中庸思維量表的編製

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研‧究‧筆‧記

中庸思維量表的編製

吳佳煇台灣大學心理學系林以正台灣大學心理學系本研究根據中庸思維的特色，進行中庸思維量表的編製。新編量表以「意見表達」的情境敘述做為依據，將中庸思維定義為「由多個角度來思考同一件事情，在詳細地考慮不同看法之後，選擇可以顧全自我與大局的行為方式」，並分別以「多方思考」、「整合性」、「和諧性」等三大向度撰寫題目。本研究共分為兩個次研究，研究一為量表編製與預試，參與者為 96 位台大學生；研究二為量表複試，並進行新編量表與楊中芳、趙志裕所編製的中庸量表的比較，參與者為 232 位台大學生。研究結果顯示新編之中庸思維量表具有良好的信效度。此外，在各項心理計量特性的表現上，新編量表亦優於楊中芳、趙志裕所編製的中庸量表，顯示新編的中庸思維量表較適合作為中庸思維研究的測量工具。 關鍵詞：中庸，心理計量分析，信度，效度 《本土心理學研究》，2005 年 12 月，第 24 期，第 247 ~ 300 頁

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本土心理學研究

一、前言

「中庸」是中國傳統文化中，一個非常鮮明且重要的哲學思想，它不僅是中國歷代以來的倫理道德觀念，也是一種思維方式。近幾年因為本土心理學的開展，中庸思維的研究逐漸從哲學的領域拓展到心理與行為科學的領域。黃囇莉（1996），趙志裕（2000），楊中芳（2001），鄭思雅、李秀麗及趙志裕（1999），以及 Peng 與 Nisbett（1999），都曾對中庸思維如何影響中國人的思考方式與行為進行討論。由此可見，「中庸思維」的研究在本土心理學開展的潮流中，是一個非常重要的議題。然而，由於心理學是個人層次的行為科學，因此在討論中庸文化對個人行為的影響時，了解個人受到中庸思維的影響程度，在進行實證研究時是非常必要的程序。因此，一個良好的中庸量表對研究者而言，可以說是必要的工具。楊中芳與趙志裕曾編製一份中庸量表（趙志裕，2000），測量中庸思維的三個向度，分別為：(1)以「中和」做為行動目標；(2) 認清複雜的互動關係，顧全大局；(3)執中－辭讓、避免偏激，為中庸思維的實證研究跨出了第一步。然而，雖然該量表的編製在測量構念上相當廣博，但在度量化方法以及測量效度上卻未盡理想。首先，就該量表的度量化方法而言，該量表共有十四題，每題包括兩種敘述，分別為符合中庸意涵的敘述與違反中庸意涵的敘述。施測方式則是請受試者先在兩種敘述中選擇一個較為同意的說法，然後再針對此一敘述在李克氏五點量尺上圈選對於該敘述的同意程度，分數越高表示同意該敘述的程度越高。例題如下所示（量表內容可參見趙志裕，2000）。 □ A 為了爭一口氣，有時候得豁出去。(違反中庸)

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中庸思維量表的編製 □ B 與周圍的人和睦相處是很重要的。 1 2 3 4 5 同意程度低 □ □ □ □ □ 同意程度高在計分方面，若受試者選擇符合中庸的敘述，則該題的分數便是五點量尺上所圈選的分數。若受試者選擇違反中庸意涵的敘述，則該題的分數是將受試者在五點量尺上所圈選的分數反向計分，若受試者選「5」則計為「1」。最後，受試者在十四項題目的平均分數，便是受試者所具有的中庸傾向程度。如此的度量化方式看似合理，但實際上卻具有相當大的缺失。其主要缺失在於，選擇符合中庸意涵的敘述，且在五點量尺上選擇「5」的受試者，其得分與選擇違反中庸意涵的敘述，而在五點量尺上選擇「1」的受試者的得分相同，皆為五分。換言之，此計分方式是把「同意符合中庸敘述」的程度與意義，等同於「不同意違反中庸敘述」的程度與意義。然而，此二種不同的作答歷程與意義是否完全相同是值得懷疑的，尤其當符合中庸的敘述與違反中庸的敘述不具對等性時，此二種作答歷程便可能具有不同的心理意義（廖玲燕，1999），而且此情形下所得出的加總分數，也難以解釋。此外，在效度研究方面，趙志裕（2000）利用因素分析的方式來了解該量表的因素結構，他指出由於第一因素具有將近 21.6%的解釋變異量，相較於第二與第三因素 8.5%與 7.3%的解釋變異量高出許多，因此認為該量表具有單一的因素結構。然而，這樣的考量非常不恰當。第一，因素數目的選擇不該只用因素的解釋變異量來判定。這是因為因素分析的主要目的，是在承認有測量誤差的情形下，嘗試利用少數的潛在因素來解釋變項之間的相關，其所關心的

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本土心理學研究是變項之間的相關程度，而非變項之間的變異量。此外，就測量程序來看，各題目皆採用符合與違反兩種敘述進行測量，並假設兩種敘述方式是在同一個連續向度上，因而將違反中庸敘述的同意分數反向計分後進行加總，但是這兩種不同的敘述方式是否屬於同一向度，可能也需要商確。若兩種敘述屬於不同的向度，則該量表是否仍為單一因素，也必須進一步確認。再者，趙志裕（2000）利用「儒家傳統道德價值觀」、「私我意識」、「公我意識」、及「社會讚許程度」作為效度檢驗的關聯效標，並指出中庸思維與「儒家傳統道德價值觀」、「私我意識」應具有正相關，而應與「公我意識」、「社會讚許程度」無關。雖然其研究結果符合預期，但趙氏卻未說明為何中庸思維應與公我意識與社會讚許程度沒有相關，且此一結果也不符合趙氏對中庸思維特色的論述。根據趙志裕（2000）的論述，個人在運用中庸思維時，會不斷監察環境中的變化，留意自己的行動是否背離了「和」的目標，並透過自省調節自己的行動，且在解決糾紛時，會考慮多種立場和不同觀點，採用顧全多方面利益的處世方法，且容易選擇讓步。換言之，在中庸思維的運作下，個人不僅必須對內在自我有所察覺與調整，對於外在自我的行為表現也必須根據外在環境的不同而有所改變。因此，中庸思維不僅隱含了個人對內在自我的私我意識，也包括了個人在不同環境中的外在自我表現的調整與覺察，因此就相關統計而言，中庸思維與公我意識也應該具有正相關。此外，就中庸思維的特色而言，研究者認為當個人為了考量所處情境的和諧性，為了在分歧的意見中找出整合的共識時，個人在某種程度上會刻意掩飾某些可能造成衝突的事件，或者可能透過社會所讚許的價值來解決分歧的態度與意見。所以，研究者認為中庸思維在

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中庸思維量表的編製某種程度上應包括了社會讚許的影響，在相關統計上，中庸思維應與社會讚許程度具有某種程度的正向關係。根據上述的討論，研究者認為楊中芳與趙志裕（趙志裕，2000）所編製的中庸量表可能無法確實地與有效地測量個人所具有的中庸傾向。因此，本研究將重新編製一份中庸思維量表，以不同的度量化方法進行測量。此外，有鑒於趙志裕（2000）所採用的「公、私我意識」、「社會讚許程度」的測量僅為正式量表中的少數題目，可能無法得到可靠的結果，本研究將採用完整的公、私我意識量表與社會讚許程度量表進行效度的分析。本研究分為兩個次研究，研究一為新編中庸思維量表的編製過程與預試，研究二則是以較多的樣本人數進行新編中庸思維量表的心理計量特性分析，並加入楊氏與趙氏所編製的中庸量表來進行兩個量表的比較。

二、研究一

本研究以中庸的意涵導出可操作性的中庸思維定義，並根據此操作定義進行測量項目的撰寫。我們首先針對中庸的內涵進行討論與整理，然後再進入中庸思維量表題的編製程序，包括測量項目撰寫、項目分析、信度分析與效度分析。（一）中庸的意涵對於中庸的討論可說是不勝枚舉，但詳細的回顧這些文獻並非本文的主旨。然而，對於中庸意涵的討論，可從徐克謙（1998）對於中庸意涵的整理，得到概括性的了解。徐克謙（1998）從「中」字的三種含義來解讀中庸思想，指出先秦用「中」的思想可以上溯到西周時代關於「刑罰之中」的觀念。在《尚書．呂刑》中，「士

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本土心理學研究制於百姓於刑之中」、「故乃明於刑之中」等「中」字，都是指執行刑罰要嚴格地中於法律（刑書）所制定的標準。而正因為「中」具有恰到好處地符合一定的標準的意思，因此標準本身有時也稱為「中」。而後，孔子將「中」的思想提升到倫理道德的層次，並對「中」的標準賦予了新的內容，即是以「仁」為核心，以「禮」為外在形式的倫理道德觀念。而《禮記‧中庸》則對「中庸」補充了「喜怒哀樂之未發謂之中」的含義，將「中」與人所固有的含而未發的內心狀態聯繫起來。換言之，「中」的要求，也就是禮的道德準則，是根源於人的內心。由此，徐克謙（1998）指出「中」貫通了儒家所謂的「內外之道」。一方面，「中」是內在的，指人內心的某種主觀態度，也就是含而未發的內在要求；另一方面，「中」又是外在的，也就是表現於外的行為的「中節」、合於禮。二者又是互相融合的，內心之「中」正是行為「中節」的前提，而行為的中節則是內心之「中」的外化。同時這個「中」也把人道與天道貫通了，因為它一方面是內在於人心，另一方面卻又是受之於天，是天所賦予的「命」，其實也就是指人之所以為人的內在和必然要求。而內心的「中」與外部行為的「中節」兩者的合一，《中庸》就稱之為「合內外之道」、「致中和」。致中和的結果不僅能使君臣父子各處其位，而且可以參天地之造化，使天地萬物各得其所。這就是中的作用，所以稱為《中庸》，因為「庸」有「用」的意思。所以《中庸》說：「喜怒哀樂之未發，謂之中；發而皆中節，謂之和。致中和，天地位焉，萬物育焉。」就完整的闡述了儒家的「中庸」學說。但是，徐克謙（1998）也論及，中庸並不是因為它處於兩極的中間，而是因為它合於內在之「中」與外在之「節」的標準，也就

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中庸思維量表的編製是說中庸並非是由中間性所決定的，絕對不是無原則的在對立的兩極間作折衷與妥協。因此，先秦儒家提出了「權」字來做為「中」的補充，「權」的意思本來是指秤錘，秤錘的位置是靈活的，根據不同的重量在秤桿上移到不同的位置，這個位置當然不會永遠處於中間，但卻永遠是處在一個適當的位置上，而「中」正是與「權」相互配合。最後，徐克謙（1998）提及，中庸是以仁的內在要求（本心、人性）為根本價值的依據，在外部環境（包括自然與社會環境）中尋求「中節」，也就是使內在要求在現有的外在環境與條件下，得到最適當的、過無不及的表達與實現，也就是「致中和」的境界。因此，從以上討論可以看出在整個中庸體系中，內心的「中」、外在的「節」以及最後結果的「致中和」，是最核心的概念。（二）中庸思維量表的編製程序綜合上述的討論，研究者認為「中庸」本身包含的範圍非常廣，在不同時代、不同背景以及不同學說的衍生與解讀下，也往往會產生不同的意涵。在其多樣的面向下，中庸所包含的議題當然不僅僅只是單純的指涉思考歷程而已，也可以包括道德良窳的定義、傳統角色義務的定位等。亦即，中庸是一個非常龐雜的概念，任何一個面向都可自成一個獨特的系統與脈絡，也因此，要在同一個文章或是單一的量表中，去定義與包含這些面向，是一個較難達成的目標。所以，為了具體的呈現中庸思維的特色，並且使量表對於個別差異效果的捕捉具有良好的信、效度，在初步進入浩瀚的「中庸」體系時，本研究僅先以不涉及內容的「思維歷程」著手，從簡單、清晰的概念且對心理學議題具有啟發的部分進行探索，以能清楚的展現中庸對華人心理與行為的影響力。

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本土心理學研究因此，整體而言，本研究所談論與定義的中庸思維較偏重於「人際智慧」的層面，相對地較少注重「自我修身」的道德層面。研究者雖然同意自我修身確實是中庸思維體系中一個重要的面向，然而要如何達到修身的境界，依然必須透過社會比較，在與他人互動的經驗中得到反思與昇華，以此為基礎再經過自制的修煉來逐漸的完成自己（楊中芳，1997）。因此，研究者認為「自我修身」是中庸的成果或目標，而不是中庸思維本身的運作歷程，兩者並非一體，而是有著目的與手段的關係。據此，在本研究中，中庸僅被定義在思維層次，而非道德良善的層次，且就測量目的而言，也不宜混雜兩個不同層次的面向於同一個測量工具之中，因此我們不針對道德良善或自修境界的內涵進行討論。換言之，在討論何謂中庸的時候，研究者僅以「中庸思維」作為切入點，強調的是個人在特定情境中思考如何整合外在條件與內在需求，並採取適切行動的思維方式，並不涉及個人所思考的內容與行為的善惡。誠如徐克謙（1998）所指出的「權」的概念，每個人心中都有一把尺，這把尺是個人用來衡量與評斷個人在不同情境中，該如何掌握與拿捏自我的角色與行為。而正因為每個人心中都有一把尺，所以在進行中庸思維研究的時候，重點更應該放在思維歷程本身的特色，而不是據以思維的「尺度」。而根據前節的討論，可以明顯的看出中庸的主要內涵是如何在不同的環境中權衡自己的表現與行為，此一特色也就是 Pye 所說的，中國人沒有「做什麼」的問題，只有「怎麼做」的問題（引自楊中芳，2001）。換言之，在中庸思維的體系下，個人所著重的是自我在不同環境中的權宜表現，而不是跨情境的道德標準的衡量與評價。據此，研究者整理出個人在不同環境中權宜表現的準則，其

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中庸思維量表的編製一為「權」，也就是認清外在的訊息與自己本身的內在要求，並詳加考慮，其所隱含的思維特質研究者將之命名為「多方思考」；再者為「和」，此特色包括兩個方面，其一為個人整合外在環境的訊息與內在個體的想法，其二為以不偏激以及和諧的方式做為行動的準則，此二特色所隱含的思維特質分別為「整合性」與「和諧性」。為了進行操作性的實徵研究，研究者將中庸思維定義為「由多個角度來思考同一件事情，在詳細地考慮不同看法之後，選擇可以顧全自我與大局的行為方式」。如此定義是因為中庸思維在意見衝突或紛亂的情境中更容易展現，因此選用「意見表達」的情境敘述來做為測量定義的依據，之後並依此情境撰寫測量題目。在量表編製的程序上，本研究首先根據中庸思維的三大向度，「多方思考」、「整合性」及「和諧性」，進行測量題目的撰寫，再利用項目分析的程序挑選較好的測量題目，之後則根據篩選後的題目進行信效度分析。信度分析包括了各向度與總量表的內部一致性信度與間隔兩週之再測信度。效度分析則包括了建構效度與效標關聯效度的分析。在建構效度方面，本研究將以探索性因素分析，以及中庸思維量表與其他相關構念量表的相關分析來進行建構效度的檢驗。根據中庸思維的內涵，個人在中庸思維的運作歷程中，除了會注意本身的內在要求外，也會依據外部環境來決定自己的行為表現，以達到「致中和」的境界。因此，研究者推論中庸思維的歷程除了包括個人對自我的內在情緒與感覺的意識外，也會在意自我的外在行為與他人對自我的印象，換言之，當個人的中庸思維程度越高時，其「私我意識」與「公我意識」的程度也越高。此外，本研究亦以「相依我」、「獨立我」作為建構效度的指

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本土心理學研究標，就相依我與獨立我的自我建構而言，研究者假設中庸思維應與相依我的程度具有正向的關係，但與獨立我沒有相關。這是因為在相依我的建構下，個人行為的重點在於調整與他人的關係，其內在態度會隨著情境脈絡而變化，且與重要他人的關係會引導著自我的知識與行為，使得個人在不同的脈絡之下會有不同的表現，且在自我定義時也會將重要他人以及與他人的關係一併納入考量。但在獨立我的建構下，個人所專注的是個體自身的需求、表現、態度、能力、感覺等，強調的是內在、私人的部分，認為個體是完整、自主的實體，是可以脫離情境脈絡而相當獨立存在的，且無論時間、環境為何，均會呈現一致性，因此在作自我定義時並不會納入他人和環境的因素，重點仍在於關注表達自己的想法和感受，而較少去在乎別人。因此，就中庸思維的運作歷程而言，當個人的中庸思維程度越高時，會傾向注重他人的感受，並且根據當時情境的需求去調整自己的行為表現，此一歷程與相依我的自我建構的特質相似，因此研究者認為中庸思維與相依我建構具有一定程度的正相關，但與獨立我建構無關。最後，在進行信效度分析後，本研究將利用「平衡式讚許作答調查量表」進行中庸思維量表的社會讚許程度分析。該量表包括「自我欺騙」與「印象粉飾」兩分量表，其中「自我欺騙」是指個人在自陳式測驗中給予誠實，但具有正向偏差的傾向，「印象粉飾」是指個人故意誇大社會期望的行為，而掩蓋非期望的行為。由於過去研究（Paulhus，1991）指出「自我欺騙」所測量的是人格特質的一部分，若加以排除則會減低量表與其他測驗的預測效度，顯示自我欺騙與測量內容具有相當密切的關係，不應加以排除。然而，就「印象粉飾」而言，過去研究則認為「印象粉飾」的變異量是需要控制

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中庸思維量表的編製的，尤其當印象粉飾在概念上與欲評鑑的特質無關，但仍對此特質的自陳得分產生作用時，應該對之加以控制。因此，本研究除了報告中庸思維量表與「自我欺騙」、「印象粉飾」的關係外，也將透過控制「印象粉飾」的效果，了解中庸思維量表與其他相關構念之間的相關程度是否有所改變。而關於中庸思維與「自我欺騙」、「印象粉飾」之間的關係，研究者預期中庸思維與「自我欺騙」應具有正相關，因為中庸思維程度高的人，能夠調節自我內在的期待與外在情境的要求，並且適時的展現出不同的自我角色，因此，對自我的社交能力將具有較高的評價（吳佳煇，2004），而此一自信將使得中庸思維程度高的人對自己持有正向的看法，因此也較容易具有「自我欺騙」的行為產生，亦即，在自陳式測驗中給予誠實，但具有正向偏差的傾向。而在「印象粉飾」方面，如同前言所述，研究者認為當個人為了考量所處情境的和諧性，為了在分歧的意見中找出整合的共識時，個人在某種程度上會刻意掩飾某些可能造成衝突的事件，或者可能透過社會所讚許的價值來解決分歧的態度與意見。據此，研究者認為中庸思維在某種程度也會與「印象粉飾」具有正向的關係。（三）方法 1. 受試對象與施測程序參與本研究的受試者為 96 名國立台灣大學修習社會心理學的學生，其中男性受試者 53 名，女性受試者名 43 名。本研究是以團體施測的方式進行，受試者以自行閱讀問卷內容的方式進行填答，平均填答的時間約需 20 至 30 分鐘。

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本土心理學研究 2. 測量工具中庸思維量表本量表是根據中庸思維的「多元思考」、「整合性」及「和諧性」等三大向度撰寫題目，各向度下有五題題目，總計 15 題。「多元思考」主要在測量個人在意見表達的情境中，從不同角度與想法進行思考的程度；「整合性」是測量個人將外在訊息與內在想法進行整合的程度；而「和諧性」則是測量個人在意見表達時，以不偏激以及和諧的方式做為行動的準則的程度。在量尺方面本量表採李克氏七點量尺進行測量，請受試者在量尺上圈選適當的分數，分數「7」為非常符合，「1」為非常不符合，圈選的分數越高代表受試者符合該陳述句的程度越高。自我意識量表本量表由陳麗婉、吳靜吉及王文中（1990）根據 Fenigstein、Scheier 及 Buss（1975）、Scheier 與 Carver（1985）的自我意識量表，翻譯改編而成，共計 20 題。量表中包括三個分量表，分別為「社會焦慮」、「私我意識」及「公我意識」。「社會焦慮」是指個人在他人在場時，害羞、不安及焦慮的程度。「私我意識」是指個人注意自己情緒、感覺等內在心理歷程的程度。「公我意識」則是指個人對自己外表、外在行為、別人對自己的印象等的在意程度。經中文修訂後，陳麗婉等人（1990）的因素分析結果顯示，除了社會焦慮保持不變之外，私我意識則可分為(1)了解自己內在感受的「情緒覺知」；(2)理解自己行為理由的「自我反省」兩個因素，公我意識可分為(1)在意自己外表儀容的「外表意識」；(2) 在意他人對自己的看法的「一般印象」等兩個因素。信度方面，陳麗婉等人（1990）的研究結果顯示，量表中各因素的內部一致性信度介於 .56 到 .84 之間，總量表間隔兩週的再測信度則為 .87。本研究採用「公我意識」、「私我意識」分量表，採李克氏七點量尺

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中庸思維量表的編製進行評量，「1」表示非常不符合，「7」表示非常符合，分數越高表示受試者符合該特質的程度越高，並計算「情緒覺知」、「自我反省」、「外表意識」及「一般印象」等四個自我意識的分數。由於本量表是從國外文獻中翻譯而成，其概念源自於國外在自我意識研究中所採用的定義與測量題目，在本土心理學研究的適切性上仍需持保留態度。雖然林以正、楊中芳（2000）曾針對華人的公我、私我意識的特色進行探討，但由於目前尚無正式的華人自我意識量表可供使用，因此，本研究暫採用國外發展的量表來測量自我意識的內涵。相依我、獨立我短式量表本量表是陸洛（2000）參考 Markus 與 Kitayama（1991）所提的相依我、獨立我概念，Triandis 與 Gelfand （1998）所整理的個人主義與團體主義的基本特色，以及 Cross、 Bacon 及 Morris（2000）所發展的「關係性互依自我建構」的概念所編製，包含相依我與獨立我兩個分量表。本量表建構於跨文化研究的理論基礎，並非針對華人本土心理特性而設計，在本土心理適切性上，並無法如實展現華人所特有的相依與獨立自我建構的向度。然而，本研究放進此量表的目的，在於檢驗中庸思維概念與跨文化研究中所提出的概念的關聯，因此，在缺乏本土性量表與為了與既有的跨文化研究概念進行溝通，本研究採用此量表作為研究的工具。本研究採用此量表的簡短版，其中相依我包括歸屬（belonging and fitting in）、符合個人社會角色（occupying one’s proper place）以及家庭融合（family integration）等三向度，共九題題目；獨立我包括了解內在屬性（realizing internal attributes）、追求自我目標（promoting one’s own goal）以及直接的行為方式（being direct）等三個向度，共九題題目。總量表共計十八題，量表採李克氏五點量尺進行評量，「1」表示非常不符合，「5」表示非常符合，分數越

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本土心理學研究高表示受試者符合該敘述的程度越高。計分方式則是將相依我與獨立我之下的各題分數加總，得出兩分量表分數。本研究之相依我量表的內部一致性係數為 .85，獨立我量表之內部一致性係數為 .73。平衡式讚許作答調查量表本量表是 Paulhus（1991）所發展的測驗，其中包括兩個分量表，其一為「自我欺騙」（self-deceptive enhancement，簡稱 SDE），指個人在自陳式測驗中給予誠實，但具有正向偏差的傾向；其二則為「印象粉飾」（ impression management，簡稱 IM），指個人故意誇大社會期望的行為，而掩蓋非期望的行為。在兩個分量表，正、負向題題數相同，各有 20 題。本量表採李克氏七點量尺進行評量，計分時先將負向題反向計分，之後則根據受試者填答極端值（6 或 7）的題數進行計分，只有選擇極端值時才計 1 分，使得誇張性填答的個人才會得高分，總得分範圍為 0 到 20 分。信度方面，過去研究顯示「自我欺騙」的內部一致性為 .68 至 .80，再測信度則為 .69；「印象粉飾」的內部一致性為 .75 至 .86，再測信度則為 .65。而本研究中，「自我欺騙」的內部一致性為 .72，「印象粉飾」的內部一致性為 .80。效度方面，過去研究顯示本量表具有良好的建構效度（Paulhus， 1991）。在此部分，雖然林以正、楊中芳（2000）曾針對華人的社會讚許概念進行分析與量表編製，廖玲燕（1999）的研究也針對華人社會讚許量表的議題進行研究，但因為此量表尚未完成，相關的信、效度研究尚未建立，因此本研究僅以 Paulhus（1991）所編製的量表作為本研究工具，而此量表的本土適切性也須有所保留。（四）結果 1. 項目分析本節首先針對中庸思維量表的各項目進行基本的描述統計分

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中庸思維量表的編製析，包括平均數、標準差、校正後之各項目與所屬向度之間的相關程度（單一項目與去除該項目後之向度總分之相關值）以及以十五題總分的 25%最高與最低分數者進行區辨力的分析，其中反向題已反向計分。各統計數值列於表 1。從「多方思考」向度來看，「決定意見時，我通常都不會去管別人怎麼想」一題在區辨力與向度間相關的表現較差。經過反向計 分後，其區辨力的 t 值並不顯著（t (49) = 1.64，p >.05），且向度 間相關也較低（r = .19），因此，在此向度中，我們將剔除此一項 目。剔除此項目後，其他四題項目與向度間的相關係數皆在 .30 以上。再者，就「整合性」向度而言，各項目不論在平均數、標準差、區辨力或是項目與向度之間的相關程度上，皆在合理範圍內，因此本向度將保留所有項目。最後，在「和諧性」向度方面，「就算可能產生爭執，我也會表達可能造成衝突的意見」一題與向度間的相 關程度為負值（r = -.15），顯示此題並不是良好的反向題，所以， 在後續分析中將剔除此一項目。剔除此項目後，其他項目與向度間的相關係數皆可達到 .50 之上。 2. 信度分析本節根據刪題後的各向度與總量表進行信度分析，其結果列於表 2。在內部一致性信度方面，「多方思考」向度的四個項目的內部一致性係數為 .62，「整合性」向度的五個項目的內部一致性係數為 .73，「和諧性」向度的四個項目的內部一致性係數為 .79，總量表十三題項目的內部一致性係數為 .87。再測信度方面，共有 46 位受試者在兩週後接受再測，「多方思考」向度的再測信度為 .64，「整合性」向度的再測信度為 .79，而「和諧性」向度的再測信度為 .78，總量表十三題項目的再測信

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本土心理學研究表 1 項目描述統計分析（ n = 96 ）平均數標準差區辨力 t(4 9 ) 校正後項目與向度間相關刪題後項目 _{與向度間相關} 多方思考意見討論時，我會兼顧相互爭執的意見。 5. 66 .87 4. 39 ** * .28 .36 決定意見時，我通常都不會去管別人怎麼想。 # 5. 20 1. 28 1. 64 ** * .19 --我習慣從多方面的角度來思考同一件事情。 5. 04 .96 5. 04 ** * .38 .47 在意見表決時，我會聽取所有的意見。 5. 85 .75 4. 82 ** * .43 .30 做決定時，我會考量各種可能的狀況。 5. 41 1. 01 4. 92 ** * .46 .52 整合性我會試著在意見爭執的場合中，找出讓大家都能夠接受的意見。 5. 49 .91 10. 9 9 *** .59 .59 我會試著在自己與他人的意見中，找到一個平衡點。 5. 20 1. 29 8. 03 ** * .65 .65 我會在考慮他人的意見後，調整我原來的想法。 5. 48 1. 11 4. 69 ** * .36 .36 我期待在討論的過程中，可以獲得具有共識的結論。 5. 50 .93 4. 96 ** * .43 .43 我會試著將自己的意見融入到他人的想法中。 5. 66 .90 6. 69 ** * .47 .47 和諧性就算可能產生爭執，我也會表達可能造成衝突的意見。 # 3. 25 1. 33 4. 61 ** * -.15 --我通常會以委婉的方式表達具有衝突的意見。 5. 61 1. 09 6. 50 ** * .51 .58 意見決定時，我會試著以和諧的方式讓少數人接受多數人的意見。 5. 50 .97 7. 10 ** * .42 .57 我在決定意見時，通常會考量整體氣氛的和諧性。 5. 50 .91 7. 05 ** * .48 .67 做決定時，我通常會為了顧及整體的和諧，而調整自己的表達方式。 5. 44 .97 8. 02 ** * .58 .67 註： ** * 為 p < . 001 ； #為反向題，已反向計分。

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中庸思維量表的編製

度為 .81。

3. 效度分析

在建構效度方面，本研究首先利用探索性因素分析進行分析。首先，MSA 指標（Kaiser's Measure of Sampling Adequacy）為 .84，顯示此量表項目相當適合進行因素分析的程序。因此，我們以疊代主因子法（principal factor analysis）粹取因素，並利用平行分析法（parallel analysis）選取可能的因素數目（圖 1）。平行分析法最早由 Horn（1965）所提出，其邏輯相當簡單，也就是利用觀察到的資料與隨機的資料進行相比，若觀察資料確實具有有意義的因素結構，則其相關矩陣的特性應與隨機資料相關矩陣的特性有所不同，並可依此判斷因素數目的個數。過去研究發現相對於其他用來評斷因素個數的方法，平行分析法的表現較佳（王嘉寧，2001；Zwick & Velicer，1986）。在做法上，簡單而言，平行分析是利用隨機常態資料的相關矩陣，求出該相關係數矩陣的特徵值。之後，在將此特徵值與觀察資料的相關係數矩陣的特徵值進行比較，觀察有幾個觀察資料的特徵值大於隨機資料的特徵值，依此來選取因素數目。正如同圖 1 中有兩條陡階線（scree plot），其中一條是觀察資料的特徵值，另一條是隨機資料的特徵值，根據兩條線的比較，可以明顯的看出中庸量表僅具有一個因素。

此單一因素模式的殘差相關綜合指標（ root mean square off-diagonal residuals，簡稱 RMSD）的數值為 .08，且各項目的因素負荷量（見表 2）也都在 .40 以上，其數值介於 .43 到 .79 之間，顯示單一因素即可有效的解釋各變項之間的相關程度，且各測量項目也相當良好。此外，若選取兩個以上的因素，在因素結構上則會顯示某些因素僅包含少數項目，表示可能選取了過多的因素。而且

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本土心理學研究 -2 0 2 4 6 8 10 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 因素數目特徵值樣本資料隨機資料圖 1 研究一樣本之新編中庸思維量表平行分析

不同因素粹取法，如最大概似法（maximum likelihood method）、主成分法（principal components method）所得到的結果也支持單一因素是較佳的因素結構。因此，根據各因素模式的分析結果，總量表十三題項目僅具有單一因素。除了因素分析之外，本研究亦透過中庸量表與其他相關構念量表的相關分析來檢驗中庸思維量表的效度。由於因素分析的結果顯示本量表僅具單一因素，且本研究在中庸相關構念的選擇上，是根據中庸思維的整體架構來進行考量，而非依據三個不同的向度概念，因此本節將三個向度平均分數相加成單一的中庸思維總分（可能範圍從 3 分到 21 分），然後以此總分與其他相關構念進相關分析。分析結果列於表 3。根據表 3 的結果，在自我意識方面，中庸思維總分與公我意識 的「外表意識」沒有相關（r = .18，p > .05），但與「一般印象」

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中庸思維量表的編製 表 2 因素分析結果（n = 96） 測量題目因素負荷量多方思考 （內部一致性：.62，再測信度：.64） 意見討論時，我會兼顧相互爭執的意見。 .45 我習慣從多方面的角度來思考同一件事情。 .43 在意見表決時，我會聽取所有的意見。 .51 做決定時，我會考量各種可能的狀況。 .52 整合性 （內部一致性：.73，再測信度：.79） 我會試著在意見爭執的場合中，找出讓大家都能夠接受的意見。 .71 我會試著在自己與他人的意見中，找到一個平衡點。 .79 我會在考慮他人的意見後，調整我原來的想法。 .46 我期待在討論的過程中，可以獲得具有共識的結論。 .47 我會試著將自己的意見融入到他人的想法中。 .63 和諧性（內部一致性：.79，再測信度：.78）我通常會以委婉的方式表達具有衝突的意見。 .61 意見決定時，我會試著以和諧的方式讓少數人接受多數人的意見。 .61 我在決定意見時，通常會考量整體氣氛的和諧性。 .69 做決定時，我通常會為了顧及整體的和諧，而調整自己的表達方式。 .75 總量表 （內部一致性：.87，再測信度：.81） 具有正相關（r = .28，p < .01）。此外，中庸思維總分與私我意識 的「情緒覺知」、「自我反省」具有正相關（r = .30，p < .01；r = .37， p < .01）。在相依我與獨立我建構方面，中庸思維總分與「相依我」 成正相關（r = .29，p < .01），而與「獨立我」沒有顯著關係（r = .17， p > .05）。 在其他變項的相關方面，「外表意識」與「一般印象」兩公我 意識分量表，具有正相關（r = .33，p < .01）；「情緒覺知」與「自 我反省」兩私我意識分量表，具有正相關（r = .55，p < .01）。而

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本土心理學研究 表 3 建構效度相關分析（n = 96） 公我意識私我意識相依我、獨立我項目外表意識一般印象情緒覺知自我反省相依我獨立我外表意識 -- 一般印象 .33** -- 情緒覺知 -.05 -.05 -- 自我反省 .08 .09 .55** -- 相依我 .03 .36** -.05 .00 -- 獨立我 .04 -.06 .39** .34** .08 -- 中庸思維總分 .18 .28** .30** .37** .29** .17 註：*p < .05，**p < .01。 相依我則與「一般印象」具有正相關（r = .36，p < .01）。獨立我 則與「情緒覺知」與「自我反省」兩私我意識分量表，都具有正相 關（r = .39，p < .01；r = .34，p < .01）。 3. 社會讚許程度分析本節利用中庸思維總分與「自我欺騙」、「印象粉飾」分數進行相關分析，以了解中庸思維量表與社會讚許程度的關係。結果顯 示中庸思維總分與「自我欺騙」、「印象粉飾」成正相關（r = .38， p < .01；r = .25，p < .01），表示個人的中庸思維程度越高，「自我 欺騙」、「印象粉飾」的程度也越高，符合研究者之假設。再者，如先前所述，「自我欺騙」所測量的是人格特質的一部分，若加以排除則會減低量表與其他測驗的預測效度，而「印象粉飾」的變異量是需要控制的，尤其當印象粉飾在概念上與欲評鑑的特質無關，但仍對此特質的自陳得分產生作用時（Paulhus，1991）。因此，為了進一步了解「印象粉飾」對中庸思維量表效度的影響，

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中庸思維量表的編製研究者利用淨相關分析，將印象粉飾的變異量進行控制，了解中庸總分與其他相關構念的關係是否有所改變，其淨相關數值列於表 4。在排除印象粉飾的變異量後，中庸總分與各指標變項之間的關係仍符合理論預期。中庸思維總分與公我意識的「外表意識」無關 （r = .15，p > .05），與「一般印象」仍具有正相關（r = .30，p < .01）。 此外，中庸思維總分與私我意識的「情緒覺知」、「自我反省」仍 具有正相關（r = .27，p < .01；r = .34，p < .01）。在相依我、獨立 我方面，中庸思維總分仍與「相依我」成正相關（r = .27，p < .01）， 而與「獨立我」沒有顯著關係（r = .10，p > .05）。 因此，本節結果顯示中庸思維量表在某種程度上，確實包含了「印象粉飾」的考量，但其所測量的內涵卻不僅於此，在排除「印象粉飾」的效果後，中庸思維總分仍與其他效標仍具有理論上的預測關係，顯示「印象粉飾」並不減損中庸思維量表的測量效度。（四）討論本研究根據中庸思維的兩大特色，「權」與「和」，進行中庸思維量表的編製。我們選用「意見表達」的情境敘述來做為測量定義的依據，將中庸思維定義為「由多個角度來思考同一件事情，在詳細地考慮不同看法之後，選擇可以顧全自我與大局的行為方式」，並根據「多方思考」、「整合性」、「和諧性」等向度撰寫題目。透過項目分析，本量表由最初的 15 題，修改為 13 題，其中「多方思考」向度有四題、「整合性」向度有五題、「和諧性」向度有四題。信度分析的結果顯示分向度與總量表的內部一致性與再測信度皆在可接受的數值範圍內，顯示本量表具有良好的信度特性。在效度分析方面，探索性因素分析的結果顯示本量表為單一因

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本土心理學研究 表 4 淨相關分析（n = 96） 公我意識私我意識相依我、獨立我項目外表意識一般印象情緒覺知自我反省相依我獨立我中庸思維總分a _.15 _.30** .27** .34** .27** .10 註：1. a 為控制印象粉飾後之淨相關值。 2.*p < .05 **p < .01 素，而非撰題時所設想的三向度概念。因此，在後續分析中，我們以次向度的加總平均分數作為中庸思維的總分，以總分進行效度分析。首先，在公私我意識方面，本研究採用陳麗婉、吳靜吉及王文中（1990）所翻譯的自我意識量表作為效標測量工具，其中在私我意識方面包括「情緒覺知」與「自我反省」兩者，在公我意識方面包括「一般印象」與「外表意識」兩者。相關分析顯示，中庸思維總分與「情緒覺知」與「自我反省」具有正相關，支持先前的推論，顯示在中庸思維的運作下，個人必須對內在自我有所察覺與調整。再者，中庸思維總分與公我意識中的「一般印象」也成正相關，與之前的論述相符，顯示中庸者亦會注意外在情境的訊息，以備自我行為的調整。因此，從此結果來看，中庸思維不僅隱含了個人對內在自我的私我意識，也包括了個人在不同環境中的外在自我表現的調整與覺察。然而，中庸思維分數與公我意識中的「外表意識」卻沒有顯著關係。研究者認為，在中庸思維的架構下，行動者在意的是個人的內在思緒與外在情境的調和，而個人儀貌並不是中庸思維必然考慮的因素。所以，就此而言，中庸思維與外表意識無顯著關係是可以理解且非常合理的結果，且此一結果亦可表示中庸思維量表具有區辨效度。而在相依我與獨立我方面，中庸思維分數越高者，其相依我的程度也越高，但與獨立我沒有顯著關係，亦符合理

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中庸思維量表的編製論預期。這些研究結果顯示中庸思維量表具有良好的效度特性。在社會讚許程度方面，中庸思維量表與「自我欺騙」與「印象粉飾」都具有正相關。然而，在排除「印象粉飾」的變異量之後，並不影響中庸思維與其他相關構念的相關型態與數值，顯示中庸思維量表確實具有測量效度。雖然在跨文化研究中，Shavitt與Johnson （2004）指出集體主義文化鼓勵「印象粉飾」，個人主義文化鼓勵「自我欺騙」的社會讚許歷程。表面觀之，此一論述可能隱含著中庸應與社會讚許策略中的「印象粉飾」具有正相關，而與「自我欺騙」無相關。然而，此一論述並不足以表示中庸應與「印象粉飾」具有正相關，而與「自我欺騙」無相關。主因在於Shavitt與Johnson （2004）的結論是在跨文化比較的情境下所得到的結果。換言之，集體主義與個人主義文化對於社會讚許歷程的影響，只是相對於彼此，強化其中某一歷程，並不表示集體主義文化下，個體僅採用「印象粉飾」的歷程，而個人主義文化下，個體僅採用「自我欺騙」的歷程。舉一個簡單的例子，「蘋果比橘子紅」，所指稱的是一個相對的概念，在此相對的比較下，研究者不能直接推論橘子沒有紅色的向度與強度。因此，研究者並不認為跨文化研究的結果可以直接表示中庸思維應與「印象粉飾」、「自我欺騙」僅具有單向的關聯。事實上，這樣的偏誤往往是跨文化研究結果的過度推論所造成的偏誤，而也正是本土研究取向所應該反省的重點。本文的重點乃是在討論「中庸思維」本身的概念，因此在檢視中庸思維與社會讚許程度之間的關係時，更應從中庸思維本身的構念與歷程進行討論，而不該將討論層次拉抬到一個較為廣泛、籠統的跨文化層次。再者，誠如先前所述，「自我欺騙」是指個人在自陳式測驗中給予誠實，但具有正向偏差的傾向，其所測量的是人格特質的一部

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本土心理學研究分，而不像「印象粉飾」的概念，表示個人故意誇大社會期望的行為，而掩蓋非期望的行為（Paulhus，1991）。在此論述下，中庸應當與自我欺騙具有正相關，因為中庸思維程度高的人，能夠調節自我內在的期待與外在情境的要求，並且適時的展現出不同的自我角色，因此，對自我的社交能力將具有較高的評價（吳佳煇，2004），而此一自信將使得中庸思維程度高的人對自己持有正向的看法，因此也較容易具有「自我欺騙」的傾向產生，亦即，在自陳式測驗中給予誠實，但具有正向偏差的傾向。就此而言，研究者認為中庸應與「自我欺騙」具有正向的關係，而不是無相關。且就本研究結果而言，中庸確實與「自我欺騙」具有正向的相關，支持此一論述。然而，由於本研究用來測量自我意識、自我建構以及社會讚許程度的量表都是由國外研究所發展，在本土適切性上或有疑慮仍待澄清，因此研究者在此也承認以上的結果與推論在本土化研究上，仍有其局限性。還有待未來研究進一步釐清。最後，在項目敘述方面，本量表保留下來的十三題項目中，所有項目皆為正向敘述題，在量表施測時有可能會造成「反應定勢」（response set）的疑慮。對於這樣的疑慮，研究者認為有以下幾個方向值得討論。就概念層次而言，要撰寫「中庸」的反向題，或是標定中庸的反向特質，是一件相當困難的事情。其主要問題在於，若「中庸」是隨時地而適當的調適自我想法與行為的思維，則落實到以行為為主的項目層次時，反向敘述的行為項目不一定就是違反中庸思維的原則。因為這些所謂的反向中庸行為，在某些情境中，也可能是個人考量各種可能之後，覺得最適切的行為。因此，以反向敘述去標定中庸的反向行為，並不是一個穩定的界定中庸概念的方式。也因此我們才僅以正向敘述的方式，直接的描述中庸是什

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麼，而不是去反面地標定什麼不是中庸。此外，在過去研究中也發現，華人對於正、負向敘述的敏感度較高，在不同的內容的量表中，例如自尊量表（樊景立與鄭伯壎，1997；Spencer-Rodgers，Peng， Wang，& Hou，2004）、樂悲觀量表（Lai & Yue，2000）、社會讚許度量表（廖玲燕，1999）等，都會發現正、負向敘述被分在不同的因素中，並且顯現出正負向分數都偏高的矛盾傾向。這顯示正、負向敘述影響的不僅是方法上的效果，而可能影響概念本身的意涵。因此，為了確切測量在研究者的中庸定義下的中庸概念，研究者最後僅以正向敘述的方式直接標定中庸的內涵。而關於可能產生反應定勢的疑慮，研究者認為，可以在量表中安插負向敘述的無關項目（filter item），如此即可避免受試者因為項目敘述的方向一致，而沒有專心作答的狀況。當然，在全為正向敘述題的情況下，中庸量表可能產生的疑慮亦包括，量表的單一因素可能是因為項目敘述的方法效果所導致，而非中庸意義的效果。關於此點，研究者認為若中庸量表所得到的單一因素的結果完全是因為方法的效果，則在效度分析中，就不會具有理論上的預測效果。然而，從研究一（與研究二）的結果可知，中庸量表與其他相關構念具有良好的效度特性，也符合理論預期，所以中庸量表雖然都是正向敘述題，但依然可以捕捉到中庸概念的意義。綜合以上結果，本研究所編製的 13 題「中庸思維量表」，具有良好的信效度。然而，由於本研究樣本人數僅有 96 人，受試者僅限於社會心理學課程的同學，並不是一個良好的樣本，因此研究二將增加樣本人數，以修習普通心理學的同學為抽樣對象，以確定本量表的心理計量特性。

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本土心理學研究

三、研究二

研究二的研究目的在於增加研究樣本的人數，並且同時施測楊中芳與趙志裕（趙志裕，2000）所編製的中庸量表以及其他相關構念的量表，除了再次確認新編中庸思維量表的心理計量特性之外，也將利用相關構念的相關分析來進行新編中庸思維量表與楊氏與趙氏的中庸量表在效度特性上的比較。根據研究一的論述，研究者假設中庸思維應與公我意識中的「一般印象」以及私我意識中的「情緒覺察」、「自我反省」具有正相關，但與「外貌意識」無顯著關係。此外，從相依我、獨立我的自我建構而言，先前研究一的研究結果顯示中庸思維與相依我具有正向的關係，顯示中庸思維確實與相依我的自我建構具有相似的特質，亦即，當個人的中庸程度越高時，個人會傾向注意他人的感受，並且將他人的感受融合在自我的意見或想法中。因此，本研究將以「自我包含他人程度」指標作為效標，進行兩中庸量表的效度檢驗，我們認為良好的中庸量表應與此指標具有正相關。再者，若以個人的自我表現而言，根據中庸思維的原始意涵，研究者認為中庸思維程度越高者，越能夠在不同的情境中，藉由觀察外在訊息與內省內在需求，適時的表現出不同的自我角色。因此，本研究以受試者主觀認為的自我面貌拿捏程度作為效標，直接詢問受試者「你知道在什麼情境下，會表現出何種自我面貌嗎？」與「你覺得你可以適當的拿捏不同自我面貌的表現嗎？」，並預期中庸思維程度越高者，其主觀報告的自我拿捏程度會較高。在分析程序上，本研究首先針對新編的中庸思維量表進行信度分析與因素分析，再針對楊中芳與趙志裕（趙志裕，2000）所編製的中庸量表進行信度分析以及因素分析，最後則是以公我意識、私

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中庸思維量表的編製我意識、自我包含他人程度、自我拿捏等指標，進行兩中庸量表效度分析，以比較此二量表與其他構念的關係是否符合預期之假設。（一）方法 1. 受試對象與施測程序參與本研究的受試者為 232 名國立台灣大學修習普通心理學的學生，其中男性受試者 104 名，女性受試者名 128 名，平均年齡為 19.8。本研究是以團體施測的方式進行，受試者以自行閱讀問卷內容的方式進行填答，平均填答的時間約需 20 至 30 分鐘。在去除漏答者後，本研究以 216 人的完整資料進行後續分析。 2. 測量工具中庸思維量表本量表為研究一預試後之版本，總計 13 題。量表採李克氏七點量尺進行測量，請受試者在量尺上圈選適當的分數，分數「1」為非常不符合，「7」為非常符合，圈選的分數越高代表受試者符合該陳述句的程度越高。計分方式是先分別求得三個向度中的項目平均分數，然後再將此三個向度的項目平均分數加總，得到中庸思維總分。中庸量表本量表由楊中芳與趙志裕所編製（趙志裕，2000），測量中庸思維的三個向度，分別為：(1)以「中和」做為行動目標； (2)認清複雜的互動關係，顧全大局；(3)執中－辭讓、避免偏激。此量表共有 14 題，每題包括兩種敘述，分別為符合中庸的敘述與違反中庸的敘述。施測方式則是請受試者先在兩種敘述中選擇一個較為同意的說法，然後再針對此一敘述在李克氏五點量尺上圈選對於該敘述的同意程度，分數越高表示同意該敘述的程度越高。計分時，就單題而言，若受試者選擇符合中庸的敘述時，則其分數為五

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本土心理學研究點量尺上的得分，若受試者選擇違反中庸的敘述時，則將其在五點量尺上的得分進行反向計分，最後則是以十四題的平均分數作為個人在中庸量表的整體得分。詳細的心理計量特性報告，可以參考趙志裕（2000）的研究。自我意識量表此量表與研究一所採用之量表相同，僅採用其中的「私我意識」與「公我意識」分量表，並採李克氏七點量尺進行評量，「1」表示非常不符合，「7」表示非常符合，分數越高表示受試者符合該特質的程度越高，計分時計算公我意識的「外表意識」和「一般印象」次量表分數，以及私我意識的「情緒覺知」和「自我反省」次量表分數。自我包含他人程度測量此測量是參考 Aron、Aron 及 Smollan （1992）所使用的自我包含他人量尺（inclusion of other in the self scale）。此量尺為七個重疊程度不一的兩個圓圈圖，原本 Aron 等人（1992）設計此量表時，是用於測量親密關係中個人認為與其伴侶的重疊程度，重疊程度越大表是個人認為與其伴侶彼此共享的感覺程度越高。而本研究則是更換指導語，將重疊區域視為是個人注意與融合他人想法與感受的程度，自我與他人的重疊區域越大，表示個體越能夠注意與融合他人的想法與感受，以此測量個人在普遍情形下與他人的相依程度。自我面貌拿捏度「自我面貌拿捏程度」的測量有兩題，其測量項目為「你知道在什麼情境下，會表現出何種自我面貌嗎？」與「你覺得你可以適當的拿捏不同自我面貌的表現嗎?」，此兩題採李克氏五點量尺測量，分數越高表示個人對其自我面貌的拿捏程度越高，此二題的內部一致性係數為 .69。本研究以此二題的平均分數作為個人自我面貌拿捏程度的分數。前置研究顯示此自我拿捏分

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中庸思維量表的編製 數分別與自我清晰度、社交自尊成正相關（r = .36，p < .01，n = 92； r = .38，p < .01，n = 110），顯示自我拿捏程度越高者，其自我清 晰度越高，社交自尊也越高，顯示此自我拿捏測量具有一定的測量效度。（二）結果 1. 新編中庸思維量表心理計量特性分析本節首先針對此研究樣本之中庸思維量表進行基本的心理計量特性的分析，包括項目分析、內部一致性信度分析以及探索性因素分析。在項目分析方面，各項目的平均數、標準差、校正後之項目與向度間相關以及以中庸思維總分的 30%最高與最低分數者進行區辨力的分析，各統計數值列於表 5。由表 5 可知，各項目之平均數皆介於 5.20 到 6.06 之間，標準差介於 1.00 到 1.25 之間。此外，各項目皆具有良好的區辨力，校正後之項目與向度間相關也都在 .40 之上，顯示此在向度之間的題目確實具有一致的構念。在內部一致性信度方面，「多方思考」向度的四個項目的內部一致性係數為 .69，「整合性」向度的五個項目的內部一致性係數為 .73，「和諧性」向度的四個項目的內部一致性係數為 .71，總量表十三題項目的內部一致性係數為 .87。在探索性因素分析方面，本研究重複研究一之分析程序，首先計算 MSA 指標，其數值為 .90，顯示此量表項目非常適合進行因素分析的程序。我們以疊代主因子法粹取因素，並利用平行分析法選取可能的因素數目（圖 2），結果亦顯示此量表僅具有單一因素。此外，此模式的殘差相關綜合指標（RMSD）的數值為 .07，顯示單因素模式可有效解釋變項之間的相關。各項目的因素負荷量列於

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本土心理學研究表 5 新編中庸思維量表項目描述統計分析與因素負荷量（ n = 216 ）平均數標準差區辨力 t(4 9 ) 校正後項目與向度間相關刪題後項目 _{與向度間相關} 多方思考（內部一致性： .6 9 ）意見討論時，我會兼顧相互爭執的意見。 5. 20 1. 09 11. 3 6 *** .50 .68 我習慣從多方面的角度來思考同一件事情。 5. 26 1. 22 9. 35 ** * .44 .48 在意見表決時，我會聽取所有的意見。 5. 42 1. 24 12. 0 9 *** .47 .56 做決定時，我會考量各種可能的狀況。 5. 48 1. 00 7. 63 ** * .50 .43 整合性（內部一致性： .7 3 ）我會試著在意見爭執的場合中，找出讓大家都能夠接受的意見。 5. 38 1. 19 12. 0 9 *** .49 .62 我會試著在自己與他人的意見中，找到一個平衡點。 5. 47 1. 07 12. 5 7 *** .41 .75 我會在考慮他人的意見後，調整我原來的想法。 5. 47 1. 12 7. 98 ** * .40 .51 我期待在討論的過程中，可以獲得具有共識的結論。 6. 06 1. 02 8. 59 ** * .50 .60 我會試著將自己的意見融入到他人的想法中。 5. 07 1. 07 10. 0 2 *** .45 .55 和諧性（內部一致性： .7 1 ）我通常會以委婉的方式表達具有衝突的意見。 5. 49 1. 25 10. 2 8 *** .48 .54 意見決定時，我會試著以和諧的方式讓少數人接受多數人的意見。 5. 31 1. 22 13. 0 4 *** .49 .66 我在決定意見時，通常會考量整體氣氛的和諧性。 5. 50 1. 14 8. 82 ** * .47 .58 做決定時，我通常會為了顧及整體的和諧，而調整自己的表達方式。 5. 63 1. 25 10. 6 3 *** .58 .66 總量表（內部一致性： .8 7 ）註： ** * 為 p < . 001 。

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中庸思維量表的編製 0 1 2 3 4 5 6 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 因素數目特徵值樣本資料隨機資料圖 2：研究二樣本之新編中庸思維量表平行分析圖表 5，其數值都在 .40 之上，介於 .43 到 .68，顯示各項目為良好的中庸概念測量項目。此外，若選取兩個以上的因素，在因素結構上則會顯示某些因素僅包含少數項目，表示可能選取了過多的因素。而且不同因素粹取法，如最大概似法、主成分法所得到的結果也支持單一因素是較佳的因素結構。因此，根據各因素模式的分析結果，此中庸思維量表確實僅具有單一因素。 2. 楊趙二氏之中庸量表心理計量特性分析本節針對楊中芳與趙志裕的中庸量表進行基本的心理計量特性的分析，與前節相同，分析內容包括項目分析、內部一致性信度分析以及探索性因素分析。在項目分析方面，各項目的平均數、標準差、校正後之項目與向度間相關以及以量表總分的 30%最高與最低分數者進行區辨力的分析，各統計數值列於表 6。由表 6 可知，各項目之平均數皆介於 3.36 到 4.25 之間，標準差介於 .82 到 1.09

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本土心理學研究表 6 楊趙二氏之中庸量表項目描述統計分析與因素負荷量 （n = 216） 題號平均數標準差區辨力 t（144） 校正後項目與向度間相關因素負荷量 1 4.14 .85 7.68*** .41 .54 2 3.67 .99 8.44*** .40 .52 3 3.77 1.02 6.53*** .32 .37 4 3.36 1.01 4.51*** .14 .13 5 4.25 .82 6.33*** .43 .49 6 3.72 .99 6.54*** .32 .35 7 4.15 .94 6.00*** .28 .38 8 4.13 .88 8.59*** .43 .54 9 3.36 .97 7.49*** .35 .41 10 3.48 1.09 4.40*** .18 .20 11 4.20 .82 5.64*** .27 .33 12 3.49 1.03 4.96*** .23 .25 13 4.14 .82 7.45*** .42 .51 14 3.79 .89 6.82*** .33 .38 總量表（內部一致性：.70） 註：*** p < .001，本量表之詳細題目請參照趙志裕（2000）。 之間。此外，各項目皆具有良好的區辨力，但校正後之項目與總分間相關卻不理想，其範圍從 .14 到 .43。在內部一致性信度方面，此總量表的內部一致性係數為 .70，達到可接受的範圍。在探索性因素分析方面，MSA 指標為 .73，顯示此量表項目尚可進行因素分析的程序。我們以疊代主因子法粹取因素，並利用平行分析法選取可能的因素數目（圖 3），結果顯示此量表僅具有單一因素，與趙志裕（2000）的結果相同。此外，此模式的殘差相關

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中庸思維量表的編製 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 因素數目特徵值樣本資料隨機資料圖 3 研究二樣本之楊趙二氏中庸量表平行分析圖綜合指標（RMSD）的數值為 .08，顯示單因素模式即可解釋變項之間的相關。然而，各項目的因素負荷量（參見表 6）卻不理想，其數值介於 .13 到 .54 之間，其中有三題題目的負荷量小於 .30。由於二因素以上的因素模式沒有比較清晰的因素結構，且不同因素粹取法所得到的結果也相去不遠。因此，根據各因素模式的分析結果，此中庸思維量表具有單一因素，但其部分項目並不是理想的測量項目。 3. 兩中庸量表與其他構念之相關分析本節將新編中庸思維量表總分與楊中芳、趙志裕的中庸量表總分和其他相關構念進行相關分析，以比較此二中庸量表的效度特 性。就兩中庸總分而言，此二總分雖為正相關（r = .27，p < .01）， 但相關程度並不高，顯示此二者雖然都在測量同一概念，但彼此共有的變異量卻不高。兩中庸總分與其他相關構念之相關值則列於表 7。在自我意識

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本土心理學研究方面，新編中庸思維量表與公我意識中的「外表意識」沒有顯著相 關（r = .01，p > .05），而與「一般印象」具有正相關（r = .15，p < .05）。此外，新編中庸思維量表總分與私我意識中的「情緒覺知」、「自 我反省」也都具有正相關（r = .40，p < .01；r = .32，p < .01），與 研究一的結果相同。然而，在楊趙二氏所編製的中庸量表方面，其中庸總分與公我意識的「外表意識」與「一般印象」都具有正相關 （r = .17，p < .05；r = .17，p < .05），也與私我意識的「情緒覺知」 與「自我反省」具有正相關（r = .14，p < .05；r = .14，p < .05）， 此一結果雖大致符合本研究的推論，但從此量表總分各項自我意識指標的相關值都偏低，與新編中庸思維量表相較，此量表在自我意識的預測效度較差。此外，在自我包含他人程度上，雖然兩個中庸總分都與自我包 含他人程度分數呈現正相關（r = .20，p < .01；r = .15，p < .05）， 但新編中庸思維量表的總分的相關值較高，且以兩中庸總分預測自我包含他人程度的迴歸分析顯示，僅有新編中庸思維量表的總分具有顯著的預測力（β = .17，t (213) = 2.46，p < .05），楊氏與趙氏 所編的中庸量表則沒有顯著的預測力（β= .10，t (213) = 1.45，p > .05），顯示新編中庸思維量表在自我包含他人程度上具有良好的建構效度。最後，在自我面貌拿捏程度方面，新編中庸思維量表的總分與 自我拿捏程度具有正相關（r = .22，p < .01），而楊氏與趙氏所編 的中庸量表則與自我拿捏程度沒有顯著關係（r = .04，p > .05）， 顯示新編中庸思維量表較能能預測個人在不同情境下的自我拿捏程度。在其他變項的相關方面，「外表意識」與「一般印象」兩公我

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中庸思維量表的編製 表 7 兩中庸量表總分與有關構念之相關分析（n = 216） 公我意識私我意識項目外表意識一般印象情緒覺知自我反省自我包含他人程度自我拿捏新編中庸思維總分 .01 .15* _.40** _.32** _.20** _.22** 楊趙二氏中庸總分 .17* _.17* _.14* _.14* _.15* _.04 外表意識 -- 一般印象 .26** _-- 情緒覺知 .22** _.32** _-- 自我反省 .16* _.42** _.56** _-- 自我包含他人程度 .16* _{-.02 .00}_{.05 --} 自我拿捏 .02 .01 .37** _.20** _{.01 --} 註：*為 p < .05，**為 p < .01。 意識分量表，具有正相關（r = .26，p < .01）；「情緒覺知」與「自 我反省」兩私我意識分量表，具有正相關（r = .56，p < .01）。然 而，與研究一不同的是，公、私我意識彼此之間亦具有顯著的相關程度，其係數從 .16 到 .42。在「自我包含他人」方面則與「外表 意識」具有正相關（r = .16，p < .05）。「自我拿捏」則與「情緒 覺知」與「自我反省」兩私我意識分量表，都具有正相關（r = .37， p < .01；r = .20，p < .01）。 （三）討論本研究以新編中庸思維量表與楊中芳、趙志裕（趙志裕，2000）所編製的中庸量表分別進行信度分析與因素分析，並且利用公、私我意識、自我包含他人程度指標以及自我拿捏程度指標作為效標，進行兩中庸量表的效度檢驗。就新編中庸思維量表的結果來看，總量表的內部一致性係數

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本土心理學研究為 .87，且校正後之項目與項度間相關也相當理想。在因素結構上此量表僅有單一因素，各項目的因素負荷量數值介於 .43 到 .68，顯示各項目為良好的中庸概念測量項目。此外，在效度方面，新編中庸思維量表的總分與「一般印象」、「情緒覺知」、「自我反省」等思維特質具有正相關，而與「外表意識」沒有顯著關係，符合本研究預期之假設。而且此量表分別與「自我包含他人程度」以及「自我拿捏程度」具有正相關，顯示新編製的中庸思維量表確實可以捕捉到關注與融合他人感受以及適當的拿捏自我角色的概念，具有良好的建構效度。然而，就楊中芳、趙志裕（趙志裕，2000）所編製的中庸量表而言，此量表的內部一致性係數為 .70，且校正後之項目與項度間相關也不是很理想。而在因素結構上，此量表亦為單因素結構，然而各項目的因素負荷量介於 .13 到 .54 之間，顯示此量表的部分題目並無法良好的測量到中庸的概念。此外，此中庸量表雖與「一般印象」、「情緒覺知」及「自我反省」自我意識特質具有正相關，然而，其與個人的「外表意識」也具有顯著的正相關，且各相關數值也較低。再者，此量表與「自我包含他人程度」的相關值較低，而且不能預測個人的「自我拿捏程度」，這些結果都顯示出楊中芳、趙志裕（趙志裕，2000）所編製的中庸量表其建構效度則相對地較弱。而在其他變項的相關方面，與研究一相較，除了兩公我意識分量表，與兩私我意識分量表，各自具有正相關之外，本研究的結果亦顯示公私我意識彼此之間亦具有顯著的相關程度。此結果的差異可能導因於樣本取樣的因素，研究一的樣本僅局限在社會心理學課程的學生，而本研究的樣本則以普通心理學的同學為研究對象，此

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樣本較為異質，因此所的到的結果可能會有些許差異。事實上，過去有關自我意識量表的研究也曾指出公、私我意識彼此間具有顯著的相關（如 Anderson，Bohon，& Berrigan，1996；Burnkrant & Page， 1984；Creed & Funder，1998；Fenigstein，Scheier，& Buss，1975； Nystedt & Ljungberg，2002；Ruipérez & Belloch，2003）。此外，「自我包含他人」與「外表意識」所具有的正相關，研究者則無特別的預期與解釋，且由於其相關程度也相當微弱，僅有 .16，此一關聯是否穩定還有待後續研究檢驗。因此，在本文中，先不針對此一結果進行探討。而「自我拿捏」則與「情緒覺知」與「自我反省」兩者的正相關，則顯示出個人在拿捏自我面貌與行為時，對於自我的內在知覺具有相當程度的關注與了解。總結而言，本研究新編的中庸思維量表在信效度分析上都顯著優於楊中芳與趙志裕（趙志裕，2000）所編製的中庸量表，顯示新編的中庸思維量表較適合作為中庸思維研究的測量工具。而除了上述的心理計量特性外，本研究亦將兩個樣本的資料總和，將 312 人的總樣本平均數與標準差的資料附錄於後，以供後續研究參考。由於總樣本人數僅有 312 人，其資料特性尚無法進行完善的常模報 告，若將百分等級、Z 分數等相關的常模分析資料進行報告，並無 助於其他研究的比較與參考。因此，待取得更多的樣本資料後，研究者將會針對此新編量表的效度特性再進行評估，並針對台大學生樣本進行更完善的常模報告，以供後續研究比較、參考。

四、綜合討論

本研究根據中庸思維的內涵，重新編製一份中庸思維量表。研

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本土心理學研究究者以意見表達情境為背景，將中庸思維定義為「由多個角度來思考同一件事情，在詳細地考慮不同看法之後，選擇可以顧全自我與大局的行為方式」，並依照「多方思考」、「整合性」、「和諧性」等三個向度進行撰題。經過項目分析的篩選後，共得出十三題項目，此十三題項目具有單一因素，並且具有良好的信效度，可作為未來進行中庸思維研究時的測量工具。然而，在測量工具本身的特性上與中庸思維概念的定義上，有部分疑慮值得在此澄清與討論，以下將針對不同的議題分節探討。本研究的主要目的在於考驗個體層次的中庸行為表現之個別差異是否能夠被穩定的測量。這是本研究最根本的預設，同時又牽涉到進行中庸思維研究時所採用的方法取向。即便是本研究為了使中庸之研究具有可行性，已然將其先局限為一種思維方式，然而它仍然是一個非常複雜且動態的思維歷程。在動態的社會情境中，個人不僅要持續的省察內在的自我感受與關切外在的環境需求與他人感受，更重要的是，要能夠調和內在與外在之間的落差，進而達到平衡、和諧的狀態。換言之，在內外調和的過程中，中庸思維所引導的是一個動態的思維模式。因此，研究中庸思維最終可能還是必須透過實驗法或者是事件紀錄法的方式進行研究，如此才能夠較為細緻地描述中庸思維的動態歷程，以及檢驗內在的運作方式，進而了解在特定事件發生的過程中，中庸思維的運作歷程與結果。然而，採用量表測量與調查研究法，強調的是從個別差異（individual difference）的變異程度來了解中庸思維運作歷程的效果。透過個別差異所產生的心理與行為變異，來了解不同程度的中庸思維者，其所對應的心理與行為表現為何。然而，此一取向是否具有可行性的主要關鍵則在於個人是否能

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中庸思維量表的編製夠察覺自己的思維特性，並且在中庸思維的評量上展現出對應的程度。根據過去關於自動化思維歷程的研究結果來看（鄭昭明， 2004），個人在處理社會訊息時，可大致分為「控制歷程」與「自動化歷程」，而此二者之主要差異是在訊息處理的過程中，外在訊息是否被主動及無意識的接收與解讀，或者需要個人投注認知資源有意識的去進行處理。研究者認為，以此區分來看，研究者主張中庸思維應是一個屬於控制歷程的思維，而非自動化的歷程。亦即，中庸是個人針對問題仔細斟酌拿捏的歷程，而不是無意識的習慣反應傾向。舉例而言，依據中庸的定義，當個人面對意見表達的情境時，高中庸思維者會嘗試聽取各方的意見，然後進行整合，最後採取和諧的行動。在這三個階段的歷程中，中庸思維者必須有意識的去處理他所聽到的、然後有目標的將他所聽到的外在訊息與內在需求進行整合，最後則是在眾多可能的行為中選擇一個最適切的行為方式，換言之，整個過程中，行為者必須有意識的處理他所接受到的訊息，而不是自動的處理這些訊息。因此，若個體確實地在意識的層次上處理這些訊息，那麼個體也同時應能主觀察覺與報告在整個事件的歷程中，他接收到何種訊息，採取什麼策略，以及達成何種目標。再者，在文化交互影響極為密切的現代社會中，台灣華人的生活世界中也同時的存在著多元的文化的衝擊。因此，在這樣的氛圍之下，個體並不會只純然的表現單一的文化行為傾向（Hong， Morris，Chiu，& Benet-Martinez，2000），也因此研究者以為面對這種多元的可能性，不同的個體會採取中庸的思維模式之傾向也會比過去的社會具有更大的個別差異。同時若個體在衝突的情境下採取了中庸的解決策略，這也極可能會是個體主動選擇的結果。基

中庸思維量表的編製