家庭環境因素、教育背景與大學生自我肯定性之關係暨自我肯定訓練效果研究

國立台灣師範夫學量生背心理學系 教育必理學報，民i73 ， 17期， 197-230頁

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家庭環境因素、教育背景與大學生自我肯

定性之關係暨自我肯定訓練妓果研究*

察

)1頂良

本研究的目的主要在探討家庭環境因索、教育背景、性別和師大學生自我肯定性之關係 '其次，試圖從上述變項中找出能有效預測師大學生自我肯定性之變項，最後則是驗設自我 肯定訓練的實驗效果。本研究共分為兩部分，其中問卷調查，係以分層立憲取樣法，根擾科 系領蚓、年級、性別等三個標車，還取 661 名師大學生為受試。至於自主見肯定訓練的實驗方 面，受試係公開招募，並經甄遇，計得實驗組與控制組各12名，實驗組並進佇十適的訓練活 動 o 本研究中所使用的評量工具有「個人生活態度量表」、「個人生活信念量表」、「魁會 生活問卷」等三種，分別測量受試的自我肯定性、非理性信念、社會焦慮以及自我接納等心 理特賞。而調查方面，另以「家庭關係問卷j 測妥裁之父母管教態度祁家庭氣氛;實驗方面 ，則另以「自我效能評量表J 評量受試主觀的自主角效飽，作為驗種自我肯定訓練效果的另一 指標。本研究提出 7十五項假設，根攘實際所蒐集的資料，分別以皮冒冒遜積差相閥、變異數 分析、翹歸分析、共變數分析、賀德臨 TB 以及 t 考驗等統計方ì'!:進行統計分析。本研究結 果發現: (1)在都市長大的大學生，其自我肯定性比在鄉村鎮長大的大學生高;母觀採高接納 且適度限制主管教態度者，對其子女自發肯定性似有較有利之影響;而自我肯定程度愈高者 ，其自我接納也愈寓，但社會焦慮、非理性信念則愈低。閉在自我肯定性方面，師大輔導相 關科系學生比非輔導相關科系學生窩，高年級比低年級學生寓，男生比女生高。 (3)以「社會 焦慮」、非理性「依賴」、「完美主義」、「極端優越感」、「社交情爐的焦慮J 等五項Jt'\ 理特質或以「母親的管教態度j 或「科系顛哥。」、「年級J 、「性別」等均能預測自我肯定 性，其中以第一項的預測力最高。(心自我肯定訓練課程對於低自我肯定的師大學生在幫助他 們增進自我肯定性與自我接納，減低社會焦慮、非理性信念方面，具有顯著的立即效果與延 續效果(兩個月後) ，但就主觀的自發效能而言，只有經兩個月後的延續效果達到顯著。根 據研究的發現與檢討，本研究提出七點建議，供自後研究之參考。 一、研究勘搶 在我們的社會中，常可聽到一些大人對小蠶的告誠，如 r 小設有耳無嘴」讀「小聲不可以隨便 批評大人」等，但乎未曾積極教導兒童表達自己的情感和看法;而一般學校教師在基本上也與父母的 教誨頗為類蝕。在課堂或家庭中，安靜、乖巧又聽話的小張總是較被喜愛，而那些好發間和喜歡表示 自己意見的學生，常是較不為父母或教師所歡迎。在這種不鼓勵表達自己看法的教育環揖下，學童 們可能會因挫折經驗的累積與類化，終而形成有話不敢說，有意見不敢表達，及凡事順從的態度。 這種由於家庭教養與學投教育無意中造成的消極性後果，也將影響一個人面對職業與日常生活中典 人交佳的態度。像這種不能或不敢自然表達自己內在真實情感、意見和看法，亦即不能維護自我表

達權益的行為，學者們稱之為「非自我肯定的行為J

(nonassertive behavior) (Alberti

&

• 198 •

教育心理學報

Emmons

,

1970;

Lange

&

Jakubows肘， 1976) 而與之相對的，聞所謂「自我肯定J 0 舖於

自我肯定行為的定義，至今仍無一個明確而普遍一致的看法 (Wol阱，

1973;

Rimm

&

Masters.

1979;

Lange

&

Jakubows凶， 19.助;

Emmons

&

Alberti

,

1983)

，但大多數學者大都同意 以下的描述:自我肯定的行為是指個體在典人交往中，能以一種被社會所容許的行為方式，適當地表 達其內在的思想和情感，同時也考慮和尊重別人的權益和情感 (Rimm

&

Masters.

1979) 。由以 土的描述可知:自我肯定行為是值得鼓勵與培養的行為，其「自我尊重以及尊重別人權益」的基本精 神，更是現代人所應具備的行為態度。

個體的行為與態度的養成，主要獨自於早期生活經驗與習慣，而早期生活習慣的養成，則是受家 庭與學投兩方面的影響。在家庭方面，有關影響個體行為的家庭環境因素之研究很多，但有關家庭環 境因素與個體自說肯定性之關係的研究則俏少見。 Galassi

&

Galassi

(1979) 曾根接「個體所居 住之環境，對個體行為有很大的影響」這個基本假設而推論: r在不同地區，即使是同一情境的社會 行為也可能會裁然不同。 J Galassi 等人(1981) 並根讓這個推論比較不同地區的大學生在自我 肯定性上的差異。研究結果發現:兩個不同地區 (都市與鄉村J 之大學生在自我肯定的拒絕反腫上 有顯著差異。 Galassi 等人並進一步解釋為:可能是由於都市的大學生碰到需要拒絕或請求的情境 較多，因此，他們能較快的學得必蜜的反應。另外，歸納以往有闊的生次序方面的研究結果，似難明 確推論其與個體自我肯定性之闢係 (Sampason，

1962;

Longstreth

,

1970;

Schooler

,

1972;

Hall

&

Beil-Warner

,

1977;

Wudel

et 祉， 1979;

Heming et a

l.,

1980)

0 楊淑珍(民6甸 的研究發現，父母的管教態度與其于女的社會焦慮有關 F 而且對男生的影響大於對女生的影密;母親 對男生社會焦慮的影響且大於欠囂的影響。由以上的研究結果倒可間接推論:父母的管教態度與其子 女的自我肯定性可能有關，而且其影響力會因性別而異。這個推論的確切性，尚有待進一步的研究于 以驗誼。另外，就學授方面的影響而言，以數師對於學生的影響最大。教師的言行、對人事物的知覺 態度、行為傾向等均直接或間接地影響學生對人、己、物的知覺以及行為習慣的建立，這種影響在中 、小學階殷克為顯著。由此推論:自說肯定與非自我肯定傾向之教師，在基本的教學態度上以及對學 生的教導與期待，可能多少會有不同，而這種推論是否能修成立，亦有報道一步的研究證實。 基於以上家庭環境因素與學控教師對個體行為習慣建立的重要影響之體認，乃引發本研究者思索 以下的問題:一個勝任的學校輔導教師是解決學生心理提難問題的專家，更是一般教師處理學生問題 的諮詢顧問。因此，輔導教師所要面對的人與事做乎要比一般的歡師復雜。如果輔導章教師不能自我肯 定，恐怕很難勝任這項工作。又因為輔導教師在心理學與輔導方面的專業訓練比一般教師多，所以按 理說，應比一般教師知道如何培養積極、健全的待人處事態度;如此才能給學生或一般教師提供正確 的指引或建議;更由此推論:輔導教師應比一般教師有更好的自我肯定表現。如果這種推論能修成立 的話，那麼師範大學(下簡稱師大)學生大部分是未來中等學校的教師，其中部分科系學生又是學授 輔導教師的主要來源，因此，這些輔導相關科系的學生會比非輔導相關科系的學生有更好的自我肯定 表現。以上的這些推論是否能移成立，實有待進一步的研究誼實。此外，本研究者所感興趣的是對於 低自我肯定之師大學生，是否能有一套訓練課程有效的幫助這些有心求助的學生，改善其自我肯定性 ，使其畢業後，對於其即將擔任的教學工作更能勝任，更具信心。以上這些問題乃是激起本研究之動 機。 =、研究目的 基於以上的體認以及為了驗證本研究者所做的推論，本研究的目的有三: 1.探討家庭環境因素、教育背景、性別與師大學生自我肯定性之關係。 2. 自家庭環攬因素、教育背景、性別以及者關的心理特質中找出能有數預割師大學生自我肯定性之 聲項。 3.喜考國外巳有的研究，研摸一套認知一一行為導向的自我肯定訓練課程，並以師大低自我肯定之

家庭環境因索、教育背景與夫學生自發肯定性之關係聲自我肯定訓練之效果研究

.

199 •

學生為受試進行實驗，以驗證其訓練放果。 主、有闋的理論基種

關於自我肯定的特質， Salter 是第一個提到自我肯定行為的學者，他認為自我肯定性(當時稽 之為 excitation) 是一種普遍的特質(R imm

&

Masters

,

1979)

，但最近的研究均發現這種理 論有缺點 (Emmons

&

Alberti

,

1983)

，因此，另有學者認為自我肯定不是單一的人格特質或傾 向，而是由與情境有闊的特殊行為所組成 (Eisler

et a

l.,

1975; Galassi et a

l.,

1981) 。換言之， 在某一情境中能表現自我肯定行為，在另一情境未必有自我肯定的意義。 Booraem

&

Flowers

(1 978) 認為個體在日常生活中所表現的自我肯定行為可由三方面來看，開個體在拒絕、請求與情感 表達三種情境中的表現。一個自我肯定的人，不但在上述這三種情境中能有適當的表現，更重要的 是，他也能尊重別人也有拒絕、請求和情感表達的權利。他們更進一步撞到:有些人不能表現自我 肯定的行為，可能的原因有三 (1)誤以為自我肯定行鑄就是攻擊性行為， (2)以前從未有過經驗，不 知如何表現， (3) 由於認知的干擾，行為上的缺陷或過去的懲罰和失散的經驗所造成的焦慮。另外， 經由不斷的、有系統的觀察與研究，許多行為科學家對於自我肯定行為的組成要素，已經有了一些結 論。 Hersen 等人 (1973) 的研究具體指出在表達自我肯定的陳述時，語文和非語文的自我肯定行 為都很重要，其中尤以非語文的行為更具重要性。而自我肯定行為的基本要素主要是針對非語文的組 成要素而言，這些組成要素包括:眼睛的接觸、談話者與對方之間的距離、身體的聲勢、手勢、面部 表情與頭部擺動、接觸(以上屬自我肯定的身體行為要索) ，另外，還有說話者兩句話之闊的間斷時 間的長短、聲調典音量、說話的情感、適當的時模和切題的談話內容等則均屬非語文內容 (non­

content

verbal)的自我肯定行為的組成要索

(Booraem

&

Flowers

,

1978; Alberti

&

Emmons

,

1970) 。由以上可知:自我肯定行為的表現方式，不只意謂我們談話的內容，還包括我們

說話的方式。在自我肯定的討論方面，不論是自我肯定訓練方案的安排或專論中，學者常將「自我肯 定行為」、「不肯定的行為」和「攻擊行為」這三種行為加以明確區分。一個不能自我肯定的人，在 各種社會情境中，往往缺乏自信﹒常常無法維護自己的權益，不能自然表達他們真正的情緒、情感和 各種需要，常會感到焦慮，當面臨重要抉擇時，又往往要別人替他做決定 (Reece

&

Wilborn

,

1980; Holland

&

Tarlow

,

19的〉。另外，

Holland

&

Tarlow

(1 980) 更指出這些不能自我 肯定、害羞的人，不分性別和年齡，均有一些共同的特徵，就是缺乏與人交往的社交技巧、有消極的 自我形象，無法自我表露;同時這些人在典人交談、維護己身權益和表示意見，拒絕別人方面有很大 的困難。至於攻擊性行為，有些人可能將它與自我肯定行為混淆，但就其外顯性與結果而言，兩者之 間有很大的差異 (Arko日，凹的)。雖然這兩類型的行為均能增加個體自發價值和表達內在之情緒， 但表現的方式卸迴然不同。簡言之，自我肯定行為的表現方式是基於互惠的原則，而攻擊性行為則是 唯利自己，破壞和諧 (Alberti

&

Emmons

,

1970) 。行為科學家對於個體自我肯定行為的關切， 並不止於對行為本質的綠解，其積極的意義更在於研究設計行為改變的策略，以改善個體不肯定的行 為。目前，常被採用的自我肯定訓練 (assertion training，以下簡作 AT) 便是一種用來幫助那 些在人際交往中適應不良、缺乏社交挂巧、容易產生焦慮，而且常常不知如何或不敢表達自己內在情 感和需要的人，提供其可行建議與練習經驗的行為改變策略。簡言之，部增進個體自我肯定信念與行 為的訓練策略 (Washinton，

1980; Hersen & Bellack

,

1978)

0 AT 的技巧，大部分是根據 Wolpe 在一九五八年所發表的「相互抑制的心理治療J

CPsychotherapy by Reciprocal

Inhibition) 理論及其有關的研究，少部分是很接

Andrew

Salter 於一九四九年所發表的「 制約反射治療J

(Conditioned Reflex

Therapy) 理論而來。此外 Moreno 的心理劇

(psychodrama)

,.

Kelly 的固定角色治療 (fixed-role therapy) 以及 Albert ElIi s 的理情

治療法 (rational

emotive

therapy) 等三位學者的理論也直接或問接地影響 AT 在技術上的 運用 (Rimm

&

Masters

,

1979) 。不論 AT 揉何種觀點，就訓練過程中接術之運用來看，其最

• 200 •

教育必理學報

主要的依攘仍以學習理論為主。至於 AT 的基本哲學是「表現自我肯定是個體的權利，不是義務; 但不論個體選擇的是什麼，他均須為這個選擇的後果負責任。 J

(Booraem

&

Flowers

,

1978) 。 由上述 AT 理論依攘之說明可知， AT 是一種應用粽合性接術的訓練策略，其主要說巧有三， 帥角色掛演 (role playing) 、示範 (modeling) 、社會酬賞與教練 (social

reward and

coaching)

(M

orris

,

1980) 但說整個過程來看，其實它就是一種行為演練的過程。 AT 的實

施程序，可能會因其強調的重點不同(行為導向讀認知一一行為導向) ，而有所差異，但無論揉用那 種觀點，均包含以下四個基本程序: (1)教導個體區分自我肯定行為、不肯定的行為、攻擊性行為等三 者之間的差異。 (2)幫助個體確認並接納他們自己和他人之權益。削減除阻磚自我肯定表現之認知和情 感方面的障礙。 (4)經由適當之演線，發展適當之自我肯定表現技巧 (Lange

&

Jakubows肘，

1976;

Jones

,

1980) 。本研究中 AT 的實施，係據認知一一行為導向的策略，除了根接上述的四個基本

程序外，並參考 Hammen 等人 (1980) 認知一一行為的實驗處理程序以及 Hall

&

Rose (1980)

所揉用的「行為演練的步驟」等綜合而成。 四、研究開圍 很據本研究的目的以及有關理論和文獻探討的結果，本研究擬探討下列的五個問題: H家庭環揖因素、教育背景、性別與師大學生自敢肯定性之關係為何? 且能有教預測師大學生自我肯定性之家庭環境因素、教育背景與有關的心理特質有那些? 臼師大輔導相關與非相關科系之學生在自我肯定性上是否有所不同? 個師大學生之自我肯定性是否會因生活經驗的累積，而在高、低年級之間有所不同? 個參加自我肯定訓練的師大低自我肯定學生在參加訓練之後，在自我肯定性及有關的心理特質方面 '與控制組比較，是否會有顯著差異? 罩、研究個扭 扭攘以上所擬探討的問題，本研究提出以下的假設: 1.家庭環境因索、教育背景、性別以及社會焦慮、白發接納和非理性信念等心理特質與師大學生自 我肯定性分數有顯著相關存在。 2.在不同家庭氣氛下 f高融洽和諧、低融洽和諧)長大之師大學生，因性別不同，在自我肯定性分 數上會有顯著差異。 3.不同性別的師大學生因其主觀知覺的父親管教態度不同(高接納高自由、高接納低自由、低接納 高自由、低接納低自由) ，在自我肯定性分數上有顯著差異。 4.不同性別的師大學生因其主觀知覺的母親管教態度不同(管教態度類別同價設三) ，在自我肯定 性分數上有顯著差異。 5. 師大學生因性別與家庭中主要管教者不同，在自我肯定性分數上有顯著差異。 6. 師大學生因性別與出生次序不同，在自我肯定性分數上有顯著差異。 7.師大學生因居住地區與性別不同，在自我肯定性分數上有顯著差異。 8.家庭氣氛、主觀知覺的父輩見和母蠶的管教態度、出生次序、主要管教者及居住地區等家庭環境因 素，可以有按預測師大學生自我肯定性分數。 9.不同科系類別(輔導相關與非相關科系)之前大學生，因年級與性別不同，在自我肯定性分數上 會有顯著差異。 10.科系類別、年級與性別等變項，可以有教預測師大學生自我肯定性分數。 11.社交情境焦慮、對批評的焦慮、社會焦慮、自我接納以及非理性信念(含六個因素及總分)等心 理特質，可以有放預測師大學生自我肯定性分數。 也不同自我肯定程度(高、中、低)之師大學生，因性別不同，在非理性信念(總分)、社會焦慮 及自我接納等心理特質分數，會有顯著差異。

家庭環境因素、教育背景與夫學生自我肯定性之關係暨自翁肯定訓練效果研究

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13. 自我肯定訓練實驗組受試在不同實驗階段(前、中、後)之評量，在自我肯定性(總分)、非理 性信念(總分)、社會焦慮及自我接納等心理特質分數，與控制組比較，除前測外，會有顯著差 異。 14. 自我肯定訓練實驗組受試，在後測及追縣研究時之自我放能主觀評量分數，會顯著地高於控制組 受試。 1丘自我肯定訓練實驗組受試在訓練實驗結束後兩個月再做追位研究時，在自我肯定性(總分)、非 理性信念(總分)、社會焦慮及自我接納等心理特質分數，與控制組比較，會有顯著差異。 六、名詞詮種與操作性電器 為使研究的結果便於說明，強將本研究所涉及的重要名詞及其樣作性定義，分別說明如下: 1.自我肯定性:係指個體能自然地表違其內在真實的看法、意見和情感及維護自己應有權益的態度 。在本研究中所謂的「自我肯定性J 係以受試在研究者所緝訂的「個人生活態度量表」全量表總 分表示。分數愈低，表示自我肯定性愈低。另外，本研究也提到三個有闊的名詞，分別是:

2

(1)高自我肯定組:係指在「個人生活態度量表」上總分高於 109 分者(即百分等級在67以上者〉。 (2)中自我肯定組:係指在「個人生活態度量表」上總分在94...，108 分之間者(郎百分等級在35...， 6 佰5之間者)。 (叫3釗)低自我肯定組:係指在「個人生活態廈量衰」上總f卦于低於9昀3分者(即百分等扭在3泊3以下者)。 信念量表 J (回非理性信念暈衰)上的得分衰示。分數愈高，衰示非理性信念的程度愈高。 3.社會焦慮:係指個體在社會情境中所產生的一種情緒，其特點是緊張不安，想逃避別人，喜歡獨 處，並且害怕受到別人的批評。在本研究中，社會焦慮是由以下兩部分的分數合成: (1)社交情境的焦慮:係指避兔與別人相處或交談，在社交情境中自覺有負向性的情緒，如緊張、 苦惱;讀自稱缺乏正向性情緒，如放輯、舒適等。在本研究中，係以受試在研究者修訂的「社 交情揖的焦慮量表J

(Social A voidance and Distress

Scale) 上的得分表示「社交情 境的焦慮」程度分數愈高，表示「社交情攝的焦慮」傾向愈強。 (2)對批評的焦慮:係指對別人評價的覺知，右躲避批評性場合以及預期別人對自己會有負評價 的傾向。在本研究中，係以受試在所修訂的「對批評的焦慮量表 J

(Fear of Negative

Evaluation

Scale) 上的得分代表。分數愈高，表示「對批評的焦慮」傾向愈強。 「社交情境的焦慮」分數和「對批評的焦慮」分數相加後的總分愈高，表示其「社會焦慮」程 度愈強。 4. 自我接納:係指對自己本身的優點和缺點兩方面的接納程度。本研究中，係以受試在「自我接納 量表」上的得分代表。分數愈高，表示自我接納的程度愈高。 5. 自我放能:係指對自己能掌鐘特殊情境的能力之評估。本研究參考 Hammen 等人 (1980) 兩 種評量自我放龍的方法之一，郎對某一情境自覺能有敷處理的程度。換句話說，就是在自九種不 同人物和五種負向的自我肯定行為所構成的矩陣表中，由受試自評對某一人表現某一自我肯定行 為是否能予以掌撞而使自己也感到浦囂。至於自評的方法則是在每一個「人物一一自我肯定行為 」相對廳的細格中以七點量尺方式評定，其形式為:

非常不確定 i

i

i

i

i

t

j 非常確定

最後則踩各細格評定之平均值作為自我放能的一種指標。至於所使用的評量衰，也是參考 Hammen 等人的設計，由研究者自行緝製一種包括六種自我肯定行為和十二種人物類別之評 量表。在評量表中其確定程度平均值愈高，表示其確定程度愈強，自我放能愈好。

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教育心理學報

6. 自我肯定訓練課程:係摺本研究所揉用來幫助師大低自我肯定學生的-種認知一一行為導向

(cognitive-behavioral

approach) 的行為改變方案。其課程內容之架構，主要係參考

Hall

&

Rose

(1

980)

,

Fodor

(1 980) 以及 Hammen 等人 (1980) 的訓練活動設計。本研

究中自我肯定訓練共有十次的訓練活動，每適一次，每次活動都有一個主題，這十次活動的主題 分別是: 付自我肯定基本概念、內涵介紹。 目個人基本權利澄清與確認。 白自我肯定的拒絕藝術說明與示範演練。 關個人拒絕情擅自我肯定的實際演練與有關問題討論。 因個人請求情境自我肯定演練與有關問題討論。 開對，自我肯定「情感表達」的認識與演練H 。 個自我肯定「情感表達」演練目。 例粽合演練與有關問題討論。 叫日常生活中自我肯定表現的自我報告與檢討。 的有關自我肯定表現的可能障再說明與個人現現評鐘。 :可法 -、研究對象 本研究包括兩部分，因其研究性質不同，因此，在研究對象之選取，也有所不同。今分別說明如

下:

付問卷調查方面 為配合本研究第二部分 AT 實驗對象還取時對照自我肯定性百分位數常模之需要，乃以分層立 憲取樣法 (stratìfied

judgmental

sampling) 自師大學生中，選取986人為常模樣本，並施予 「個人生活態度量表J '以作為制訂常模之依擾。本研究之施測係分兩梯次進行，因為第二梯次施測 所需時間較長，有部分直級因種種限制，無法權續施測，結果在第二次施測時，再自第一梯次的誨， 模樣本中說n得 674 人之間卷資料。經剔除賣料不全之間卷，最後得到 661 份有教卷。有關取樣之分配 情形，且表一。 要一本研究開卷施刻有敵軍撥人數分配要 、k ~ _日

計

_但5 4描

₆₆₁

家庭環境因索、教育背景與夫學生自我肯定性之閥係暨自我肯定訓練效果研究

•

203 •

口自敢肯定訓練方面 在第二部分的訓練實驗中，妥試之選取包括三個步驟: 1.制訂師大學生自我肯定性百分位數常模以為甄選實驗受試之依援。 2. 公開招募成員，計有56位師大學生報名，並自其中初步甄選其自我肯定總分之百分等級在40 以下者，為本實驗之預定受試，計有27位，其中男生11位，女生16人。 3.通知所有合於甄選條件之學生，召開事前協調會，確定成員分組與活動時間。最後經協調結 果，計有12位參加第一梯次的活動，其中男、女各半，其餘均列為第二梯次，計有 12位(包 括出席協調會的 11 位及未到場 1 位) ，其中男生 5 位，女生 7 位。本研究中，第一梯次之成 員即為實驗組，第二梯次者為控制組。 二、研究毆軒 本研究共分為兩部分，第一部分為問卷調查研究，第二部分為自我肯定訓練實驗研究。室主分別說 明如下: 研究一 問卷調查方面係據事後岡湖之研究設計，其有關之自費項與依變現有: H 自費項:分為三大類 A 家庭環攬因素:包括六個費項 1.家庭氣氛:係指妥試對其小時使(國小~園中階段)家庭的主觀感受。本研究係以受試在研 究者自編的「家庭氣氛問卷」上的得分，並取得其全體受試得分之平均數為區分家庭氣氛之 切截分數，受試之得分高於平均數者，劃歸「高融洽和諧組J '低於平均數者，、劉歸「低融 洽和諧組」。 2. 父親的管教態度:係指受試對其國小至高中階段所受到的父觀管教態度的主觀評定。本研究 係以受試在修訂的「家庭關係間各」第一部分父親方面的得分並予以歸類以區分不同的文親 管教態度。歸類標車係根據 Schachter 的觀點(引自 Kagan ，

1971

,

p. 161"'162)

,

以接納和自由兩個分數，分別為橫座標與縱座標，並以這兩個分數的平均數交叉為座標原點 ，將父親的管教態度區分為四個管教類別: (1)高接納一高自由:凡受試的接納與自由分數均高於平均數者。 (2)高接納一低自由:凡受試的接納分數高於平均數，自由分數低於平均數者。 (3)低接納一高自由:凡受試的接納分數低於平均數，自由分數高於平均數者。 (4)低接納一低自由:凡受試的接納和自由分數均低於平均數者。 3.母親的管教態度:係指要試對其國小至高中階段所受到的母說管教態度的主觀評定。本研究 係以受試在修訂的「家庭關係間忿」第一部分母觀方面的得分並依前面所述標準予以歸頰。 4.主要管教者:係指家庭中在管敢于女意見上的主要決定者。在本研究中共分為父親、母親及 父母共同協商等三種情況。 5. 出生次序:係指受試在其兄弟姐妹間的出生次序。本研究將出生次序分為長子(女)、中間 子(女)、么于(女)、獨子(女)。責料處理時，將獨子(女)劉歸長子(女)。 6.居住地區:在本研究中係指受試在高中(含)以前全家人所居住的地方之性質。分為都市( 指饒、省轄市)、鄉(村)鐵(以戶籍登記為單)兩績。 B教育背景因素:包括兩個變項 1.科系類別:本研究分為輔導相關科系(就師大科系而言，係指教育心理系、教育系及社教系 社工組)和非輔導相關科系(係指上述三系以外之師大各系)。

• 204 •

教育心理學報 2. 年級:本研究分為低年級(包括一、二年級)、高年級(包括三、四年級)。 c.性別:包括男生和女生。 臼依變項:在研究一所欲測量的依變項，包括以下四項 1.自我肯定性:係以受試在「個人生活態度量表」上全量表總分為代表。 2. 非理性信念:包括六個因素的個別分數與全量表分數等七個分數。 3.社會焦慮:包括社交情境的焦慮、對批評的焦慮，以及前兩者相加的總分。 4. 自我接納:以受試在「社會生活問卷」中「自我接納量表」上的得分為代表。 研究三 本研究第二部分自我肯定訓練的實驗係揉實驗組控制組前、中、後測之實驗設計，其有關之自變 項與依變項，分別是: H 自變項 在本實驗中的自費項係指「實驗處理」而言，亦即接受自我肯定訓練的為實驗組，未接受自我 肯定訓練的為控制組。 且依賽項 本實驗所欲測量之依變項，包括以下五方面: (1) 自我肯定性。 (2)非理性信念。 (3)社會焦慮。 (4) 自我接納。 (5) 自我放能。其中前四個依變項分別在受試報名參加時(代表前測階段)、正式訓練活 動第五次結束後(代表中測階段)、最後一次(即第十次)活動結束後(代表後測階段) ，以及活 動結束後經過兩個月再做追臨時(代表追眩階投)等四個不同時期各施測一次。因此，每位受試可 得到四個不同實驗階段的分數。至於自我被能方面的評量，研究者所感到興趣的是受試在實驗前後 與追臨時，在自我吾友能的主觀評定上是否有所改變。因此，每位受試分別在前測、接測和追眩研究 時各主觀評定一次，因此將有三個不同實驗階段的自我放能分數。 三、研究工具 為配合研究之目的，本研究用以蒐集資料與評量實驗教果之工具主要有下列幾種: 1.自編「個人生活態度量要」

本量表瀰製之理論構建主要係根接 Booraem

&

Flowers

(1978) 的觀點，即在社會情境中 可由三方面(拒絕、請求和情感表達等三種情讀) ，看出個體的自我肯定表現，並參考 Alberti

& Emmons

(1970) 對自我肯定行為的界定以及 Rathus (1973) 所騙的 Assertiveness

Schedule (RAS)

，編擬預試用量表題目計75題，經預試、項目分析，選取 CR 值在3.0以上之題 目計56題，並以主軸法進行因素分析，抽取特徵值 (eigenvalue) 大於 2 的因素，失得三個。各 因素淘汰因素負荷量在 .35 以下的題目，結果共選出 29題測量情感表達(1 0題)、拒絕(10題)、 請求 (9 題)等三個因素的題目，量表並定名為「個人生活態度量表」。本量表內容包括正、反兩 面之敘述旬，作答方法是由受試者視題目內容所教述的情況與自己目前符合的程度在「完全符合」 、「大部分符合」、「符合的較多」、「不符合的較多」、「大部分不符合」、「完全不符合」等 六種可能的選答中，在適當的答案下勾選。計分方面，反面敘述旬之計分，由「完全符合」至「完 全不符合」依序為 1

,

2

,

3

,

4 ' 5

,

6 分;而正面敘述旬之計分則依序為 6

' 5 ' 4 ' 3

,

2

,

1 分。本量表旨在試圖診斷低自我肯定性之行為類型，以作為輔導方向之參考，因此強調負向反 應的意義。換句話說，在本量表上的分數愈低，表示自我肯定性愈低，但偏高的分數，其意義不如 低分明確。本量表內容包括情感表達、拒絕、請求等三個因素，係經由正交轉軸的因索分析方法所 選得，而且這三個因素之性質與本量表舖製時之理論依攘餾合。因此，本量表應可視為具有建構放

家庭環境因素、教育背景與夫學生自說肯定性之關係暨自我肯定訓練效果研究

•

205 •

度 (construct validity) 。至於本量表之信度，在重測信度方面，係以46名師大學生為受試， 兩次測驗時間相隔十個月，所求得的重測信度為:情感表達 .55 '拒絕 .79 '請求 .70

'

自我肯定 總分為 .63 (P<.01)。至於內部一致性係數 Cronbachα ，分別是情感表達 .81 ，拒絕.間，請 求 .77 ，全量表 .68 。 2.社會生活問卷 本問卷包括兩個量衰，一為修訂大學生適用「社會焦慮量表 J '另-為修訂「自我接納量表」。 今分別說明如下: (1)修訂大學生適用「社會焦慮量費」

本量表係由研究者根據 David Watson 和 Ronald Friend 兩人在1969年所編製的 兩個分量表修訂而來。原量表分為兩部分:

(1)

r對批評的焦慮量表 J

(Fear o

f.

Negative

Evaluation

Scale，簡稱FNE) 28 題;

(2)

r社交情壇的焦慮量表J

(Social A voidance

and Distress

Scale，簡稱 SAD) 0

Watson & Friend

(1揭9) 發現， SAD 分數愈高

的人，愈傾向避兔社交活動，較少講話，容易擔憂，對社交關係缺乏自信;而 FNE 分數愈高 的人，則愈傾向於容易在受批評的情揖中變得緊張。原量表經過翻譯後，將 SAD 與 FNE 兩 類題目混合，經初步修飾並刪除題意相位之題目(只保留其中一題) ，計得40題。此外，並參 考楊國梅等人(民65) 所修訂的圈中生適用「社會焦慮量表」之設計，加入10個測量社會讀許

(social

desirability) 感受性的題目。題目經混合安排後，就成為一個包括50題的預試用社會 焦慮量衰，其中 SAD的題目有22題， FNE 的題目有 18題。預試量表揖「是」、「否」強迫勾 選方式作答。題目內容包括正、民兩面的敘述句。因為本量表之設計旨在測量社會焦慮的程度。 因此，計分時在正面敘述旬上答「是」者給 1 分，答「否」者給 3 分;相反地，在反面敘述旬上 答「是」者給 3 分，答「否」者給 1 分;凡未作答者，一律給 2 分。計分結果共可得到三個主要 分數，部社交情境的焦慮至于數，對批評的焦慮分數，及社會焦慮分數。分數愈高，表示其消極性 的反應傾向愈強。預定量表經過預試、項目分析並選取 CR 值在 3.0 以上之題目，最後自 SAD 量表中選取17題 'FNE 量表中選取16題，做為正式量表中的題目;並求出各題與該分量表總分 的相關， SAD 量表為 .34...67

(P<.01) ;

FNE 量表為 .31"'.65 (P<.01) 。至於 SD 量 表各題經項目分析結果，其 CR 值均大於3.0 ，因此原題均保留，並與 SAD 'FNE正式選出的 題目混合，定名為大學生適用社會焦慮量衰，共有的題。量表形式與作答方法，計分標車仍與預 試量表相同。由於本研究擬以此43題之總分作為社會焦慮之指標，所以進一步探求全量表之間部 一致性。結果求得全量表之內部一致性係數為 .95 。各題與總分的相關為 .57...73(

P <.0

1)

。至於重測信度方面，本量表係以 79 名師大學生為受試，兩次測驗時間相隔十一個月，所求得 的重測信鹿為 :SAD 量表為 .79' FNE 量表為 .76 ，社會焦慮為 .81 。 (2)修訂「自費按輸量要」 本量表係由研究者根攝林家典、吳靜吉(民 71) 修訂的「個人取向量表J

(Personal

Orientation Inventory

,

P01)中「自我尊重J (self-regard) 和「自我接受 J

(self-acceptance) 兩個分量衰再加以修訂成 17題，並自上述社會焦慮量表中選取 4 題，合併成包括 21題的預試用量衰，並將量表作答方式改為「是J 、「否」強迫勾選方式。量表內容包括正、反 兩面的故述句。計分時，在正面故述甸上答「是」者給 3 分，答「否」者給 1 分;在反面敘述句 上答「是」者給 1 分，答「否」者給 3 分;凡有未作答者，一律給 2 分。本量表之預試與上述社 會焦慮量表之預試是同時進行。但據預試所得資料進行項目分析，並棍攘項目分析的結果，選取 CR 值在 3.0 以上的題目，共得13題，其中 9 題係選自 POI (只保留題麓，故述重新修飾)

,

4 題係社會焦慮量表中的題目。由於所選出的這13題經計算各題與總分的相關，發現各題與總 分的相關均很高 (r

=.59-.77'

P<.01) 所以全部摔用作為自我接納量表正式題目 o 有閱本

• 206 •

歡育必理學報 量表之內部一致性係數經以594 名師大學生在量表上的作答結果求得Cronbachα=.90 。在重 測信度方面係以79名師大學生為受試，兩次測驗時間相隔十一個月，所求得的重測信度為 .76 。 另以林邦傑(民69) 所修訂的「田納西自我概念量表」中的「自我浦置」分數和「自我總分」為 教樣，並根攘44名師大學生的資料，求得本量表得分與自我浦意分數的相關為 .58 與自我總分的 相關為 .52 '均達 .01 的顯著水車。在本量表上得分愈高者，表示其自我接納的程度愈高。 因為社會焦慮量表和自我接納量裹在量表形式和作答方法上是相同的，因此，基於施測方便 之考慮，乃將上述兩種量表合併，成為一個包括52題的融合量表，並定名為「社會生活問卷」。 3.個人生活信念量要 本量表主要在於測量一個人的非理性信念。本量表之編製係參考張幸雄(民66)所編的「非理性 觀念量表」和Hartman (1鉛8) 所緝的「個人信念自按量表J

(I

ndividual Belief Checklist

Inventory)

(紀文群霄，民67) 兩個量衰，自其中選出代表不同非理性信念類型的題目共的題， 為瞭解所蝙邁的每一題目之合理程度，乃先將擁作為預試量表的題目請 18位輸研所研究生說每一題 評定其合理的程度，並以五點量尺方式作答， 1 表示非常不合理， 2 表示相當不合理， 3 表示中性

,

4 表示相當合理， 5 表示非常合理。然後求出每一題之平均值，平均值小於 3 者，定為負向題， 平均值大於 3 者，定為正向題，如平均值小於 3 萬大於 3 '但與研究者原擬題設計方向不同者，則 揖棄不用。最後選得54題作為預試量表題目。量表揉六點量尺方式作答，量表內容包括正、反兩面 之敏述甸。計分時，由「完全符合J 、「大部分符合」、「符合的較多」、「不符合的較多J 、「大部 分不符合j 、「完全不符合」等六個區分，正向屆時，依序為 1

,

2

,

3

,

4 ' 5

t 6 分;反向屆 時，依序為 6

,

5

,

4

t

3

,

2

t 1 分。預定量表經預試、項目分析結果，還取 CRI直在2.0以上 的題目，共得47題。為了確定本量表之因素內容，因此，再進行因素分析。結果抽得六個特徵值大 於1. 5之因素，並取因棄負荷量 .35以上者，結果還得六個因索(分別命名為逃避、完美主議、極端 優越感、依賴、宿命論、無助感)之題數，依序為12

' 10' 4 ' 6

,

3

,

2 題，其中有 3 題同時屬 於因素一和因素四，有 1 題同時屬於因素一和因素二。因此，全量表共有33題，也就是本研究中的 正式量衰題目。正式量表的形式、作答方法與計分擦掌和預試量表相同。本量表的計分結果共可得 到七個分數，間六個因素的個別分數和全量表的總分，分數愈高表示其非理性信念的傾向愈強。本 量表各因素中，除因素六因題數只有 2 題，以致內部一致性係數較低外，其餘各因素之內部一致性 係數均在 .60 以上。由於本研究擬以全量表總分作為非理性信念之指標，因此，進一步求得全量表 之內部一致性係數為 .88 0 另外，在重測信度方面，本量表係以79名師大學生為受試，兩次測驗時 間相隔十一個月，歸家得的重測信度依序為 .67 ， .鈕，

.35' .62' .52'

.21 ，全量表總分.由。除 因素六重測信度未達 .05的顯著水車外，其餘各因素之重測信度均達 .01 的顯著水車。 4.囂塵闢係問卷 本問卷包括兩部分: (1)父母管教態度問卷， (2)家庭氣氛問卷。今分別說明如下: (l)艾母管教態度問卷 本研究所據用的父母管歡態度問卷是研究者很攘黃堅厚等人(民6η 所修訂的「載于闢係問 卷J 之緝題設計(將問卷分為父子、母于問卷兩頰，每類分為愛護、拒絕、精神獎勵、物質懲罰 、寬鬆和命令等六個量表) ，並自初正平(民64) 所修訂的「親子關係問卷J 中選出相關之題目 計的題，加以修訂而成。而上述之「觀于闢係問卷」均是棍摟Roe

&

Siegelman 於1963年前

騙製的Parent-ChiId

Relation

Questionnaire. 加以修訂而來。 Schachter (1959) 認為

拒絕與接納之間以及限制與自主之間，各具有程度上的連續性，並可根接這兩組將管激態度區分 為四個類別。因此，在進行項目分析時，研究者將原量表中的愛護與拒絕這兩個分量表併成一訢 量衰，並定名為「關愛J 另外也將原量表中的命令興寬鬆量表合併成一個量衰，定名為 T 自由 」。其中關費量表共有12題，程項目:分析結果，發現各題在艾輯和母親兩方面之 CR值均在 3.0

家庭環境因索、教育背景與六學生自發肯定性之關係暨自發肯定訓練效果研究

.

207 •

以上。因此，將各題在父親和母親兩方面之高分組(得分最高的25佑的人)與低分組(得分最低 的25%的人)之平均數差異值相加選出其差異值之和較高的前10題，作為正式量表題目。也以同 攘的方法自自由量表中選出 10題。因此，本研究之父母管教態度問卷共有20題。(另有獎勵和懲 罰兩個量表各 5 題，亦一併修訂，但本研究中未使用) (2)家庭.飯問卷 本問卷是由研究者自緝。在本研究中，家庭氣氛係擋一個人對其家庭內家人(包括父母及兄 弟姐妹)之間彼此關心的程度，日常相處的情形以及對整個家的向心力等的鯨合心理感覺。研究 者將家庭氣氛區分為三種不同的情況 :0風捨和諧:係擋一個人覺得家帶給自己溫暖、家人按此 之間都很關心，岡到家會有一種舒適的感覺。代表正向的家庭氣氛。@冷漠平淡:係擋一個人覺 得自己的家人值此很少溝通，也不關心對方，對家的感覺是冷清的，代表負向的家庭氣氛。@緊 張衝突:係指一個人覺得自己在家里無法放鬆自己，父母時常吵架，兄弟姐妹之間時常發生爭執 而復此不退讓，對家的感受是吵吵鬧鬧的，代表負向的家庭氣氛。 研究者關根攘上述的三種情況分別加以命題，每一種情況各有預試題目 5 題，經預試及項目 分析結果，發現三種情況每一題的 CR 值均在 3.0 以上，故全部選為正式量表題目。因為上述兩 種問卷在量表形式與作答方法上是相同的，因此，基於實用之考慮，乃將這兩種間各加以合併並 定名為「家庭關係問卷」。至於本問卷之計分，在父母管教態度問卷方面，父親和母蠶的管教態 度依同樣的標準分別計分。其中關愛量表內「拒絕」和自由量表內「命令」等兩類題目，本研究 親為反向題。其餘各題則以正向題計分。分數愈高，表示父(母)親念其接納('自由〉傾向。在 家庭氣氛問卷方面，則以屬於「融洽和諧」之題目為正向題，其餘均說為反向題;計分結果，可 得一個總分，分數愈高，表示其家庭氣氛愈融洽和諧。至於計分標車，兩種問卷均依「完全一樣 」、「有一點不一樣」、「不太一樣」、「完全不一樣J 等四個區分，凡正向題依序計 5

,

4

,

2

,

1 分;反向題計 1

,

2

,

4

,

5 分;未作答者一律計 3 分。有關本問卷各量表中各題典語量 表總分之相關，根攘493名師大學生的資料計算結果，在父母管歡態度問卷方面，關愛量表母畫兒方面 的相關為 .53"'.74 ，父親方面為 .23'"

.57

;自由量表母親方面為 .44'" .師，父親方面為 .30"'.48 ，上述之相關均達 .01 的顯著水準。至於家庭氣氛問卷，各題與總分之相關為 .53"'.73

(p<.Ol)

。而本問卷之信度，在內部一致性方面，根接493名師大學生的資料，求得 Cronbachα 係數 關愛量表母親方面為 .83 '父現方面為 .78 '自由量表母費方面為 .75 ，父觀方面為 .70 ;家庭氣 氛問卷 .91 。重測信度方面，以 47 位師大學生為受試，兩次測驗時間相隔十一個月，求得其兩次 測驗分數的相關，關愛量表父輩兒方面為 .84 ，母親方面為 .84 ;自由量表父現方面為 .82 ，母現方 面為 .56 ;家庭氣氛問卷為 .86 ，均達 .01的顯著水車。 5. 自費撤離評量要 本評量表係研究者參考 Hammen 等人(1980) 評量自我欽能的方法而自行編製。主要的應 用是在自我肯定訓練的前測、後測和追院研究時實施，以暸解實驗組和控制組之受試在主觀的自我 故能評量方面的差異情形。其餘有關本評量表之說明詳見名詞詮釋部分。 四、實施程序 本研究之實施過程，可分篇章備、研究工具編修與訓練課程提定、實施問卷調查、自我肯定訓練 的正式實驗、訓練的立師與延續放果研究等五個階段。今分別說明如下: 付準備階段 研究者自研究主題確定後，間進行有關自我肯定及其訓練方面文獻的蒐集與閱讀。尤其著重各學 者對自我肯定的闢釋以及自我肯定訓練的架構、過程與實施方法等的描述。另外，更著手蒐集有關自 我肯定、非理性信念、社會焦慮、自我接納等心理特質的評量衰，以作為研究者緝製或修訂研究工具 的星星考。

• 208 •

教育心理學報 已研究工具諷修輿實驗輯程的擴建 經過一段時間之文獻蒐集與閱讀，研究者一方面積極進行各種研究工具的緝製興修訂，另一方 面則進行自我肯定訓棘的試探性研究 (pilot study) 。由研究者充任訓練員，將平日閱讀文獻的 體會和重點整理，付諸實際活動，以瞭解所擬定的課程之可行性以及在活動過程中可能會有的缺失 ，以便加以改進。自我肯定訓練試探性研究共分兩個楊次進行，第一梯次共有十遍的訓練活動，每 過一次，每次約兩小時。為暸解活動過程中的各種缺失，特總「自我肯定訓練團體評鐘表」在每次 活動結束後，發給成員當場填寫並交岡作為下一次活動的參考;並將當腕的活動情形與自我檢討做 成活動日諒。第二梯次試探性研究，主要是針對第一次活動所發現的缺失以及成員的鯨合建議，在 活動時間的分配和訓鍊課程的安排上做了部分的修正後，再預演一次，觀察研發現的缺失是否已有 改善。整個預潰的過程，像未實施正式的評量外，其餘均如同正式的實驗。在經過兩次的試探性研 究後，研究者將自我肯定首11線課程的內容再作仔細的機討興修改，並擬出正式實驗的訓練課程大綱 ，於當年暑偎，再撰寫詳細的活動設計。至此，正式的訓練課程始告全部定案。 臼實揖問卷圖畫 在研究工具蝠修完成後，接著說是正式實施問卷調查。本研究之問卷調查係分兩梯次進行，首 先是「個人生活態度量表 J '其次是「個人生活信念量表」、「社會生活問卷J '以及「家庭關係 問卷J 。 倒實施自我肯控制轉iE it實驗 研究者在正式的訓練課程全部定案後，間正式貼出自我肯定訓練招募成員的海報，招募對象限 師大學生、年級、性別不拘。報名時，讓給每位報名者一份「個人生活態度量表J '並要求當場填 寫後轍間以作為甄選之參考，正式實驗由研究者擔任訓練員。有關自我肯定割據正式實驗的實施過 程(即實驗組的實驗處理)均按自定程序進行，每過聚會一次，每次 120"'-'150分鐘，共計十次。至 於控制組各依費項之測量，其實施經過是: 1.前測:自我肯定性評量在報名時已實施。至於非理性信念、社會焦慮、自我接納及自我放能 評量，則於實驗組第一次活動實施後，同一週內以個別方式託專人將問卷轉交各受試填寫， 並請專人幫忙收間，共收岡 12份。 2. 中詢:研究者事先通知前測資料齊全之受試，量的日正式訓練活動前的第一次聚會，活動內容 為自我介紹與信任跌倒等與自我肯定訓練內容無關的活動，然後請他們當場填寫研究研需之 各種量表與問卷。因當晚只來了 9 位，因此會後再託人將 3 套間卷交給沒來的同學撰寫，結 果全數收岡。 3.後測:研究者亦事先通知各受試，請他們參加第二次聚會，這個時間也正是實驗組的最後一 次活動。亦即使測是與實驗組同時實施。當晚非實驗組同學束了 10位，其中有兩位係非控制 組之受試，另有 3 位缺席，會後託人將問卷轉交填寫，結果只收岡兩份。 尚自費肯定，自l鶴立割敷果和延續斂果研究 研究者在自我肯定訓練十次活動結束後，自Pi恨接實驗組與控制組之受試在前、中、後測三個階 投所得資料，進行訓練敷果的考驗。至於延續放果的考驗，也就是追聽研究，則是在訓練結束，再 經過兩個月，對於實驗組與控制組之受試，以個別方式託專人載以郵寄，將問急轉交各受試填寫， 結果實驗組全數收同(只發出 10份) ，而控制組只收岡 8 份(發出 10份)。問卷收岡後，間進行自 我肯定訓鍊延續投果考驗。至此，本研究之資料蒐集始告全部結束。 五、賀科分析 有閱本研究之資料處理，主要是利用國立臺灣師範大學電算中心的 Perkin-Elmer 3220 電子 計算擴及輔導研究研 HP 9825 桌上型電子計算攝進行計分處理與統計分析。至於每一受試在各量 表上得分如有缺失時，則利用 SPSS

CStatistical Package for the Social

Science) 的

家庭環讀因素、教育背景與夫學生自我肯定性之關係暨自我肯定訓練效果研究

•

，2ω-rMissing

ValueJ 控制卡在作統計處理時予以排除。最後得到 661份有放卷。本研究並以下列之

統計方法進行各項研究值設之考驗:

1.以「皮爾遜積差相關J

(Pearson Product-moment

Correlation) 統計法驗證骰設一中 有關教育背景、性別、家庭環境因素中的家庭氣氛、居住地區等變項以及有關的心理特質等與 師大學生自我肯定性分數的關係;另以虛擬變項多元週歸 (Dummy

variable Multiple

Regression) 統計法考驗家庭環揖因素中父觀和母親的管教態度、出生次序以及主要管教者等 變項興師大學生自我肯定性分數之關係。

2.以二因于獨立樣本單變項變異數分析 (ANOVA) 考驗假設二~七。 3.以三因于獨立樣本單變項變異數分析考驗骰設九。

4.以多元逐步姐歸分析 (Multiple

Stepwise

Regression) 考驗值設十、十一。

5.以虛擬費項多7f;~歸 (Dummy

variable Multiple

Regression) 統計法考驗蝦設人。 6.以 Finn的二因于獨立樣本多變項變異數分析 (MANOVA) 統計法考驗骰設十二。 1以 Timm 的二因于重援量數多變項變異數分析統計法考驗骰設十三。 8.以學因于單變項共變數分析 (Analysis

of

Covariance) 考驗~設十四。 9.以賀德臨 T2 統計法 (Hotelling's T2) 考驗服設十五。 以上各項統計分析均以 α=.05為錯誤率 (error rate) 之上限進行顯著性考驗。其中「單因于 、二因于及三因于獨立樣本變異數卦析」、「多元逐步越歸分析」等統計方法係利用 SPSS 程式進 行資料處理;其餘則使用師大歡育心理學系林清山教授研設計的程式進行統計分析處理。

結果

一、家庭環境因索、教育背景、性別及有醋的心理特質與師大學生自我肯定性之相關分析 表二是各變項與師大學生自我肯定性之相關資料。也表二可知:在家庭環境因素方面， r居住地 區」與自我肯定總分之間有負相關存在 (r =一 .053 ，

P<.05)

,

r母觀的管教態度」與自我肯定總 分之間也有顯著相關存在，其多元相關係數為 .13 (P<.Ol)。在教育背景與性別方面， r 科系類別 」、「性別」與自我肯定總分之間均有負相關存在 (r =一 .065 ，

P<.05; r

=一 .0眩， P<.O日，而 「年級」與自我肯定總分之間則有正相關存在 (r

=.13

1,

P<.001) 。至於有關的心理特質方面，自 表二資料顯示:社會焦慮、非理性信念(總分)與自我肯定總分之間均有負相關存在 (r =一 .528' r= 一 .278) ，而自我接納與自我肯定總分之間則有正相關存在 (r

=.477)

，且均達 .001 的顯著水 準。 要三各費項興師大學生自我肯史性之相關

正史

自我肯定總分

弋壘\福項函間\\學係~啦軍先

_,

聖

自我肯定總分

多關兀係相數 I

R2

I

自由度

F

值 1 科系頓別 一 .065*

年

級 .131料串 出生次序

.0287

.0008 2

,

657

.27

性

!;]U

一 .082料 居住地區 一 .053串 父親的管教態度

.0937

.0088 3

， 6描

1.

94

家庭氣氛 一 .007 社會焦慮 一 .528料* 母親的管教態度

.1339

.0179 3

， 6弱 3.99串串 自我接納 .47'71糊 非理性信念總分 一 .278'恥神 主要管教者

.0786

.∞62

2

,

657

2.04

車 P<.05 串串 P<.01 料*p<.001

• 210 •

教三有 It，理學報 三、不周書處環境囡竇立師大學生在自費背覽性土聾真的變風，處分析 有關受試在各變項上白說肯定分數之平均數、樣準益及有放取樣人數，詳見衰三。至於本研究中 六個家庭環境賽項與性別在自敢肯定分數上得分之變異數分析結果則見衰四。 費三六個重E唐璜攪費項在自費肯~~It上之平均融、攝掌聲及人數

玄宗主

平

均

數 標 準 差

_人

數 男

10

1.

84

18.83

69

父

_{高接納一高自由}

_女

₁₀

_1.

₂₄

18.69

183

現 l日 L

_101.40

_18.75

2招 男 1仿 .10

18.84

51

的 _{高接納一低自由}

_女

_{1位 .12}

18.31

86

合 _103.的

_18.54

₁₃₇

管 男 102. 弱

19.35

34

教 低接納一高自由

_女

_94.的

_16.29

m

J日L _97.自

_17.87

₉₃

態 男

102.73

17.13

63

度 低接納一低自由

女

1∞.28

18.的

116

l日L

₁₀

_1.

₁₅

_18.09

₁₇₉

男 101. 即

17.64

78

母 _{高接納一高自由}

女

1∞.71

18. 的

171

巍 i日L

1∞ .96

18.41

249

一一 男

106.45

16.81

49

的 _{高接納一低自由}

女

105.10

18.26

的 l目斗

_105.55

_17.66

₁₃₉

管 男 1∞ .10

18.79

31

教 低接納一高自由

_女

_97.71

_17.48

街 i曰L

_98.48

_17.85

偈 態 部 .24

₅₉

度 低接納一低自由 女 97.42

17.78

118

合 99.76

18.87

177

家庭環攪因素、教育背景與大學生自我肯定性之關係暨自我肯定訓練效果研究

.

211 •

京早已|平均數|樣一|人數

男

10

1.

69

17.40

79

的 長 子(女)

女

99.79

17.77

137

i日L _{1∞ .48}

_17.64

₂₁₆

生 男

103.50

17.臼

₇₁

中間子(女)

女

的 .96

19.22

209

次

J日L

_{1∞ .85}

_18.92

₂₈₀

男

104.71

19.09

65

序

a.

于 f女)

女

1∞ .61

17.35

100

l日L

_102.22

_18.13

₁₆₅

家 男

103.62

18.46

104

高融洽和諧

_女

_98.76

_18.17

₂₁₅

庭 j日』

_{1∞ .34}

_18.43

₃₁₉

氣 _男

103.85

17.51

120

氛 低融洽和諧

女

10

1.

07

18.44

222

I日L

_102.05

_18.14

₃₄₂

男

101.45

18.84

前 主

父

女

1ω.48

17.77

133

l日L

_{1∞ .86}

_18.17

₂₁₉

要 男 的 .97 16. 自

45

管 母

女

97.64

20.16

95

l日L _{翎 .39}

_19.07

₁₄₀

教 男

105.30

17.個

U

者 父母共同

_女

_{1∞ .58}

_17.67

₂₁₈

J日L

_101.89

_17.87

部2 居 男

104.93

18.30

87

都 市

_女

_101.15

_18.85

訪7 住 l日』

_102.10

_18.77

_組4 地 _男

_101.93

_17.83

₁₂₈

區 鄉 村 鎮

女

98. 自 17. 時

189

I日L

_99.91

_17.73

₃₁₇

• 212 •

教育必理學報 要回 性別具六個家庭環境變頂在自我肯建~數上街封之變異數房折結果

了精

A 因于

B

因于

AB 交互作用

白眼 IF 值 I

p

自版 IF 值 I

p

岫度|時 I ，p

父親的管教態度 3 ， 6自

2.45 >.05

1

,

653 3.76

>.05 3

,

_{653 .84}

i

_>.05

性 母親的管教態度

₃

_,

₆₅₃

_{3.66* <.05}

₁

_,

_{653 3.47}

_{>.05 3}

_,

_{653 .981>.05}

出生次序

2

,

655

.64 >.05

1,

655 6.55* <.05 2

,

655

家庭氣氛

_1.657

_{.19 >.05}

_1,

_{657 4.69* <.05 1.657 .351>.05}

主要管教者

₂

,

655

2.14 >.05

1,

655

到 6.29輛

_{<.01 2.655}

1.

74 >.05

居住地區

_1,

₆₅₇

_5.13*

,

<.05

1.657

5.8舍神

<.01 1

,

657 .07 >.05

....

由表四可知:自我肯定分數在六個家庭環撞費項與性別之間均無交互作用存在。當性別分別與出 生次序、家庭氣氛、主要管敢者及居住地區等變項同時考慮時，發現男生與女生之間在自我肯定牙數 上有顯著差異，就男女生得分之平均數而言，男生高於女生。而就家庭環境變項而言，經考驗結果發 現:在六個家庭環境變項中， r母親的管歡態度」與「居住地區」還兩個變項的各類別之間在自我肯

定分數上有顯著差異。其 F 值分別為3.66' 5.13' 均達 .05 的顯著水準。經以薛費民法 CScheff'e

method) 進行事後考驗發現:在母觀管教態度方面， r高接納一低自由」與「低接納一高自由」之 間以及「高接納一低自由」與「低接納一低自由」之間的平均數差異均達 .05 的顯著水準，其 F 值分 別為8.52' 7.84 。在居住地區方面，由表三資料顯示:在都市長大的大學生，其自我肯定分數高於在

鄉村鐵長大之大學生。

z

、不同性別、教育背景之師大學生在自我肯是世上差異的變異數~析 有關不同科系類別之學生，因年級與世則不同，在自我肯定分數上之平均數與標準差，詳見表五 。而不同科系類別、年級與性別之學生在自我肯定性上得分之三因子獨立樣本變異數分析結果則見衰 六。 要E 不同性別與教育背景定要試在自我肯踅分數上是平均數(M) 、標準畫(SD)及人數(N)

科

系

頓 ~Ij

輔

導

首草

非相

輔關

科 導系 A. 日

弋kil

M

低

_年

級

SD

N

高

年

級 低

_年

叫苦|

高

年

叫苦|

計|和

男 103.ω

18.17

26

110.29

18.37

24

97.88

17.65

84

107.13

17.61

94

103.49

18.39

225

女

99.54

18.20

125

104. 拇

18.44

135

95.49

18.15

103

100.03

17. 的

70

100.19

18.46

4品 I日L 1∞ .14

18.24

151

105.14

18.37

159

96. 時

17.93

187

104.10

17.87

164

10

1.

31

18. 印

661

計

家庭環境因素、教育背景與大學生自發肯定性之關係暨自發肯定訓練效果研究

費六

變 異 來 源 科系顛別 (A) 年紐 (B) 性別 (C)

AxB

AxC

BxC

AxBxC

誤差 全 體 神p<.01 科男E甄別、~級、性別等饗讀在自費肯定5t觀上是變晨，度分析描.;雙

SS

2前3.21 6171.目

2782.78

3.51

.03

切1.66

33.82

21品部 .06 22訂閱 .13 ***p<.∞1

df

1

1

1

1

1

1

1

653

晶。

MS

2前3.21

617

1.

50

2782.78

3.51

.03

50

1.

66

泊 .82 3甜.自

• 213 •

F

6.8伊* 18.79*紳 8.4戶*

.01

.ω

1.

53

.10

由表六可知:師大學生自我肯定分數在科系類蚓、年級和住到這三個變項之間並無交互作用存在 ，亦即本研究第九項服設無法得到支持。然而研究結果避現:在輔導相關與非相關科系之間，高、低

年級之間，以及男生與女生之間，均有顯著差異 (F

=6.89'p<.01 ;

F

=18.79'p<. ∞I; F 品 8.47

,

p<.01) 。 四、囂塵環境固，實預湖師大學生自我肯史性之多先通歸持研 為了瞭解家庭環境困索是否能有放預測師大學生的自我肯定性，本研究以六個家庭環境變項為預 測變項，以自我肯定分數為鼓標變項，進行多元迴歸分析，其分析結果見表七。

蜜七

投入賽項順序 母親的管教態度 主要管教者 父親的管教態度 家庭氣氛

出生次序

居住地區

*p<.05

六個家區環境費項頡測師大學生告體會置身歡定，先迴歸措析結果 多元相關

.1339

.1489

.1晶8 .1時8

.1622

.1訟。 料p<.01

RB

.0179

.0222

.。但6

.0246

.0泊3

.0269

RB 增加量 .∞4 .∞2

o

.002

.。α)6

自 自 _度

3

,

656

5,

654

8

,

651

9

,

650

日， 648

12

,

647

F

值 3.99料 2. 偈*

2.0

5*

1.

82

1.

59

1.49

由表七可知:在六個家庭環揖變項中，以「母觀的管教態度」這個變項即能預測師大學生自我肯 定性，其決定係數為 .018 ，連 .01 的顯著水車。換言之，以這個變項能解釋師大學生自我肯定分數 總變異的1. 8佑。另外，如再加入「主要管教者j 和「父親的管教態度」這兩個變項，雖亦能預測自 我肯定性，但因其對於總變異解釋的增加量不大，故不于考慮。 五、性闊、教育背景預測師夫學生自載有捏住之多先遲步遍11 5t析: 為了暸解性別和教育背景(科系類別、年級)是否能有教預測師大學生自我肯定性，本研究以性 別、科系類則和年級等三個變項為預測費項，以自我肯定分數為教標變項，進行多元逐步迴歸分析，

其分析結果見表八。

• 214 •

量t 育心理學報 要八性別、教育背景預測師大學生自費肯2Ê:ftlì之多完這步迴歸 ft折結果 投入賽項順序 多元相關 年級 .1615 性別 .1823 科系類別

.2126

料*p<.∞l

RS

.0261

.0332

.但由 RI增加量

.0261

.∞72

.0120

迴標歸車舔化

數

自由度 F 值

.1547

1 ， 6時 17.62:牌* 一 .1303

2

,

657

11. 扭轉* 一 .1186 3 ， 6時 10.3伊神 自表入可知:以年級、性別、科系類別這三個費項可以預測師大學生自我肯定性，其決定係數為

.045

'連 .001 的顯著水車。換言之，這三個變項可以解釋師大學生自我肯定分數總醫臭的 4.5 弱 。其中以「年報」費項最具預測力。 六、有關的心理特質預測師大學生自費肯捏住之多先還步過.ft析 為了暸解社會焦慮、自敢接納、非理性信念等心理特質是否能有放預測師大學生自我肯定性，研 究者以「社交情境的焦慮J (SAD) 、「對批評的焦慮J (FNE) 、「社會焦慮J (SF) 、「自我接納」

(SA) 以及「非理性信念J (包括總分及六個因索的得分，以 BTOT

þt

Bl""Be 為代表)等心 理特質為預測變項，以自我肯定分數為教標變項，進行多元逐步迺歸分析，其分析結果見表九。 要九有關的心理特質預測師大學生自費背建ftlt之多先運步迴歸分析結果 拉入費項順序 多竟相關

_RI

_R

1_{增加量 自由度 總F值}

SF

.自2

.283

.283

1，自8 259.3伊牌

B

,

.574

.330

.047

2

,

657

161. 4伊紳

Bs

.邱5

.342

.012

3 ， 6時 113.8伊紳

Ba

.的2 .描2

_.020

4 ，街5 92.98:恥牌

SAD

.611

.374

.012

5 ，自4 78.11紳*

SA

.617

.泊1 .∞7 5 ，自3 的 .94*'牌

Bs

.618

.382

.001

7

,

652

57. 鉗制嚐

Be

.618

.泊2 .∞o

8

,

651

50.30糊

BTOT

.618

.382

.∞o 9 ，筋。 44 .70'糊

B

1

.618

.泊2 .∞o

10

,

649

40.1伊紳

FNE

.618

.382

_.“

_m

11 ，但8 36. 鉗制呻 *牌p<.OOI 自衰九可知:以「社會焦慮」、非理性「依賴傾向」信念、「完美主轟」信念、「極端優越感」 以及「社交情攝的焦慮」等五個變項可以有數預測師大學生自我肯定性，其決定係數為 .374 ，這 .∞1 的顯著水車。亦即這五個變項可以解釋自我肯定總分總變異的37.4錯，其中以非理性「依賴傾 向」信念最具預測力，其次為「完美主羲」信念(這五個預測變項的標車化迴歸係數依序講:一 .112 認4' 一 .231' .144' 一 .228) 。如果自我肯定分數以 T為代表，則可得其原始分數最佳迴歸方 程式為:

Y=I56.89 一. 143SF 一 .975

B

,

-.584

B.

+

.713

Ba

一.

466SAD

家庭11讀因索、教育背景與大學生自主兒肯定性之關係暨自主兒肯定訓練效果研究

•

215

~ 七、不同自費肯建程度之師大學生在有關的心理轉賣方面之塾，尾的多費項費具數~析: 為了瞭解不同自我肯定程度之師大學生在有闊的心理特質方面是否會因佳則不同而有所差異，本 研究將受試之自我肯定性，分為高、中、低三組作為自變項的三個類剔，以社會焦慮、自說接納、非 理性信念(總分)等三個分數為依變項，揖用 Finn 的多變項變異數分析統計法進行統計分析。其分 析結果如表十一，而各組在各依變項上的平均數典人數分佈則見衰十。 費+ 各租費輯在社會無虛、自報被輯、非理性信念總吾吾土fI~z平均數(M)典人數(N)

于、官ξ

依 揮\-\1

〕主說斗坦aL墮I笠

低自我肯定 中自我肯定 高自我肯定

_1:ì"

_計

M

M

M

社 會 焦 廣

_70.59

的.扭

_55.23

₆

1.

₂₂

男 自 說 接 納 _{25. 倒}

₅₉

_28.50

₇₀

部 .52

₈₂

_{28.50 211}

非理性信念

_114.02

_110.49

_102.67

_108.44

社 會 焦 慮

72.97

65.43

55.59

65.16

女

自 我 接 納

_{24.10 162}

_{27.41 141}

部 .61

₁₃₂

_27.15

品5 非理性信 _念

_1:

_24.73

_109.08

_98.的

_111.73

l曰L _社 會 焦 慮

72.33

63.74

55.45

63.93

自 我 接 納

_~.S2

₂₂₁

_{27.77 211}

_{30. 自}

₂₁₄

_27.59

“

6

計 非理性信念

_121.87

_109.55

_100.16

_110.65

L 一 」一一 要+一 不聞自我背章程度與性別立曼u在各依費現上需分之多變萬變具數分析摘耳聖賢 來 軍

_SSCP

_df

_{行列式值!}

_A

-770.24

I QA+Q.I

.9777*

性 到 (A) 一 770.24 站7.38; 一6甜 .66

1

= 1.183714201 e 15

1個4. 竭 -629.的 扭曲 .45

(棚釘寸岫都鯽 16)

I Qfs+Q. I

.71的許牌 自我肯定程度 (B) 一 1個45.30 路31. 54 -13部3.07

2

= 1. 511951303 e 15

38527.16 -13883.07

別扭9. 前 自4.12 一 126.91

1 QAB+Q. I

-.9的6 一 一 1泊 .91

69.71

一 519.的

2

=1.173132336 e 15

203.的 一 519.80 晶37.97

(~酬阻叫 71

7，臨行

I Q. I

說 差 (e)

I

-307ω.71

18769.49 -34508.01

I

640

= 1.157373127 e 15

7自認 .32

-34508.01

12曲“4.03

(~輔1.27 如 16 叫)

總 和 (t) 一扭扭;2.16

22928.12 -49540.54

但5 1169位 .44

-49540.54

13伯192. 泊

*p<.05

恥牌p<. ∞1