、Bush 與 Sampson（1997）所編之「The Interpersonal Guilt Questionnaires」之架構，包括四因 素：（1）存活者罪惡感（survivor guilt）、（2）分離罪惡感（separation guilt）、（3）全能責任罪惡感 （omnipotent responsibility guilt）、（4）自我怨恨罪惡感（self-hate guilt），共12題，為 Likert 之五點量 表。 驗證性因素分析結果顯示量表符合基本契合度、整體模式契合度及模式內在契合度之要求。其 中，χ2/df=2.89、GFI=.95、AGFI=.92、RMSEA=.05、SRMR=.05、NFI=.95、NNFI=.95、CFI=0.97、 RFI=.93、CN=220.65；個別指標信度（R2）介於.38~.72，潛在變項之組成信度介於.69~.81，潛在變 項平均變異抽取量介於.43~.58。表示本量表有可接受之信效度。 （三）高中職生用心量表 1.量表內容及計分方式 本量表用來測量高中職生面對情緒時之用心程度，由研究者所編。內容架構依據ICS 及 Shapiro 等人（2006）之觀點，將「用心」界定為三因素，分別為：自我反省、體驗情緒及自我包容。題目內容除了依據ICS 及 Shapiro 等人對用心之描述外，另參考「用心」相關量表，例如 Mindful Attention
Awareness Scale（Brown & Ryan, 2003）、The Tornoton Mindfulness Scale（Abbey & Devins, 2006）及 the Cognitive and Affective Mindfulness Scale-Revised, CAMS-R（Feldman et al., 2007），共編18題，每
一分量表各6題，為 Likert 之五點量表（從未如此、很少如此、有時如此、常常如此，總是如此）。 2.確立正式量表 以探索性因素分析選取因素及題目，並以驗證性因素分析進行信效度考驗。在探索性因素分析 方面，受試者為高一至高三學生共200人（男113人、女87人），分別來花蓮體中與中正附中。以主成 分、極變法正交轉軸進行，並選取特徵值高於1之因素。結果得出三因素，每因素選3題，全量表共9 題，因素負荷量介於.62~.86。 驗證性因素分析方面，受試者共364人（男169人、女195人），來自林口高中、中壢高商及振聲 中學高一至高三學生。依據Kline（1998）之建議，受試者人數與量表參數之比，至少要5:1。本量表 共3個潛在變項，9個觀察指標變項，參數上限數目共45個，受試者人數至少要225人。因此，本量表 驗證性因素分析受試者人數符合要求。 資料常態性分配考驗結果，單變項常態分配考驗中，9題中有5題χ2考驗p >.05，因所有題目之偏 態絕對值（-.11~.34）均未大於2，而峰度絕對值（-.56~-.08）均未大於7，且多元常態性檢驗之 Mardia 係數為1.40，未大於3，故選用 ML 估計法（引自 Finney & Distefano, 2006）。
驗證性因素分析之信效度考驗結果顯示，量表符合基本契合度、整體模式契合度及模式內在契 合度之要求。其中，χ2/df=2.07、GFI=.97、AGFI=.94、RMSEA=.05、SRMR=.05、NFI=.99、NNFI=.99、 CFI=.99、RFI=.96、CN=311.56；個別指標信度（R2）介於.42~.76，「自我反省」、「體驗情緒」及「自 我包容」三潛在變項之組成信度分別為.84、.83、.83，三潛在變項平均變異抽取量分別為.63、.62、.63。 量表因素分析結構圖見圖2，量表題目見附錄。
b1 b2 b3 b4 b5 b6 b7 b8 b9 自 我 反 省 體 驗 情 緒 自 我 包 容 .83 .87 .67 .78 .82 .76 .65 .87 .83 .31 .24 .56 .39 .32 .43 .58 .25 .31 .59 .32 .41 圖2 「高中職生用心量表」驗證性因素分析結構圖 （四）高中職生心理幸福感量表 本量表為陳金定（民96）依據 Ryff（1989）心理幸福感理論所編，共有六個分量表，分別為： 自我接受、與他人積極關係、自律（自主）、掌控環境、生命的目的、個人成長，共26題，為 Likert 之五點量表。 驗證性因素分析之信效度考驗結果顯示，量表符合基本契合度、整體模式契合度及模式內在契 合度之要求。其中，χ2/df=1.79、GFI=.92、AGFI=.90、RMSEA=.04、NFI=.90、NNFI=.95、CFI=.95 NFI=.90、NNFI=.95、CFI=.95、SRMR=.05、RFI=.96、CN=281.65；潛在變項之組成信度介於.71~.85， 潛在變項平均變異抽取量介於.43～.55。表示本量表有可接受之信效度。
三、資料處理
本研究因果模式考驗採結構方程模式統計方法，使用 LISREL 8.71套裝軟體進行資料分析，以 α=.05為統計顯著水準。結 果
一、用心在羞愧感與心理幸福感因果模式之調節角色
（一）資料常態性考驗 採結構方程模式分析因果模式資料。在12個單變項常態分配考驗中，有8個分量表之單變項常態 分配χ2考驗 p >.05。因所有分量表之偏態絕對值（-.23~.78）均未大於2，峰度絕對值（-.43~.41）均 未大於7，而且 Mardia 係數為1.20，未大於3，故採用 ML 估計法估計參數。 依據Baron 與 Kenny（1986）之看法，當模式中的交互作用路徑達顯著水準，表示調節變項的假 設獲得支持（p.1174）。由於羞愧感、用心及心理幸福感都屬於續變項，須考驗模式的交互作用效果，以下以（Cortina, Chen, & Dunlap, 2001; Ping, 1996）兩階段法分析資料，第一階段先分析主要效果模 式，再由第一階段所獲得之參數估計值帶入第二階段分析交互作用效果模式。Cortina 等人（2001） 認為，由於處理交互作用效果時，交互作用變項資料來自於預測變項之乘積，容易引發模式的辨認 問題，因此建議先將所有觀察變項資料中央化（centering all observed variable）以獲得離差分數 （deviation scores），再以離差分數計算交互作用分數。 （二）主要效果模式 圖3為分析所獲得之主要效果模式。由於心理幸福感觀察指標變項誤差項間有相關存在（修改指 數分別為25.01及31.38），因此依據資料結果將模式修正。 主要效果模式之χ2=141.92（df=49），GFI=.96、AGFI=.93、NFI=.98、NNFI=.98、CFI=.99、RFI=.97， RMSEA =.06、SRMR=.05、PGFI=.60、CN=280.01。由上可知，主要效果模式契合度皆在可接受範圍 內，亦即 GFI、AGFI、NFI、NNFI、CFI、RFI 皆在.90以上，RMSEA 小於.08，SRMR 未大於.05， PGFI 大於.50，CN 大於200，因此進行交互作用模式考驗。
羞愧感 ξ 1 用 心 ξ 2 心理幸福感η1 自我接受 Y1 積極關係 Y2 自律 Y3 掌控環境 Y4 個人成長 Y6 自我反省 X4 體驗情緒 X5 -.54 .87 .65 .63 .80 .82 .77 .25 .58 .60 .36 .33 .41 .38 .39 .48 .79 .78 .72 .35 .37 .34 自我包容 X6 他人評價 X1 自我評價 X2 自我癱瘓 X3 .81 .80 .81 .11 .10 .34 - .55 生命的 目的Y5 圖3 以用心為調節變項之羞愧感與心理幸福感之主要效果模式徑路圖 （三）交互作用效果模式 決定交互作用潛在變項之觀察指標變項時，採用Cortina 等人（2001）之建議及計算方法，以所 獲得的一個觀察指標變項來代表，並且依據Marsh、Wen 與 Hau（2006）的理路，放寬外生潛在變項 與交互作用共變為0之限制。 以「用心」為調節變項之羞愧感與心理幸福感之交互作用效果模式相關矩陣摘要表見表1，模式 整體契合度指標摘要表見表2，測量模式契合度指標數值摘要表見表3，交互作用效果模式徑路圖見 圖4。 1.交互作用效果模式之基本契合度 從圖4來看，交互作用效果模式符合基本契合度要求，包括：（1）沒有負的誤差變項。（2）估計 參數間相關沒有接近1（估計參數間相關絕對值皆在.57以下）。（3）誤差變異都達顯著水準。（4）所 有指標變項因素負荷量皆高於.50，低於.95。（5）沒有很大的標準誤。 表1 以用心為調節變項之羞愧感與心理幸福感交互作用效果模式各變項相關矩陣摘要表（N =525） 變 項
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13
羞 愧 感 1.他人評價 1.000 2.自我評價 .661 1.000 （續下頁）表1（續） 3.自我癱瘓 .658 .626 1.000 用 心 . 4.自我反省 -.047 -.040 -.046 1.000 5.體驗情緒 -.048 -.068 -.034 .638 1.000 6.自我包容 -.118 -.133 -.176 .554 .549 1.000 心理 幸 福 感 7.自我接受 -.412 -.456 -.503 .371 .353 .451 1.000 8.積極關係 -.251 -.207 -.268 .358 .317 .387 .574 1.000 9.自 律 -.233 -.239 -.324 .278 .309 .359 .524 .431 1.000 10.掌控環境 -.395 -.415 -.436 .379 .411 .455 .666 .529 .613 1.000 11.生命目的 -.373 -.441 -.439 .353 .326 .397 .722 .508 .518 .651 1.000 12.個人成長 -.222 -.306 -.338 .366 .342 .418 .675 .502 .532 .638 .732 .1000 羞 愧 感 ＊用 心 13.羞愧感 ＊用心 .012 .006 -.027 -.083 -.109 -.053 -.057 -.039 -.101 -.063 -.068 -.030 1.000
SD
3.347 2.543 3.265 2.715 2.819 2.591 4.148 2.499 3.081 3.619 4.017 3.412 63.395M
.000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 -5.744 註：因以離差分數計算，除了交互作用觀察指標變項（羞愧感＊用心）外，其他觀察指標變項的M 皆為 0 表2 以用心為調節變項之羞愧感與心理幸福感交互作用模式考驗整體契合度指標摘要表（N＝525）絕對契合度 χ2 df χ2/ df GFI AGFI RMSEA SRMR
149.70 58 2.58 .96 .93 .06 .04
增值契合度 NFI NNFI CFI RFI
.98 .98 .99 .97 精簡契合度 PGFI CN .61 303.85 表3 以用心為調節變項之羞愧感與心理幸福感交互作用測量模式契合度指標數值摘要表 變 項 個別指標信度（即R2） 潛在變項之組成信度 潛在變項平均變異抽取量 心理幸福感（η1） .89 .58 自我接受 .75 積極關係 .42 自 律 .40 掌控環境 .65 生命的目的 .67 個人成長 .59 羞愧感（ξ1） .85 .65 他人評價 .65 自我評價 .63 自我癱瘓 .66 .58 用 心（ξ2） .81 自我反省 .62 體驗情緒 .61 自我包容 .52 羞愧感＊用心（ξ3） .76 .76 羞愧感＊用心 .76
羞愧感ξ 1 用心ξ 2 心理幸福感η1 自我接受 Y1 積極關係 Y2 自律 Y3 掌控環境 Y4 個人成長 Y6 自我反省 X4 體驗情緒 X5 . 9* (λx42) .78*(λx52) .72*(λx62) .87 (λx73) .87 .65* .63* .80* .82* .77*
(λy11) (λy21) (λy31) (λy41) (λy51) (λy61)
.25(ε1) .58*(ε2) .60*(ε3) .36*(ε4) .33*(ε5) .41*(ε6) .38*(δ4) .39*(δ5) .48*(δ6) -.02(γ13) .35*(δ1) .37*(δ2) .34*(δ3) -.54*(γ11) 自我包容 X6 他人評價 X1 自我評價 X2 自我癱瘓 X3 .81*(λx11) .80*(λx21) .81*(λx31) (δ7) .24 .11* (θε34) .10* (θε56) .34*(ζ1) - .55*(γ12) 生命的 目的Y5 羞愧感 ξ 3 ＊用心 羞愧感
*
用心X7 註：
X7與Y1及其誤差項為固定參數因此不需要考驗 圖4 以用心為調節變項之羞愧感與心理幸福感之交互作用效果模式徑路圖 2.交互作用效果模式之整體契合度 從表2可知，整體契合度皆在可接受範圍內，亦即，GFI、AGFI、NFI、NNFI、CFI、RFI 皆在.90 以上，RMSEA 小於.08，SRMR 未大於.05，PGFI 大於.50，CN 大於200。 3.交互作用效果模式內在契合度 內在契合度包括兩個層面：測量模式之契合情形及結構模式之契合情形。（1）在測量模式方面， 可以從因素負荷量、個別指標信度、潛在變項之組成信度及潛在變項平均變異抽取量來看。從表3及 圖4可知：a.模式所有估計參數之因素負荷量 t 值皆達顯著水準；b.模式所有潛在變項之個別指標信度 介於.40 ~.76間；c.各潛在變項之組成信度皆高於.60；d.各潛在變項平均變異抽取量皆高於.50。綜合 以上結果，交互作用效果模式之因素負荷量、個別指標信度、潛在變項之組成信度及潛在變項平均 變異抽取量，皆在可接受範圍內。 （2）在結構模式方面，從圖4可知，因果模式中，結構參數γ11=-.54（從「羞愧感」到「心理幸 福感」之路徑）、γ12=.55（從「用心」到「心理幸福感」之路徑），達顯著水準，而γ13=-.02（t= -.44，p >.05）（從「羞愧感與用心交互作用」至「心理幸福感」之路徑）未達顯著水準。表示「用心」在 羞愧感與心理幸福感因果模式中沒有顯著的調節作用。 「心理幸福感」潛在變項之R2值（計算方法為1−殘差變異量）為.66，表示「羞愧感」、「用心」 及「羞愧感與用心交互作用」潛在變項能夠解釋「心理幸福感」潛在變項66%之變異量。 為避免受到多元共線性問題影響，潛在變項間之相關應低於.90。本研究各潛在變項之相關絕對 值介於.01~.61（見表4），表示沒有多元共線性問題。 表4 以用心為調節變項之羞愧感與心理幸福感交互作用效果模式各潛在變項間相關摘要表 變項 心理幸福感 羞愧感 用心 羞愧感＊用心 心理幸福感 1.00 羞愧感 -.60 1.00 用心 .61 -.12 1.00 羞愧感＊用心 -.08 -.01 -.13 1.00 罪惡感 ξ 1 用心ξ 2 心理幸福感η1 自我接受 Y1 積極關係 Y2 自律 Y3 掌控環境 Y4 個人成長 Y6 自我反省 X5 體驗情緒 X6 -.31 .86 .65 .64 .80 .82 .79 .27 .58 .59 .36 .33 .38 .36 .41 .48 .80 .77 .72 .72 .44 .61 .40 自我包容 X7 存活者罪 惡感X1 分離罪 惡感 X2 全能責任 罪惡感X3 .53 .75 .62 .78 .53 - .68 生命的 目的Y5 自我怨恨 罪惡感X4 .10 -.23 .09 圖5 以用心為調節變項之罪惡感與心理幸福感之主要效果模式徑路圖
二、用心在罪惡感與心理幸福感因果模式之調節角色
以結構方程模式分析因果模式資料。在13個單變項常態分配考驗中，有9個分量表之單變項常態 分配χ2考驗 p >.05。因所有分量表之偏態絕對值（-.23~.78）均未大於2，峰度絕對值（-.42~.78）均 未大於7，而且 Mardia 係數為1.21，未大於3，故採用 ML 估計法估計參數。 以下分析「用心」在罪惡感與心理幸福感因果模式中之調節變項角色的方法，跟上述一樣。 （一）主要效果模式 以「用心」為調節變項之罪惡感與心理幸福感之主要效果模式圖見圖5。由於心理幸福感觀察指 標變項誤差項間有相關存在（修改指數分別為24.03及24.43），罪惡感觀察指標變項誤差項間有相關 存在（修改指數為24.10）因此依據資料結果將模式修正。 主要效果模式之χ2=159.07（df=59），GFI=.96、AGFI=.93、NFI=.97、NNFI=.98、CFI=.98、RFI=.96、 RMSEA =.07、SRMR=.06、PGFI=.62、CN=288.24。由上可知，除了 SRMR 略高於.05外，其他的主 要效果模式契合度都在可接受範圍內，亦即GFI、AGFI、NFI、NNFI、CFI、RFI 在.90以上，RMSEA 在.08以下，PGFI 大於.50，CN 大於200，因此進行交互作用模式考驗。 （二）交互作用效果模式 以「用心」為調節變項之罪惡感與心理幸福感之交互作用效果模式相關矩陣摘要表示於表5，模 式整體契合度指標摘要表見表6，測量模式契合度指標數值摘要表見表7，交互作用效果模式徑路圖 見圖6。 表 5 以用心為調節變項之罪惡感與心理幸福感之交互作用效果模式各變項相關矩陣摘要表（N =525） 變 項1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
11 12 13 14
罪 惡 感 1.存活者 罪惡感 1.000 2.分離罪惡感 .411 1.000 3.全能責任 罪惡感 .343 .489 1.000 4.自我怨恨 罪惡感 .393 .348 .456 1.000 用 心 4.自我反省 .056 .112 .176 .255 1.000 5.體驗情緒 -.021 .047 .101 .160 .638 1.000 6.自我包容 -.086 .068 .086 .118 .554 .549 1.000 心理 幸 福 感 7.自我接受 -.283 -.105 -.032 -.133 .371 .353 .451 1.000 8.積極關係 -.131 .041 .140 .059 .358 .317 .387 .574 1.000 9.自 律 -.174 -.101 -.019 -.101 .278 .309 .359 .524 .431 1.000 10.掌控環境 -.245 -.084 -.032 -.142 .379 .411 .455 .666 .529 .613 1.000 11.生命的目的 -.229 -.105 -.006 -.123 .353 .326 .397 .722 .508 .518 .651 1.000 12.個人成長 -.192 -.063 .055 -.095 .366 .342 .418 .675 .502 .532 .638 .732 1.000 罪惡感＊用心 13.罪惡感 ＊用心 .02 .166 .161 .082 -.087 -.080 -.059 -.123 -.150 -.116 -.135 -.101 -.071 1.000SD
2.263 2.404 2.694 2.178 2.715 2.819 2.591 4.148 2.499 3.081 3.169 4.017 3.412 56.452M
.000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 6.989 註：因以離差分數計算，除了交互作用觀察指標變項（罪惡感＊用心）外，其他觀察指標變項的M 皆為 01.交互作用效果模式之基本契合度 從圖6來看，交互作用模式符合基本契合度要求，包括：（1）沒有負的誤差變項。（2）估計參數 間相關沒有接近1（估計參數間相關絕對值皆在.64以下）。（3）誤差變異都達顯著水準。（4）所有指 標變項因素負荷量皆高於.50，低於.95。（5）沒有很大的標準誤。 2.交互作用效果模式之整體契合度 從表6可知，除了 RMSEA 略高於.05，其他的整體契合度都在可接受範圍內，亦即，GFI、AGFI、 NFI、NNFI、CFI、RFI 在.90以上，RMSEA 小於.08，PGFI 大於.50，CN 大於200。
表6 以用心為調節變項之罪惡感與心理幸福感交互作用效果整體契合度指標摘要表（N＝525）
絕對契合度 χ2 df χ2/ df GFI AGFI RMSEA SRMR
182.34 69 2.64 .95 .93 .06 .06
增值契合度 NFI NNFI CFI RFI
.97 .97 .98 .96 精簡契合度 PGFI CN .63 283.33 3.交互作用效果模式內在契合度 內在契合度包括兩個層面：測量模式之契合情形及結構模式之契合情形。（1）在測量模式方面， 可以從因素負荷量、個別指標信度、潛在變項之組成信度及潛在變項平均變異抽取量來看。從表7及 圖6可知：a.模式所有估計之因素負荷量 t 值皆達顯著水準；b.模式之所有潛在變項之個別指標信度介 於.28 ~.73 間；c.各潛在變項之組成信度皆高於.60；d.各潛在變項平均變異抽取量除了罪惡感潛在變 項為.46外，其他皆高於.50。綜合以上結果，交互作用效果模式之因素負荷量、個別指標信度、潛在 變項之組成信度及潛在變項平均變異抽取量，大部分在可接受範圍內。 表7 以用心為調節變項之羞愧感與心理幸福感交互作用測量模式契合度指標數值摘要表 變 項 個別指標信度（即R2） 潛在變項之組成信度 潛在變項平均變異抽取量 心理幸福感（η1） .89 .58 自我接受 .73 積極關係 .42 自 律 .41 掌控環境 .64 生命目的 .67 個人成長 .62 罪惡感（ξ1） .77 .46 存活者罪惡感 .28 分離罪惡感 .57 全能責任罪惡感 .39 自我怨恨罪惡感 .59 用心（ξ2） .81 .58 自我反省 .64 體驗情緒 .59 自我包容 .52 罪惡感＊用心（ξ3） .70 .70 罪惡感＊用心 .70 （2）在結構模式方面，從圖6可知，交互作用效果模式中，結構參數γ11=.30（從「罪惡感」到「心 理幸福感」之路徑）、γ12=.68（從「用心」到「心理幸福感」之路徑）都達顯著水準，而γ13=-.03（t= -.71，p >.05）（從「罪惡感與用心交互作用」到「心理幸福感」之路徑）未達顯著水準，亦即「用心」
在罪惡感與心理幸福感因果模式之調節效果不顯著。 潛在變項「心理幸福感」之R2值（計算方法為1−殘差變異量），為.47。表示「罪惡感」、「用心」 及「罪惡感與用心交互作用」潛在變項能夠解釋「心理幸福感」潛在變項47%之變異量。 註：X8與Y1及其誤差項為固定參數因此不需要考驗 罪惡感 ξ 1 用心ξ 2 心理幸福感η1 自我接受 Y1 積極關係 Y2 自律 Y3 掌控環境 Y4 個人成長 Y6 自我反省 X5 體驗情緒 X6 -.30*(γ11) .86 .65* .64* .80* .82* .79*
(λy11) (λy21) (λy31) (λy41) (λy51) (λy61)
.27 (ε1) .58*(ε2) .59*(ε3) .36*(ε4) .33*(ε5) .38*(ε6) .36*(δ5) .41*(δ6) .48*(δ7) .80* .77* .72* (λx52) (λx62) (λx72) .72*(δ1) .43*(δ2) .61*(δ3) .41*(δ4) 自我包容 X7 存活者罪 惡感X1 分離罪 惡感X2 全能責任 罪惡感 .53* .75* .63* .77* (λx11)
(λx21) (λx31) (λx41) .53*(ζ1) .68*(γ12) 生命的 目的Y5 自我怨恨 罪惡感X4 -.23*(θδ24) 罪惡感＊用心 ξ 3 -.03(γ13) 罪惡感＊用心 X8 .83 (λx83) .30 (δ8) .10*(θε34) .09*(θε56) 圖6 以用心為調節變項之罪惡感與心理幸福感之交互作用效果模式徑路圖 為避免受到多元共線性問題影響，潛在變項間之相關應低於.90。本研究各潛在變項之相關絕對 值介於.16~.61（見表8），表示沒有多元共線性問題。 表 8 以用心為調節變項之罪惡感與心理幸福感交互作用效果模式各潛在變項間相關摘要表 變項 心理幸福感 罪惡感 用心 心理幸福感＊用心 心理幸福感 1.00 罪 惡 感 -.16 1.00 用 心 .61 .22 1.00 心理幸福感＊用心 -.17 .20 -.12 1.00
討 論
一、討論
「用心」調節變項在羞愧感與罪惡感因果模式中沒有顯著的調節作用，研究結果跟Miners（2008） 的研究類似，也支持Toneatto 與 Nguyen（2007）的研究結果：對「用心」改善症狀的機制提出質疑。 研究所獲得的結果，可以從以下幾方面來說。 第一，在研究中，「用心」與心理幸福感潛在變項之相關為.61（見表4及表8），顯示「用心」與 心理幸福感有不可忽視的正相關存在。這部分的研究結果類似一些其他研究結果（例如 Miners, 2008）。 第二，「用心」在兩個情緒因果模式中不具有顯著調節效果，具有重要的意涵。可以從幾個角度 來說：（1）Miners（2008）的研究探討用心在壓力與情緒幸福感因果模式及壓力與社會功能因果模式 是否具有調節效果。以上兩個模式中，前一個模式跟本研究模式某部分類似，後一個模式跟本研究 模式的相關變項不同，但兩模式的研究結果都跟本研究結果一樣。本研究及 Miners（2008）研究結 果，似乎強化了用心不具調節作用之看法。 （2）本研究結果與另一些研究結果相反，例如 Kingston 等人（2007）、Amishi 等人（2007），似 乎本研究結果強化了目前國外的兩極觀點，其實不然。如果從情感取向諮商理論的觀點來詮釋本研 究結果，本研究結果的重要意義便凸顯出來。事實上，本研究結果跟情感取向諮商實務的看法不謀 而合（亦即，覺察必須以信任的諮商關係為基礎，以及覺察的深度必須考慮諮商關係的信任程度及 當事人的自我強度），因此間接說明了用心在本研究不具調節作用之可能理由，及解開了用心效果為 何有兩極化看法的疑惑。 在諮商關係方面，情感取向諮商歷程中，擴展當事人的「覺察」，關係著諮商效果的成敗，而當 事人進行覺察時，必須以信任的諮商關係為基礎，當事人才有勇氣善用「覺察歷程」。這是因為「覺 察歷程」通常會逼迫當事人去經歷過去或目前的痛苦經驗。如果沒信任的諮商關係為基礎，當事人 通常以自我防衛逃避覺察。 同樣地，「用心」涉及「覺察歷程」，如果沒有其他因素為輔助，一般人可能採用自我防衛來逃 避，而無法啟動「用心」機制，或降低覺察的深度及廣度，以致於「用心」的作用有限。 在諮商歷程中，當事人進行自我探索、自我覺察及自我體驗的過程中，必須依靠諮商師提供足 夠的情緒支持、同理、接納及不批判（這是建立信任諮商關係的要素），當事人才有勇氣探索、覺察 及體驗過往或目前的痛苦經驗。當事人探索、覺察及體驗的歷程類似使用「用心」的歷程，而諮商 師與當事人建立的信任諮商關係，則類似一種社會支持力量。 從過去一些研究及學者對「用心」的看法，其實也反映以上社會支持力的重要性。一些教導使 用「用心技術」的訓練，通常以團體進行，在團體中可能充斥著「社會支持力量」，這些「社會支持 力量」可能是使「用心」發揮效果的輔助因素。關於這一點，在 Mason 與 Hargreaves（2001）的研 究結果獲得支持，該研究結果顯示，團體成員的支持，是促使「用心」發揮效果的重要原因之一。 過去國外研究，除了設計上缺乏控制組的設置外，也忽略團體因素對訓練結果的影響。因此無法區 辨用心訓練上所呈現的效果是來自「用心技術」本身或團體因素。 目前一些心理諮商學派（例如認知治療、行為治療、現實治療、理情行為治療、家族治療）將 「用心」納入諮商過程，並且視「用心」為所有諮商學派的共同因子。在這些學派的諮商過程中，「用 心」之所以有正面效果，可能不只是「用心」本身所造成，而是在諮商過程中，信任的諮商關係形 成一種有利於催化「用心」歷程的力量。就當事人的自我強度來說，諮商的深度，必須考慮諮商關係的信任程度及當事人的自我強度。 諮商的深度愈深，當事人對自我及環境的覺察會愈深入，這必然會逼迫當事人更深入面對以往害怕 接觸的經驗。沒有相對應的關係信任程度及當事人的自我強度，這種覺察只會對當事人造成傷害。 這也就是為何有一些學者及研究對「用心」的效果感到存疑，甚至認為「用心」的使用可能引發退 縮、自大、異常行為、精神病症狀、強化負面情緒及想法、自殺企圖等問題（Melbourne Academic Mindfulness Interest Group, 2006）。
換句話說，啟動「用心」機制，等於強迫當事人面對以往習慣以防衛方式逃避的痛苦經驗。如 果沒有足夠的社會支持力量及當事人的自我強度，當事人可能以過去的因應方式面對，以保護自我 免於再次經歷過去或目前的傷痛。因此，「用心」雖是一種創造力及內在資源（Pierce, 2003），但是 「用心」是否能夠發揮正面作用，必須要有其他因素來催化及維持。國外目前對用心效果的爭執， 可能沒有考慮以上的看法。 （3）從以上「用心」的定義及內涵中可知，「用心」的使用，涉及後設認知能力，這是形式運 思期的認知能力之一，但是有許多人永遠沒有達到該階段（張文哲譯，民94）。或許本研究未將認知 發展因素納入，而混淆了研究結果。 綜合以上所言，使用「用心」技術時，須考量受試者之自我強度、社會支持及認知發展等三因
素。或許這是「用心」在本研究及Miners（2008）研究中不具調節作用，以及令 Toneatto 與 Nguyen
（2007）對「用心」改善症狀的機制產生質疑的可能解答。不過，這些推論有賴未來研究驗證。 第三，由於「用心」是個抽象概念，要將抽象概念化為可具體測量的內容並不容易，這也是為 何國外量表的內容大相逕庭的可能原因。本研究所編的「用心量表」，雖透過兩次的預試及修正，但 仍只是一種嘗試，需要更多研究來確定「用心」的測量內容。在解釋研究結果時，也必須將此因素 納入。 第四，在研究模式資料中，從修改指數反映出「自律及掌控環境」與「生命的目的及個人成長」 的誤差項有相關存在。Springer 與 Hauser（2006）的研究中考驗心理幸福感六個因素可能建構的十個 模式。在這十個模式中，只有六個因素及三個誤差項間的相關所建立的模式，所獲得的契合度較佳。 Springer 與 Hauser（2006）認為誤差間相關，可能是因為題目相鄰造成的結果。不過，由於誤差來源 通常複雜，以上的說法只是可能原因之一。未來研究者使用心理幸福感或編製心理幸福感量表時， 以上的結果可做為參考。 第五，本研究使用之罪惡感量表，在模式中的平均變異抽取量只有.46，未達 .50。解釋研究結 果時，須考慮此項限制。此外，「分離罪惡感」及「自我怨恨罪惡感」觀察指標變項誤差項間有負相 關存在。從題目內容來看，似乎可以找到一些相關線索。因素二（分離罪惡感）的內容反映作答者 擔心自己對他人造成之傷害，而因素四（自我怨恨罪惡感）的內容大部分反映作答者對自己之責備。 前者將注意力放在他人身上，後者將注意放在自己身上。不過這一點推論有待未來研究驗證。 由於國外測量罪惡感之量表有包含單一因素或四因素兩種，以結構方程模式分析的研究大都採 用單一因素量表，因此無法得知其他研究使用四因素量表之狀況。解釋本研究結果時或未來使用該 量表時，需考慮以上之限制。
二、建議
依據以上結果提出對未來研究之建議：第一，本研究結果需要有更多的研究來驗證，尤其是「用 心」跟其他輔助性變項之關係（例如受試者自我強度、社會支持、認知發展）。第二，探討「用心」 跟其他負面情緒之關係。 第三，從實驗性研究，驗證用心訓練的效果。第四，將「用心」融入治療學派中，以驗證「用心」之效果。第五，如何以量表方式有效地測量出「用心」的精髓。第六，探討「用心」跟心理異 常之關係。
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附 錄
高中職生用心量表
不愉快事件後，出現不愉快情緒時，我會： （一）自我反省 1.花時間反省出現不愉快情緒的理由 2.花時間反省，以便能進一步看清自己的情緒 3.花時間反省前因後果，讓自己不再重蹈覆轍 （二）體驗情緒 1.進一步體驗情緒，以瞭解不愉快情緒代表的意義 2.花時間探索內在的感受 3.體驗情緒，以瞭解情緒要傳達的啟示 （三）包容自我 1.以包容的心看待發生的事 2.以寬容之心，試著瞭解自己的想法及行為 3.雖然不愉快情緒帶來不舒服，但肯定不愉快情緒有重要的意義Bulletin of Educational Psychology, 2009, 40 (4), 529-552 National Taiwan Normal University, Taipei, Taiwan, R.O.C.
The Role of Mindfulness as a Moderator
in Different Emotional Causal Models
Chin-Ting Chen
Center for Teacher Education
National Taiwan Sport University
The purpose of this study was to explore the role of mindfulness as a moderator in different emotional casual models. Participants were 525 seventh- to ninth-grade students, with 235 males and 290 females. Results indicated that mindfulness did not moderate between shame or guilt and psychological well-being. Possible reasons for the above results are discussed. Recommendations for future researche are suggested.
