DOI：10.6251/BEP.20140709
男性性侵害循環的發生機制
＊
黃軍義
玄奘大學 應用心理學系 男性遭遇性侵害而轉變成性侵害加害人的現象，稱為性侵害循環。綜觀過去探討性侵害循環發 生機制的研究，欠缺理論論述，故本研究企圖從理論的觀點，提出影響性侵害循環發生的因子， 以補過去研究之不足。本研究提出四項影響性侵害循環發生的因子：知覺性侵害加害者具有正 向感受、遭遇性侵害獲得正向感受、形成男性氣概的危機、以及性侵害行為的可觸及性提高。 本研究的目的在檢證這四項因子是否為影響性侵害循環發生的因子。同時，過去研究常列舉的 家庭因素與遭遇性侵害的經驗史，是否為影響性侵害循環發生的因子亦在本研究檢證之列。本 研究以台灣台北與高雄監獄的受刑人472 位，以及桃園與彰化少年輔育院的收容少年 395 位， 共計867 位男性犯罪者為研究對象。採取無記名自陳式問卷調查法蒐集資料。研究結果發現： 影響少年犯性侵害循環發生的因子為知覺性侵害加害者的正向感受與性侵害行為的可觸及性； 在成年犯部分沒有一項因子對性侵害循環的影響達於顯著；在合併樣本方面，排除犯罪身份與 由誰扶養的影響後，性侵害行為的可觸及性對性侵害循環具有顯著影響，喪失男子氣概之感的 影響瀕於顯著。文末就研究結果的意涵、實務應用、及研究限制與未來研究方向進行討論。 關鍵詞：男性遭遇性侵害、性犯罪、性侵害循環 根據 Finkelhor（1994）彙整世界二十個國家具有代表性的調查研究顯示，男性在童年時期遭 遇性侵害的盛行率約在3%至 29%之間；Fergusson 與 Mullen（1999）整理相關文獻後指出，男性 童年被性侵害的盛行率在5%至 15%之間。由於各項研究調查的取樣及對性侵害界定的方式不同， 故所得到的調查結果並不一致。華人地區亦陸續出現這方面的調查，例如，胡淑貞與吳慧敏（2001） 針對花蓮市與台南市高中（職）二年級在學學生所從事的性侵害被害盛行率的調查（該研究將性 侵害界定為被強迫接觸性器官的經驗，包括：被迫撫摸性器官、被迫性交、口交或肛交），發現男 生遭遇性侵害的盛行率為9.3%。Chen、Dunne 與 Han（2004）以中國大陸四個省份的高中青少年 為樣本，發現在十六歲以前遭遇接觸或非接觸任何一種性侵害者在男生為10.5%。即使成年，根據 西方國家的研究報告指出，英國與美國的男性約有3%至 8%曾遭遇性侵害（引自 Turchik, 2012）。＊本文通訊作者：黃軍義，通訊方式：[email protected]。 本文感謝兩位匿名審查人所提寶貴意見，研究助理簡誼萍小姐的協助，及科技部的補助 （計畫編號：NSC 100-2410-H-364-014）
儘管男性遭遇性侵害的比例並不如一般人所想像中的低，但男性遭遇性侵害在國內是受到忽 視的議題。然而男性遭遇性侵害者承受著相當的痛苦，並損及其健康與幸福（Sigurdardottir, Halldorsdottir, & Bender, 2012）。Oddone Paolucci、Calgary、Genuis 與 Violato（2001）以後設分析 法整理出遭遇性侵害的影響，包括：創傷後壓力症候群、憂鬱、自殺、性雜亂、學業表現差、以 及由性侵害被害人轉變為性侵害加害人，最後一項稱為「性侵害循環」（sexual victim to offender cycle）。 性侵害行為除了一般認知上為一項對他人嚴重的侵犯行為，損及被害人身心健康，為社會輿 論關注與譴責外，還有可能製造另一位性侵害者與性侵案件。然而，性侵害循環並非指每一位遭 遇性侵害的男性皆會轉變為性侵害加害人，而是兩者的關聯在統計上達到顯著水準。從這層意義 上來看，有些男性在遭遇性侵害後成為性侵害加害人，而有些男性並沒有。因此，站在犯罪防治 的角度，為什麼有些男性在遭遇性侵害後會成為性侵害加害人，而有些男性並沒有，便成為研究 者關心的議題。 為釐清性侵害循環發生的機制，進而達到防制目的，過去研究曾探討此一議題。舉例而言， Salter 等人（2003）在回顧有關文獻後列出二十項可能影響性侵害循環發生的因子，包括：遭遇到 女性性侵害、身體遭受虐待、目睹家庭暴力、反社會行為、縱火、虐待動物、尿床、主要照顧者 忽視、監督不周、拒絕、因父母分離而造成的照顧間斷、與成人、手足、同伴間的關係、在12 歲 以前是否遭遇男性照顧者的虐待、女性照顧者的虐待、由同一位照顧者照顧的時間長短、12 歲以 前經歷過多少照顧單位等等。該研究比較性侵害循環組（即遭遇性侵害而轉變為性侵害者）與非 循環組（即遭遇性侵害而未轉變為性侵害者）在這些因子上的差異，結果發現，主要照顧者忽視、 缺乏監督、被女性性侵害、目睹嚴重家庭暴力、及曾經虐待動物，是影響性侵害循環的因子。 Lambie、Seymour、Lee 與 Adams（2002）回顧文獻後列出二十多項可能影響性侵害循環的因子， 包括：遭遇性侵害的類型、加害人是否使用暴力、與加害人的關係、加害人的性別、人數、以及 加害人是否企圖讓他有生理反應、被害人本身是否有性興奮反應、是否對此一性侵害事件有性幻 想及自慰情形、對被性侵害是否覺得愉快、青少年期的人際關係（例如朋友的數目、是否經常與 朋友接觸、社會接觸）、家庭及朋友對其情緒支持的程度（例如親友的支持、支持的類型、在危機 時所得到的支持、是否具有阻礙支持的因素如環境偏僻阻隔、不支持的父母、虐待的家庭環境） 等等。經由性侵害循環組與非循環組的比較，結果發現，較少從被性侵害經驗中得到快感、較少 對此一經驗產生性幻想及自慰反應、較常得到親友與社會的支持，是使得性侵害循環減少發生的 保護因子。Skuse 等人（1998）回顧過去文獻後列出十三項可能影響性侵害循環發生的因子：遭遇 家庭暴力、目睹家庭暴力、家庭拒絕、照顧中斷、同儕拒絕、憤恨、不認同父親、未能與男性長 輩形成依附、母親在童年曾經被性侵害、母親在童年曾經被身體虐待、母親憂鬱、不良的手足關 係、低自責內疚感。在比較性侵害循環組與非循環組在這些因子上的差異後，結果發現，遭遇家 庭暴力、目睹家庭暴力、及家庭拒絕，是影響性侵害循環的因子。此外，Glasser 等人（2001）利 用檔案資料檢視影響性侵害循環的因子，結果發現被女性親戚性侵害、雙親喪失、及同時遭遇家 庭內與家庭外性侵害，是影響性侵害循環的因子。Thomas 與 Fremouw（2009）統整過去研究發現， 將影響性侵害循環發生的因子歸納為以下五類：加害者的特徵（perpetrator characteristics）、被害者 的特徵（victim characteristics）、性侵害的特徵（abuse characteristics）、性侵害後的因素（post-abuse factors）、及家庭因素（family factors）。 從上述性侵害循環機制的研究及Thomas 與 Fremouw（2009）的統整，可看出何以這些因子會 影響性侵害循環的發生，在理論上並沒有詳細說明。例如，加害者的特徵、被害者的特徵、性侵 害的特徵、性侵害後的因素、及家庭因素為何會影響性侵害循環的發生，缺乏理論解釋。雖然有 研究者（Glasser et al., 2001）在其論文的討論中論述了幾項解釋性侵害循環的理論，但是這些理論 至今很少有實徵研究的驗證。有鑑於此，本研究將從理論觀點提出四項影響性侵害循環發生的因 子，說明這四項因子為何會影響男性性侵害循環的發生。這四項因子聚焦於男性被性侵害後所發 生的影響，如下：
一、知覺到性侵害者具有正向感受 遭遇性侵害者在整個過程中，或是過程之後，可能會知覺到加害者的情感反應。如果他的知 覺是：加害人具有快感，則不啻告訴他，性侵害他人的行為是一件令人感到愉快的行為。對於遭 遇性侵害者而言，若知覺到性侵害者具有正向感受，等於說明這項行為具有增強的性質，故較有 可能會仿效此一行為，而轉變成為性侵害加害人。這項假設奠基於社會學習理論。社會學習理論 主張，人們的行為常來自於觀察他人的行為，若觀察到他人的行為被獎勵，則仿效該項行為的可 能性較高，否則，較不會出現該項行為（Bandura, 1977）。性侵害行為本身是否會成為一項被模仿 的行為，要視它能否得到獎勵，如果察覺能得到獎勵，觀察者即有可能模仿。因此，本研究假設， 遭遇性侵害者若知覺到性侵害加害者具有正向感受，則較有可能會仿效該項行為，而轉變成為性 侵害加害人。至於遭遇性侵害者知覺到加害者具有正向感受的可能原因，雖並不在本研究探討之 列，但推測如下：性侵害行為是具有高度掌控性的行為，加害者處於控制者的優勢角色之中，而 被害者則是處於弱勢者的角色之中。對於男性加害者而言，他正喜歡或需要這種優勢與掌控之感， 而可能會在言語上或其他肢體行為上，表現出來，使得被害者知覺到。此外，被害者處於弱勢之 中，有可能更易察覺到加害者的優勢，而使得他認為性侵害行為是具有掌控與優勢的行為。 二、從被性侵害經驗中獲得快感 遭遇性侵害的經驗是否具有快感，是一項具有爭議性的問題。不過，Lambie 等人（2002）檢 視遭遇性侵害者產生快感的情形對性侵害循環的影響，結果發現，從被性侵害經驗中未得到快感 者，是性侵害循環現象的保護因子。由此可知，遭遇性侵害產生快感的情形，各參與者可能有不 同的反應。如果遭遇性侵害的男性，從被性侵害經驗中獲得快感，則有可能會從己身的經驗推論， 被性侵害者應該沒有什麼痛苦，反而可從性侵害中獲得快感，故較易由性侵害被害人轉變為性侵 害加害者。這項假設奠基於認知行為理論。認知行為理論主張，偏差性興奮的形成，是由於偏差 經驗與快感（增強）聯結，故日後對此一經驗產生正向想法，而重演此一偏差經驗（Glasser et al., 2001）。據此，本研究假設，遭遇性侵害產生正向感受者，較易由被害人轉變為性侵害加害人。 三、被性侵害的經驗導致男性氣概的危機 Garnefski 與 Diekstra（1997）指出，男性被性侵害所造成的影響，更甚於女性，它形成的特定 問題包括：性別角色認同的困惑與焦慮、不恰當的伸張其男子氣概的方式、被性侵害經驗重現包 括成為加害者或再度被害、內外化症狀如攻擊、自殺企圖、藥物與酒精濫用的產生，這些行為問 題皆多於女性被性侵害者。Dorais（2009）指出，男性被性侵害後，會質疑自己是誰、為何被性侵 害、性向正不正常、男性氣概是否有問題。上述研究結果呼應情感動力理論的觀點。情感動力理 論主張，遭遇性侵害的男性，會轉而認同性侵害加害者的行為，以擺脫自身遭遇性侵害的痛苦與 困擾；他可以從性侵害行為中，重獲掌控與優勢的男子氣概之感（Glasser et al., 2001）。本研究因 而假設，遭遇性侵害的男性愈覺得被性侵害的經驗剝奪了其男性氣概者，愈有可能想獲得男子氣 概之感，因此而認同性侵害加害者的行為，企圖藉由性侵害他人的行為，來重獲掌控與優勢的男 子氣概之感。
四、被性侵害的經驗使得性侵害行為的可觸及性（accessibility）增加
在資訊傳播發達的現代，透過觀察（或社會）學習性侵害的行為不難，除網路、影音媒體、 報章雜誌等之外，同儕團體或親友亦是學習管道，故不一定需要透過遭遇性侵害的親身經驗學習。
本研究認為，親身經驗的效應在於印象深刻（例如，畫面常回到腦海），故可觸及性會提高，這或
許是促成被性侵害者轉變成性侵害加害者的一項重要影響因素。過去研究亦證實親身經驗與訊息 的可觸及性之間的關聯（Rabinovich, Morton, & Postmes, 2010）。而這是目前社會學習理論未觸及 之處。亦即，社會學習理論強調性侵害被害與加害循環現象的發生是基於觀察模仿及受到增強， 但本研究認為認知理論中可觸及性的觀點，可能是解釋性侵害循環現現象的另一觀點。也就是說， 遭遇性侵害的經驗使得性侵害行為的可觸及性增加，使得性侵害行為盈繞腦際，在這種情況下， 會使得表現出性侵害行為的可能性增加。因此本研究假設，遭遇性侵害而使得性侵害行為的可觸 及性增加，是影響性侵害循環發生的因子。 上述四項中，被害人知覺到性侵害加害者具有正向感受而影響性侵害循環的發生，是依據社 會學習理論推導而來的因子；從被性侵害的經驗中獲得快感而影響性侵害循環的發生，是依據認 知行為理論推導而來的因子；遭遇性侵害而形成男性氣概的危機而影響性侵害循環的發生，是依 據情感動力理論推導而來的因子；遭遇性侵害使得性侵害行為的可觸及性提高而影響性侵害循環 的發生，是依據認知理論推導而來的因子。這四項因子及其理論基礎的提出，主要是依據本文研 究者過去研究的經驗及參考相關文獻（Glasser et al., 2001; Lambie et al., 2002）而來。本研究的主 要目的，在於檢證上述四項因子是否為影響男性性侵害循環發生的因子。這四項因子對性侵害循 環的影響如圖1 所示。 圖1 男性遭遇性侵害後轉變為性侵害加害人的影響因子 此外，本研究回顧有關文獻，可知家庭因素（例如，雙親喪失、家庭失功能、身體遭受虐待、 主要照顧者忽視）與遭遇性侵害的經驗史（例如，首次遭遇性侵害的年齡、加害人的性別、遭遇 性侵害的次數、遭遇性侵害的持續期間），亦是過去研究常列舉的影響性侵害循環發生的因子（請 見緒論），因此，本研究亦將檢視家庭因素及遭遇性侵害的經驗史，與性侵害循環的關係。
研究方法
本研究以橫斷式無記名自陳式問卷調查法蒐集資料。自陳式問卷調查雖然有研究參與者是否 會坦誠回答敏感性的問題，及回溯性資料的可信度問題，但目前犯罪學研究指出，研究參與者自陳的犯罪資料具有可信度（Farrington, 1983; Loza & Green, 2003）；同時，自陳資料可得知未被發 現的犯罪行為及被害經驗，這是無法藉由官方的犯罪資料得知者，故本研究將採取此一方法。過 去亦有不少研究採用自陳問卷調查性經驗及有關問題（Koss, Gidycz, & Wisniewski, 1987; Lambie, Seymour, Lee, & Adams, 2002; Lisak, Hopper, & Song, 1996; Malamuth, Linz, Heavey, Barnes, & Acker, 1995; Merrill, Thomsen, Gold, & Milner, 2001），證實此一方法具有可信度及有效性。
一、研究參與者與研究程序 本研究調查的對象包括男性成年犯與少年犯。基於同時具有性侵害被害及加害經驗兩者的一 般男性人數可能較為有限，故本研究選取上述犯罪樣本。 成年犯部分，針對臺北及高雄監獄的男性受刑人進行調查，這兩所監獄是目前國內指定為性 侵害犯強制診療的監獄，收容了不少性侵害犯。少年犯部分，調查桃園及彰化少年輔育院的男性 少年犯，由於性侵害行為的發生常形成於少年時期（Rich, 2003），故本研究亦蒐集少年犯的資料。 在研究程序上，首先向上述犯罪矯正機構提出問卷調查的申請，俟其審核通過後，赴各機構 進行施測（協同其調查人員）。研究者事先撰寫施測指導語，如此可達到施測過程標準化的目的。 施測之前，告知研究參與者本研究將嚴守保密約定、資料僅供學術研究用途、不會影響其任何權 益、在測驗過程中隨時可以選擇退出而不會對其有不利影響。在上述研究倫理的保證之後，願意 接受本研究問卷調查的參與者，請其在同意書上簽名。 本研究函請臺北及高雄監獄各隨機抽取該監妨害性自主罪者150 人，其他犯 100 人。其中在 妨害性自主罪犯方面，台北監獄從該監妨害性自主罪犯名單中隨機抽取，高雄監獄則就收容妨害 性自主罪的五個工場中隨機抽取二個工場的收容人為參與者。本研究選取妨害性自主罪者，並非 依其法定罪名而認定為性侵害者，因為其他犯中亦可能有犯過妨害性自主罪者，只是未被發現或 此次罪名並非妨害性自主罪，故以妨害性自主罪犯及其他犯區分性侵害行為的有無，兩組會有混 淆的情形。因此本研究是以參與者的自陳報告做為區分是否做過性侵害行為的判準。在其他犯方 面，台北監獄從非妨害性自主罪的名單中隨機抽取，高雄監獄從非妨害性自主罪的十二個工場中 隨機抽取二個工場的收容人為參與者。該兩所監獄的有效樣本數分別為171 及 301 位。 少年輔育院方面，本研究函請桃園及彰化少年輔育院各隨機抽取 200 位該機構收容的男性少 年。其中桃園少年輔育院當年收容少年人數為414 人，本研究抽取約近半數。該院有 7 個班級， 隨機抽取4 個班級的少年進行施測。施測場所在教室內，坐位有相當距離，可保障做答的穩私性。 彰化少年輔育院當年收容男性少年約 280 位，本研究抽取超過三分之二的該院男性少年。抽取與 施測方式與桃園少年輔育院同。本研究實際所得到的有效樣本數，桃園少年輔育院為 197 位，彰 化少年輔育院為198 位。 依人類研究倫理規定，未滿二十歲之人參與研究需經法定代理人簽署同意。但桃園與彰化少 年輔育院在審查本研究時，衡諸本研究為匿名性問卷調查，少年身份不會被辨識，且少年是否參 與由其自己決定，無任何強制性；加上少年收容於機構，請其法定代理人簽署同意有一定難度， 且依據過去經驗顯示其法定代理人簽署回函率通常不到十分之一，嚴重影響本研究樣本人數，因 此並未要求本研究案需經少年的法定代理人簽署同意。此外，本文研究者回顧國外文獻（Santelli & Rogers, 2002），發現在保護少年受試者以及保障研究的順利進行的情況下，可以不需要得到少年法 代理人的同意。同時，本研究的個別資料皆經保密措施，以避免可能外洩。 研究參與者的背景資料（表1）略述如下：（1）年齡方面：臺北監獄平均為 38.77 歲，標準差 10.95 歲；高雄監獄平均為 40.89 歲，標準差 11.81 歲；桃園少年輔育院平均為 17.50 歲，標準差 1.50 歲；彰化少年輔育院平均為 16.80 歲，標準差 1.60 歲。（2）教育程度方面：全體參與者以高 中（職）程度者388 人，占 46.5%為最多，其次為國中程度者 289 人，占 34.6%。（3）主要由誰扶 養方面：全體參與者以由父母親共同扶養者 499 人，占 61.7%較多，其次為由母親一人扶養 106 人，占13.1%，再其次為由祖父母或外祖父母扶養 105 人，占 13.0%。
表1 全體樣本的背景資料 背景變項 機 構 名 稱 年齡 臺北 監獄 高雄 監獄 桃園 少輔院 彰化 少輔院 總計 平均數 38.77 40.89 17.50 16.80 29.12 標準差 10.95 11.81 1.50 1.60 14.24 總計人數 147 275 195 194 811 遺漏值 24 26 2 4 56 教育程度 1. 不識字 2 25 1 3 31（3.7%） 2. 小學 19 43 2 0 64（7.7%） 3. 國中 61 87 71 70 289（34.6%） 4. 高中（職） 54 93 121 120 388（46.5%） 5. 大學（專） 24 33 0 2 59（7.1%） 6. 研究所 1 3 0 0 4（.5%） 總計人數 161 284 195 195 835（100%） 遺漏值 10 17 2 3 32 主要由誰扶養 1. 父母親 123 204 85 87 499（61.7%） 2. 父親一人 2 14 32 21 69（8.5%） 3. 母親一人 20 24 25 37 106（13.1%） 4. （外）祖父母 6 20 38 41 105（13%） 5. 其他親人 2 3 5 3 13（1.6%） 6. 其他 2 5 4 6 17（2.1%） 總計人數 155 270 189 195 809（100%） 遺漏值 16 31 8 3 58 註：教育程度及主要由誰扶養內的數值為人次，括弧內為百分比。 二、測量工具 本研究測量的變項包括：性侵害行為、遭遇性侵害的經驗史、影響性侵害循環的理論因子、 家庭因素、及測謊變項，說明如下。 （一）性侵害行為 性侵害行為在國內並沒有統一的見解，本研究界定為違反對方意願而發生的性接觸或性行 為。類此界定亦見之於國內財團法人勵馨社會福利事業基金會（2014）。本研究詢問研究參與者（請 問，您曾經對他人做過以下的行為？）兩個問題：（1）違反對方意願而親吻、愛撫、或帶有性意 味的身體接觸，其中任何一項？；（2）違反對方意願而性交、口交、肛交、或異物插入，其中任 何一項？上述第（1）題為違反對方意願而發生的性接觸（未插入型性侵害），第（2）題為違反對 方意願而發生的性行為（插入型性侵害）。研究參與者在「是」或「否」的選項上進行圈選。圈選 任何一項者，視為曾經做過性侵害行為，共計有272 位，占有效樣本數 31.4%。其中同時圈選（1） 與（2）者，計 114 位，占 41.9%，顯示圈選未插入與插入型性侵害者有顯著重疊性[
χ
2（1，N = 843） = 195.95，p < .001]。（二）遭遇性侵害的經驗史 遭遇性侵害在本研究中界定為他人違反自己意願而發生的性接觸或性行為。本研究詢問研究 參與者（請問，在成長過程中，曾經有人對您做出以下的行為？）兩個問題：（1）違反您的意願 而對您親吻、愛撫、或帶有性意味的身體接觸，其中任何一項？（2）違反您的意願而與您性交、 口交、肛交、或異物插入，其中任何一項？研究參與者在「是」或「否」的選項上進行圈選。圈 選任何一項者，視為具有遭遇性侵害的經驗，共計有152 位，占有效樣本數 17.5%。其中同時圈選 （1）與（2）者，計 58 位，占 38.2%，顯示圈選遭遇未插入與插入型性侵害者有顯著重疊性（
χ
2 （1，N = 833）= 226.78，p < .001）。 在遭遇性侵害的經驗史方面，本研究詢問具有遭遇性侵害經驗者以下問題：首次遭遇性侵害 的年齡、性侵害加害人的性別、遭遇性侵害的次數、及遭遇性侵害的持續期間。研究參與者在各 題目上的回答情形請見表2。表
2
遭遇性侵害經驗史 題 目 選項描述統計分析 1. 首次遭遇性侵害年齡 最小5 歲，最大 55 歲，平均 17.73 歲，標準差 7.81 歲。 2. 性侵害加害者性別 （1）男性 21 人，占 12.6%；（2）女性 126 人，占 75.4%； （3）男女皆有 20 人，占 12.0%。 3. 遭遇性侵害的次數 （1）一次 47 人，占 28.8%；（2）二至三次 45 人，占 27.6%； （3）四至六次 23 人，占 14.1%；（4）七至九次 11 人，占 6.7%； （5）十至二十次 13 人，占 8.0%；（6）二十次以上 24 人，占 14.7%。 4. 遭遇性侵害的持續期間 （1）一天 46 人，占 27.7%；（2）一周 37 人，占 22.3%； （3）一個月 17 人，占 10.2%；（4）三個月 14 人，占 8.4%； （5）六個月 16 人，占 9.6%；（6）一年以上 36 人，占 21.7%。 註：各選項中的百分比：人次／有效樣本數 （三）影響性侵害循環的理論因子 1. 知覺到性侵害者的正向感受：本研究詢問具有遭遇性侵害經驗者以下問題（即圈選上述遭 遇性侵害經驗者，繼續回答的問題）：您覺得對方（加害人）的感受是？包括：很不愉快（14.3%， 指圈選的百分比，以下同）；不愉快（6.4%）、有點不愉快（3.6%）、沒有感覺（7.1%）、有點愉快 （12.9%）、愉快（27.9%）、很愉快（27.9%），七個選項，記分為 1 至 7 分，分數愈高，代表知覺 到性侵害加害者的感受愈正向。本題目研究參與者回答的平均數為4.93（標準差 2.12），接近於知 覺到性侵害者具有愉快的感受。 2. 從被性侵害經驗中獲得正向感受：本研究詢問具有遭遇性侵害者經驗者以下問題：遭遇性 侵害的經驗給您的感受是？包括：很不愉快（17.4%）、不愉快（5.8%）、有點不愉快（10.1%）、沒 有感覺（18.8%）、有點愉快（14.5%）、愉快（18.8%）、很愉快（14.5%），七個選項，記分為 1 至 7 分，分數愈高，代表從被性侵害的經驗中獲得的正向感受愈高。本題目研究參與者回答的平均數 為4.22（標準差 2.02），接近於對被性侵害的經驗沒有感覺。 3. 男性氣概的危機：本研究詢問具有遭遇性侵害經驗者以下問題：您覺得遭遇性侵害的經驗 使得您失去了男性氣概？包括：很不同意（21.6%）、不同意（32.4%）、有點不同意（12.2%）、有 點同意（11.5%）、同意（13.7%）、很同意（8.6%），六個選項，記分為 1 至 6 分，分數愈高，代表 愈覺得失去男性氣概。本題目研究參與者回答的平均數為2.89（標準差 1.62），接近於有點不同意 被性侵害的經驗使其產生喪失男子氣概的感覺。 4. 性侵害行為的可觸及性：可觸及性是指想法或態度在記憶中可觸及的程度（Clark, Wegener, & Fabrigar, 2008）。由於在遭遇性侵害的經驗後，經常會去閱讀性侵害案件的報導，顯示性侵害行 為的想法盈繞腦際，因此可觸及性高。本研究據此詢問遭遇性侵害者以下問題：被性侵害的經驗 使得您經常會去閱讀性侵害案件的報導？參與者在以下六個選項進行圈選：很不符合（29.6%）、不符合（25.3%）、有點不符合（5.6%）、有點符合（13.6%）、符合（17.3%）、很符合（8.6%），記 分為1 至 6 分，分數愈高，代表性侵害行為的可觸及性愈高。本題目研究參與者回答的平均數為 2.93（標準差 1.73），接近於認為遭遇性侵害的經驗使其經常會去閱讀性侵害案件的報導有點不符 合實際情形。 （四）家庭因素 包括雙親喪失、家庭失功能、身體遭受虐待、主要照顧者忽視等變項，測量方法如下： 1. 雙親喪失：詢問研究參與者在十五歲以前雙親離婚或分居、與繼父母同住、雙親或其中一 人死亡等情形，共計五個題目。由於在十五歲以前國內的孩子在生活及經濟上，大致依賴父母親， 故雙親喪失對其影響重大。若有上述情形，則在「是」的選項上打勾，若無則在「否」的選項上 打勾。針對測量雙親喪失的五個題目進行探索性因素分析（exploratory factor analysis），以主成份 法（principal-component method）抽取多個不同因素（以下同），及Kaiser 之常態化直接斜交法（direct oblimin）轉軸（以下同），以特徵值大於 1 為萃取因素標準（以下同），結果得到兩個因素，其中 在因素一因素負荷量較高的題目為父母離婚及與繼父母同住的情形，命名為「父母離異」，在因素 二因素負荷量較高的題目為父母死亡的情形，命名為「雙親死亡」，兩因素共可解釋60.1%的變異 量，因素間相關為 .21。因素型態符合雙親喪失概念的界定（雙親離婚或死亡），故此量表具有構 念效度。內部一致性係數（Cronbach’s α，以下同）為 .56，信度偏低，可能與題目較少、分為兩 個主要成分、僅有兩個選項（「是」與「否」）有關。 2. 家庭失功能：意指家人有酗酒、施毒、罹患精神疾病、自殺、犯罪、經常嚴重衝突等情形。 本研究參考相關文獻（Long & Jackson, 1994），建立家庭失功能量表，共計六個題目，研究參與 者在李克特氏六點量尺（從非常不符合到非常符合）上進行圈選。經探索性因素分析，得到一個
因素，可解釋44.5%的變異量，顯示此量表具有因素效度，內部一致性係數為 .74。
3. 身體遭受虐待：本研究採取周嘉瑛（2008）所編制的身體虐待量表測量身體遭受虐待。該 量表編譯自「加州大學洛杉磯分校創傷後壓力症候群反應指標（UCLA PTSD Reaction Index）」中 的題目，經檢證再測信度為 .80，並證實具有效度。在本研究中，身體遭受虐待詢問研究參與者在 成長過程中，是否曾經被嚴重的體罰或毆打，造成瘀青、燒傷、傷口、或骨頭斷裂（不管什麼原 因造成的），若參與者回答「是」，則視為具有身體遭受虐待的經驗，繼續回答以下問題：一共發 生了幾次？選項為一次、二次…至六次以上，共六個選項。結果發現有 414 人圈選曾經遭受身體 虐待，占有效樣本數50.4%；其中以圈選遭受身體虐待六次以上最多，計 186 人次；其次為一次， 計93 人次；平均為 3.82，接近四次。
4. 主要照顧者忽視：包括對食、衣、住、行及醫療等各種需求棄之不顧（Hines & Malley-Morrison, 2005）。本研究參考周嘉瑛（2008）編製的測量題目，詢問研究參與者在成長過程中，主要照顧者 曾經讓他挨餓、冬天時受凍、不在乎他有沒有回家、或生病時不帶他去看病，讓他覺得自己有被 嚴重忽視的感覺？若參與者回答「是」，則繼續回答以下問題：這個情形大約持續了多久？包括： 一天、一周、一個月、三個月、六個月、一年以上，六個選項。結果發現有 101 人圈選曾經遭受 主要照顧者忽視，占有效樣本數12.6%；其中以圈選這個情形持續一天最多，計 45 人次；其次為 一年以上，計40 人次；平均為 3.22（介於一個月與三個月之間）。 （五）測謊變項 本研究採用以下兩個量表衡鑑研究參與者是否誠實回答各項問題：社會讚許反應與自我揭 露。社會讚許反應是指參與者在答題時的方向並不是依照其內在的心理感受與實際經驗，而是依 照社會所讚許的方向答題。為檢視此一變項的可能影響，本研究採取廖玲燕（2000）所編製的「臺 灣本土社會讚許量表」中，因素負荷量較高的正向題八題（例題如：「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」），與負向題八題（例題如：「有時我會把責任 推到別人身上」、「有時我會取笑別人的缺點」），做為測量社會讚許反應的工具。研究參與者在「是」 與「否」的選項上進行圈選。資料分析時將負向題轉碼，因此量表分數愈高者，表示社會讚許反 應愈強。自我揭露是指願意將自己內心的感受與訊息與他人分享的情形，自我揭露高者在答題時 會較為坦誠。本研究採用邱文彬（1999）編制的自我揭露量表，共計十五個題目，例題如：「我會 和互動的夥伴分享與討論我曾遭遇過的難題」、「我會告訴我的夥伴一些令我感到羞恥的事」、「我
可以坦然的敘說自己曾遭遇的不幸事件」，測量自我揭露的程度。研究參與者在非常不符合（1） 到非常符合（6）的李克特氏六點量尺上進行圈選。反向題予以轉碼，故量表得分高者，代表自我 揭露程度高。 （六）連續變項的描述統計 本研究視為連續變項的描述統計資料，見表3，可知偏態值介於 -.83 與 2.37 之間，其絕對值 沒有超過3；峰度值介於 -1.44 與 6.85 之間，其絕對值沒有超過 10，顯示各變項的分配並未違反 常態分配（Kline, 1998）。 表3 各變項的描述統計 變項 最小值 最大值 平均數 標準差 偏態值 峰度值 年齡 13 85 29.12 14.24 .85 -.32 教育程度 1 6 3.47 .88 -.63 .92 社會讚許反應 0 16 8.38 3.82 -.04 -.58 自我揭露 24 85 58.50 6.93 -.34 2.24 首次遭遇性侵害的年齡 5 55 17.73 7.81 2.37 6.85 遭遇性侵害的次數 1 6 2.65 1.84 .65 -.79 遭遇性侵害的持續期間 1 6 3.15 1.94 .36 -1.44 雙親喪失 0 5 .86 1.05 1.40 2.12 家庭失功能 6 36 12.78 6.08 1.06 1.10 知覺性侵害者的正向感受 1 7 4.93 2.12 -.83 -.74 從被性侵害中獲得正向感受 1 7 4.22 2.02 -.29 -1.12 被性侵害喪失男性氣概之感 1 6 2.89 1.62 .56 -.96 被性侵後常閱讀有關報導 1 6 2.93 1.73 .40 -1.29
研究結果
本研究參與者包括男性少年犯與成年犯，由於這兩個樣本在年齡上具有差異性，故以下結果 將就這兩個樣本分開分析；然而過去研究並未顯示少年犯與成年犯在性侵害循環機制上有所不 同，故本研究亦將此二樣本合併以呈現結果。 一、性侵害循環現象 本研究首先比較遭遇與未遭遇性侵害者出現性侵害行為的比例，以檢證性侵害循環現象。 首先，在少年犯樣本方面，自陳具有被性侵害經驗的57 人中，有 23 人（40.4%）出現性侵害 行為，而未曾遭遇性侵害的338 人中，有 35 人（10.4%）出現性侵害行為，顯示遭遇性侵害者出 現性侵害行為的比例顯著較高[χ
2（1，N = 395）= 35.03，p < .001]。其次，在成年犯樣本方面，自 陳具有被性侵害經驗的95 人中，有 64 人（67.4%）出現性侵害行為，而未曾遭遇性侵害的 377 人 中，有 150 人（39.8%）出現性侵害行為，顯示遭遇性侵害者出現性侵害行為的比例顯著較高[χ
2 （1，N = 472）= 23.29，p < .001]。最後，在合併樣本上，自陳具有被性侵害經驗的 152 人中，有 87 人（57.2%）出現性侵害行為，而未曾遭遇性侵害的 715 人中，有 185 人（25.9%）出現性侵害 行為，顯示遭遇性侵害者出現性侵害行為的比例顯著較高[χ
2（1，N = 867）= 57.27，p < .001]。上 述結果，說明性侵害循環現象。二、性侵害循環的影響因子
本研究比較性侵害循環組與非性侵害循環組，以檢視影響性侵害循環的因子（參見Glasser et al.,
2001; Lambie, Seymour, Lee, & Adams, 2002; Salter et al., 2003）。
從表 4 可知，在少年犯樣本方面，本研究所提出的四項影響性侵害循環發生的理論因子中， 知覺性侵害加害者的正向感受及性侵害行為的可觸及性，是影響性侵害循環發生的顯著因子，但 知覺性侵害加害者的正向感受所得到的結果與本研究預測的方向相反；家庭因素、遭遇性侵害的 經驗史、人口變項、及測謊變項的影響皆不顯著。在成年犯樣本方面，首次被性侵害年齡及喪失 男子氣概之感的影響未達顯著但瀕於顯著，其餘變項的影響皆不顯著。在合併樣本方面，喪失男 子氣概之感、性侵害行為的可觸及性、首次被性侵害的年齡、年齡、及由誰扶養，是影響性侵害 循環發生的顯著因子，其餘變項的影響皆不顯著。從上述可知，少年犯與成年犯樣本所得到的結 果略有不同，而合併樣本的結果亦不同於少年犯與成年犯樣本。 由於合併樣本的樣本數增加（使統計檢定力增加），以及性質上混合兩個樣本，故導致結果不 同於單一樣本。這一現象可從喪失男子氣概之感在少年犯與成年犯樣本中，皆未達顯著影響，卻 在合併樣本中達於顯著影響可知樣本數增加對統計檢定造成的影響。另外可從年齡與由誰扶養這 兩個人口變項在少年犯與成年犯樣本中皆不影響性侵害循環，卻在合併樣本中具有顯著影響，可 知合併樣本具有少年犯與成年犯這兩類樣本，使其在性質上發生不同，而影響性侵害循環。由於 犯罪身份（少年犯、成年犯）顯著影響性侵害循環，故本研究將控制此一變項的影響，檢視在合 併樣本中影響達於顯著的喪失男子氣概之感、性侵害行為的可觸及性、及首次被性侵害的年齡是 否仍具有顯著影響。由於年齡與犯罪身份具有相當關聯性，為避免迴歸分析時自變項共線性的影 響，故在分析時僅排除犯罪身份與主要由誰扶養的影響。
由階層二元邏輯迴歸分析（hierarchical binary logistic regression analysis）的結果（表 5）可知，
第一階層的由誰扶養與犯罪身份對性侵害循環發生具有顯著影響[
χ
2（2，N = 127）= 11.41，p = .003]，且模型適配[以 Hosmer-Lmeshow Goodness-of-fit 進行檢定，以下同，χ
2（2，N = 127）= 1.09， p = .58]；在排除犯罪身份與主要由誰扶養的影響後，第二階層的喪失男子氣概之感對性侵害循環 的影響未達顯著但瀕於顯著（B = .24，Wald = 3.36，p = .067），且模型適配[χ
2（6，N = 127）= 6.40， p = .38]。在排除犯罪身份與主要由誰扶養的影響後，性侵害行為的可觸及性對性侵害循環仍具有 顯著影響（B = .30，Wald = 6.32，p = .012）且模型適配[χ
2（7，N = 127）= 4.55，p = .72]。此外， 在排除犯罪身份與主要由誰扶養的影響後，首次被性侵害的年齡對性侵害循環即不再具有顯著影 響（B = .07，Wald = 2.57，p = .11），模型適配（χ
2（7，N = 113）= 6.56，p = .48）。喪失男子氣概之感可解釋合併樣本性侵害循環發生 3.8%-5.1%的變異量（Cox & Snell R Square-Nagelkerke R
Square，以下同，指該項目單獨可解釋的變異量）。性侵害行為的可觸及性可解釋性侵害循環發生 7.7%-10.3%的變異量。這兩項理論因子共可解釋性侵害循環發生 9.8%-13.2%的變異量。
結論與討論
本研究發現影響少年犯性侵害循環發生的因子為：知覺性侵害加害者的正向感受及性侵害行 為的可觸及性。其中知覺性侵害加害者的正向感受與本研究的預測相反，即被性侵害的少年知覺 加害者的正向感受較低者，反而較易轉變為性侵害加害人。此一不符合研究預測的結果，推測其 發生的可能原因為：被性侵害者有可能對加害者從性侵害行為之中得到正向感受而產生厭惡之 感，阻止了他自己去實施性侵害行為。此外，性侵害行為的可觸及性促成少年的性侵害循環，符 合本研究的預測，顯示此一變項較之本研究所提出的其他三項理論變項，是解釋少年性侵害循環 現象較佳的觀點。在成年犯部分，沒有一項因子對性侵害循環的影響達於顯著，僅有首次被性侵 害年齡及喪失男子氣概之感瀕於顯著。在合併樣本方面，排除犯罪身份（少年犯或成年犯）與由誰扶養的影響後，發現性侵害行為的可觸及性是影響性侵害循環的顯著因子，而喪失男子氣概之 感則瀕於顯著，其他變項無顯著影響。 上述三個樣本的共通點是：家庭因素、被性侵害的經驗史、及測謊變項皆不是影響其性侵害 循環發生的因子。西方研究在探討性侵害環的發生機制時，常有研究結果不一致的情形發生。例 如，在家庭因素方面，Lambie 等人（2002）指出家庭支持氣氛會影響性侵害循環的發生與否，但 Glasser 等人（2001）指出母親的情緒關懷對性侵害循環的發生並無影響。在遭遇性侵害的經驗史 方面，Burton、Miller、與 Shill（2002）發現遭遇性侵害的期間、次數、嚴重性、加害人是否使用 暴力，對性侵害循環的發生具有影響，但是Lambie 等人（2002）的研究卻指出這些變項並無影響。 在加害者性別上，Salter 等人（2003）發現被女性性侵害較易促成性侵害循環，但是 Lambie 等人 （2002）卻發現性侵害加害者的性別並無影響。過去研究結果不一致，可能與各研究採用的樣本 來源不同、對性侵害及遭遇性侵害界定與測量方式不同、以及各影響變項的測量方式不同有關。 此外，家庭暴力、忽視、支持程度等會對性侵害循環具有影響，是因為這些家庭變項會影響個人 的復原力（例如，家庭支持程度高者有助於個人復原），但是遭遇性侵害與家庭暴力、忽視、缺乏
支持常是共病因子（Craissati, McClurg, & Browne, 2002; Glasser et al., 2001; Hummel, Thomke, Oldenburger, & Specht, 2000; Lambie, et al., 2002；Lisak, Hopper, & Song, 1996; Merrill, et al., 2001; Proeve & Railly, 2007; Salter et al., 2003; Worling, 1995），故在遭遇性侵害的影響之下，這些家庭變 項可能對性侵害循環發生的解釋力已有限，這可能是本研究發現家庭因素對性侵害循環的發生並 無影響的原因之一。社會讚許反應及自我揭露皆不影響性侵害循環的發生，可能與循環組及非循 環組皆已揭露了自己遭遇性侵害的經驗，具有一定程度的坦誠度，故這兩個測謊變項即不再具有 影響。 Olson、Goffin 與 Haynes（2007）比較相對與絕對測量態度的方法，發現相對測量法對行為具 有較高的預測力，原因即是在相對測量法中，研究參與者思考過自己的態度相對於他人的態度如 何，故經由相對測量法得到的態度可觸及性較高，較能預測行為。這或許可說明為何本研究發現 性侵害行為的可觸及性高是少年犯及合併樣本中導致性侵害循環發生的顯著因子。此外，進一步 探究可觸及性提高的原因，首先是本研究所提出的親身經驗，但亦可能與喪失男子氣概之感所產 生的負向情緒有關。負向情緒經驗可能比較容易盈繞腦際，而使得可觸及性高。本研究後續驗證 了性侵害的可觸及性與喪失男子氣概之感的關係，發現兩者具有顯著正相關[r（137）= .29，p = .001]，故可觸及性的背後不但有著認知的意涵，亦可能有著情感的意涵，這雙重因素或可進一 步解釋為何可觸及性提高是影響少年犯及合併樣本性侵害循環發生的顯著因子。 關於知覺加害者的正向感受在成年犯及合併樣本中對性侵害循環的發生不具影響，推測可能 的原因為：被性侵害而知覺加害者具有正向感受，使其認為性侵害行為具有增強性質，兩者的關 係須做進一步檢證。即使認為性侵害行為具有增強性質，尚有被逮捕受到懲罰的恐懼等其他因素 介入的影響，使得增強性質未達到使得性侵害循環發生的程度。此外，如前所述，被性侵害者可 能對加害者從性侵害行為之中得到正向感受而產生厭惡之感，阻止了他自己去實施性侵害行為。 而從被性侵害經驗獲得正向感受在三個樣本中對性侵害循環的發生皆不具影響，推測可能的原因 為：受害者從被性侵害經驗中獲得正向感受，與其推論其他受害者亦可從中得到正向感受，兩者 的關係尚需進一步檢證。即使推論其他受害者亦可得到正向感受，這項認知可能不足以推動他去 實施性侵害行為，而必須有其他更強的動機，例如，本研究中所提出的性侵害行為的可觸及性及 男子氣概的威脅。此外，從被性侵害經驗中獲得正向感受，此一經驗有可能說明受害者未受到太 大的心理困擾，而較不會出現因為心理困擾而形成的性侵害行為。
表4 各變項在三個樣本的性侵害循環組與非循環組上的平均數差異 t 檢定及類別變項 的Cramer’s V 檢定 少年犯 成年犯 合併樣本 變項 組別 樣本數 平均數 t/C 樣本數 平均數 t/C 樣本數 平均數 t/C 年齡 循環組 22 16.82 -.37** 53 38.42 -.63 75 32.08 2.10** 非循環組 33 16.97 24 40.33 57 26.81 教育程度 循環組 23 3.70 1.07** 64 3.35 1.39 87 3.44 .97** 非循環組 34 3.54 31 3.02 65 3.29 由誰扶養 循環組 23 1.48 .02** 55 1.18 .19 78 1.27 .18** 非循環組 32 1.50 25 1.36 57 1.44 社會讚許 循環組 23 7.17 .11** 64 8.59 .30 87 8.22 .88** 非循環組 34 7.06 31 8.35 65 7.68 揭露 循環組 非循環組 23 59.44 1.1834 56.94 ** 64 57.18 -.2831 57.52 87 57.78 .4965 57.22 ** 首次被害 年齡 循環組 23 14.78 .89** 50 22.12 1.79 73 19.81 3.62** 非循環組 33 14.27 17 17.24 50 15.28 加害者 年齡 循環組 23 15.83 -1.03** 50 23.38 .33 73 21.00 .89** 非循環組 32 17.63 18 22.28 50 19.30 加害者 性別 循環組 23 2.00 .23** 61 2.02 .18 84 2.01 .08** 非循環組 33 1.88 26 2.00 59 1.93 被性侵害 次數 循環組 23 3.22 -.28** 59 2.36 .41 82 2.60 -.94** 非循環組 33 3.36 24 2.21 57 2.88 被性侵害 期間 循環組 23 2.78 -1.04** 61 3.18 .38 84 3.07 -.29** 非循環組 33 3.30 26 3.00 59 3.17 被性侵正 向感受 循環組 23 5.30 .77** 58 3.76 .78 81 4.20 -.14** 非循環組 32 4.91 25 3.40 57 4.25 加害者正 向感受 循環組 23 5.43 -2.74** 58 4.40 1.19 81 4.69 -1.56** 非循環組 33 6.42 26 3.77 59 5.25 喪失男子 氣概 循環組 23 2.43 .25** 57 3.46 1.79 80 3.16 2.32** 非循環組 33 2.33 26 2.77 59 2.53 性侵行為 可觸及性 循環組 23 3.30 3.02** 57 3.35 1.08 80 3.34 3.38** 非循環組 33 1.94 26 2.92 59 2.37 身體虐待 循環組 23 .74 .01** 59 .68 .16 82 .70 .06** 非循環組 32 .75 29 .52 61 .64 忽視 循環組 23 .13 .08** 56 .29 .02 79 .24 .01** 非循環組 31 .19 26 .27 57 .23 雙親喪失 循環組 23 1.04 -.38** 64 .95 -1.18 87 .98 -1.29** 非循環組 34 1.13 31 1.37 65 1.25 家庭失 功能 循環組 23 14.30 .40** 64 13.38 -.68 87 13.62 -.23** 非循環組 34 13.49 31 14.29 65 13.88 註1：類別變項以Cramer’s V 檢定，包括：由誰扶養（雙親扶養編碼為1，其餘情況為2）、加 害者性別（男性編碼為1，女性2，男女皆有3）、身體虐待（是編碼為1，否0）、忽視 （是編碼為1，否0）；其餘變項視為連續變項以獨立樣本 t 檢定。 註2：性侵害循環組人數與非循環組人數在各變項上略有不同，因遺漏值不同所致；形成遺漏 值的主要原因是研究參與者未填答該項目。 * p < .05，** p < .01
表5 控制由誰扶養及犯罪身份後男性氣概喪失之感（上半部）、性侵害循環的可觸及性 （中間）、首次被性侵的年齡（下半部）對性侵害循環發生之影響的階層二元邏輯迴歸 分析結果 B Wald B Wald Step 1 由誰扶養 .55 1.87 .62 2.25 犯罪身份 -1.01 6.77** -.81 4.02* Step 2 男性氣概喪失之感 .24 3.36 χ2 11.41** 3.52 H-L Gof p = .58 p = .38 R2 .086 - .116 .111 - .149 ΔR2 .025 - .033 Step 1 由誰扶養 .55 1.87 .53 1.68 犯罪身份 -1.01 6.77** -.87 4.74* Step 2 性侵害可觸及性 .30 6.32* χ2 11.41** 6.68* H-L Gof p = .58 p = .72 R2 .086 - .116 .133 - .179 ΔR2 .047 - .063 Step 1 由誰扶養 .56 1.77 .45 1.15 犯罪身份 -1.18 8.25** -.89 4.21* Step 2 首次被性侵年齡 .07 2.57 χ2 12.57** 3.26 H-L Gof p = .54 p = .48 R2 .105 - .124 .131 - .176 ΔR2 .026 - .034 註1：B：未標準化的迴歸係數。Wald：類似多元迴歸係數的t值，用以考驗邏輯迴歸係數的統 計顯著性。 註2：由誰扶養（由雙親扶養記分為1，其餘情況記分為2）、犯罪身份（少年犯記分為1，成 年犯記分為2）。
註3：H-L Gof: Hosmer-Lmeshow Goodness-of-fit，p值表χ2檢定的顯著性，p > .05表示模型適配。
註4：R2：解釋的變異量。ΔR2：增加的變異量。 * p < .05，** p < .01 一、實務應用 本研究在實務應用上，提出以下建議：（1）關於男性遭遇性侵害：本研究回顧有關文獻而說 明男性遭遇性侵害的盛行率不似一般人所想像的低。以本研究結果而言，男性受刑人自陳被性侵 害的比例為17.5%，是不低的比例。因此，對於男性遭遇性侵害者的輔導與治療，是一項重要的課 題。然而更深一層的問題則是，男性遭遇性侵害無論其本人或其家屬通常不願意揭露，如此則無 從介入輔導。有鑑於此，社會應善盡教育之責，破除男性遭遇性侵害所面臨的標籤（例如，同性
戀傾向、男性不可能被性侵害，見Chapleau, Oswald, & Russell, 2008），充分說明被害者並沒有責 任，問題出在加害者。如果在觀念上逐漸解放，男性遭遇性侵害者才有可能願意揭露，而進一步 接受輔導與治療。（2）發生機制：遭遇性侵害後性侵害行為的可觸及性提高，是本研究發現導致 少年犯及合併樣本性侵害循環發生的主要因子，故對於遭遇性侵害的男性，一旦出現與人談論性 侵害行為，或經常閱讀有關報導，則與其接觸之人須留意此一訊號所透露的危險意義。（3）整合 資源介入：對於性侵害者的治療處遇，宜理解其自身所可能遭遇到的性侵害，設法整合社工、警 政、及醫療資源，積極介入，給予這類高風險者以社會支持及身心治療。 二、研究限制與未來研究方向 在未來研究方向上，本研究提出以下建議：（1）少年與成人性侵害循環機制的比較：本研究 發現影響少年犯與成年犯性侵害循環發生的因子略有不同，而過去研究並未提及少年與成年人在 性侵害循環發生機制上會有不同（請參見Burton, Miller, & Shill, 2002; Lambie, et al., 2002; Salter et al., 2003; Skuse et al., 1998; Worling, 1995），自然也沒有研究者以這兩類樣本來加以比較，故未來的 研究可從事少年與成人性侵害循環機制的比較，以釐清兩者在性侵害循環機制上的異同，而深化 現有的性侵害循環機制的論點。（2）性侵害行為判決紀錄與自陳資料的比較：這兩類資料各有優 缺點，是故在未來的研究上可比較這兩類資料在性侵害循環現象及發生機制上的異同，而得以進 一步確認本研究結果的效度。（3）性侵害循環僅發生於男性的問題：有研究者（Glasser et al., 2001） 指出性侵害循環現象僅發生於男性，而不發生於女性。然而過去研究證實女性性侵害者有著較高 比例的遭遇性侵害的經驗，例如，McCartan、Law、Murphy 與 Bailey（2011）以女性犯罪青少年 為研究對象，發現性犯罪者較非性犯罪者有顯著較高的被性侵害經驗（約一倍），故性侵害循環現 象是否僅發生於男性，而不發生於女性，是值得在未來進一步探討的問題。（4）研究對象擴及一 般人口：本研究以矯正機構裡的男性收容人為研究對象，此一族群不但可能性侵害行為的嚴重性 較高，且可能因為平均教育水準較低、社經地位較低、或運氣不佳而被逮捕判刑入獄。然而在真 實世界裡，可能有更多的性侵害者並未被發現與逮捕，且社經地位與教育水準可能也較高，故本 研究對象可能是一個不具代表性的樣本，未來的研究可將研究對象擴及至一般人口。
參考文獻
邱文彬（1999）：後形式思考的發展及其與人際關係之容忍性、同理心、自我揭露、自主性之關係。國立政治大學心理學研究所博士論文。[Chiou, W. B. (1999). The development of postformal
thinking and the relationships between postformal thinking and the tolerance, empathy, self-disclosure, autonomy of interpersonal relations (Doctoral Dissertation). National Chengchi
University, Taipei, Taiwan.]
周嘉瑛（2008）：初探兒童身體虐待及創傷壓力疾患的盛行率和危險因子：以四到八年級台灣學生 樣本為例。國立台灣大學心理學研究所碩士論文。[Chou, C. Y. (2008). Exploring child
physical abuse and PTSD in a sample of Taiwanese fourth to eighth graders: Prevalence and risk factors (Master Thesis). National Taiwan University, Taipei, Taiwan.]
胡淑貞、吳慧敏（2001）：兒童時期性侵害盛行率及相關因子之研究：以台南市和花蓮市高中職學 生為例。公共衛生，28（2），135-150。[Hu, S. Z., & Wu, H. M. (2001). Prevalence and related
factors of sexual abuse in childhood and teens: A survey from the senior high school students in Tainan and Hualien. Taiwan Journal of Public Health, 28(2), 135-150.]
財團法人勵馨社會福利事業基金會（2014）：性侵害。取自勵聲社會福利事業基金會網站：
http://www.goh.org.tw/services/main.asp?expand=sexually，2014 年 4 月 17 日。[The Garden of Hope Foundation (2014, April 17). Sexual assault. Retrieved from http://www.goh.org.tw/services /main.asp?expand=sexually]
廖玲燕（2000）：台灣本土社會贊許量表之編製及其心理歷程分析。國立台灣大學心理學研究所碩 士論文。[Liao, L. Y. (2000). The new scale of social desirability responding in Taiwan and
psychological process analysis (Master Thesis). National Taiwan University, Taipei, Taiwan.]
Bandura, W. (1977). Social learning theory. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall.
Burton, D. L., Miller, D. L., & Shill, C. T. (2002). A social learning theory comparison of the sexual victimization of adolescent sexual offenders and nonsexual offending male delinquents. Child
Abuse and Neglect, 26, 893-907.
Chapleau, K. M., Oswald, D. L., & Russell, B. L. (2008). Male rape myths: The role of gender, violence, and sexism. Journal of Interpersonal Violence, 23, 600-615.
Chen, J., Dunne, M. P., & Han, P. (2004). Child sexual abuse in China: A study of adolescents in four provinces. Child Abuse & Neglect, 28, 1171-1186.
Clark, J. K., Wegener, D. T., & Fabrigar, L. R. (2008). Attitude accessibility and message processing: The moderating role of message position. Journal of Experimental Social Psychology, 44, 354-361. Craissati, J., McClurg, G., & Browne, K. (2002). Characteristics of perpetrators of child sexual abuse who
have been sexually victimized as children. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment,
14, 225-238.
Dorais, M. (2009). Don’t tell: The sexual abuse of boys. Montreal, Canada: McGill Queen’s University Press.
Farrington, D. P. (1983). Offending from 10 to 25 years of age. In K. T. Van Dusen & S. A. Mednick (Eds.), Crime and Justice: An Annual Review of Research (Vol. 9). Chicago, IL: University of Chicago Press.
Fergusson, D. M., & Mullen, P. E. (1999). Childhood sexual abuse: An evidence based perspective. London, England: Sage Publications Inc.
Finkelhor, D. (1994). The international epidemiology of child sexual abuse. Child Abuse & Neglect, 18, 409-417.
Garnefski, N., & Diekstra, R. F. W. (1997). Child sexual abuse and emotional and behavioral problems in adolescence: Gender differences. Journal of American Academy of Child and Adolescent
Psychiatry, 36, 323-369.
Glasser, M., Kolvin, I., Campbell, D., Glasser, A., Leitch, I., & Farelly, S. (2001). Cycle of child sexual abuse: Links between being a victim and becoming a perpetrator. The British Journal of
Psychiatry, 179, 482-494.
Hines, D. A., & Malley-Morrison, K. (2005). Family violence in the United States: Defining, understanding,
and combating abuse. Thousand Oaks, CA: Sage Publications.
Hummel, P., Thomke, V., Oldenburger, H. A., & Specht, F. (2000). Male adolescent sex offenders against children: Similarities and differences between those offenders with and those without a history of sexual abuse. Journal of Adolescence, 23, 305-317.
Kline, R. B. (1998). Principle and practice of structural equation modeling. New York, NY: The Guilford Press.
Koss, M. P., Gidycz, C. J., & Wisniewski, N. (1987). The scope of rape: Incidence and prevalence of sexual aggression and victimization among a national sample of college women. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 55, 162-170.
Lambie, I., Seymour, F., Lee, A., & Adams, P. (2002). Resiliency in the victim-offender cycle in male sexual abuse. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment, 14, 31-48.
Lisak, D., Hopper, J., & Song, P. (1996). Factors in the cycle of violence: Gender rigidity and emotional constriction. Journal of Traumatic Stress, 9, 721-743.
Long, P. J., & Jackson, J. L. (1994). Childhood sexual abuse: An examination of family functioning.
Journal of Interpersonal Violence, 9, 270-277.
Loza, W., & Green, K. (2003). The self-appraisal questionnaire a self-report measure for predicting recidivism versus clinician-administered measures: A five-year follow-up study. Journal of
interpersonal violence, 18, 781-797.
Malamuth, N. M., Linz, D., Heavey, C. L., Barnes, G., & Acker, M. (1995). Using the confluence model of sexual aggression to predict men’s conflict with women : A 10-year follow-up study. Journal of
Personality and Social Psychology, 69, 353-369.
McCartan, F. M., Law, H., Murphy, M., & Bailey, S. (2011). Child and adolescent females who present with sexually abusive behaviors: A 10-year UK prevalence study. Journal of Sexual Aggression,
17, 4-14.
Merrill, L. L., Thomsen, C. J., Gold, S. R., & Milner, J. S. (2001). Childhood abuse and premilitary sexual assault in male Navy recruits. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 69, 252-261.
Oddone Paolucci, E., Calgary, C., Genuis, M. L., & Violato, C. (2001). A meta-analysis of the published research on the effects of child sexual abuse. Journal of Psychology: Interdisciplinary and
Applied, 135, 17-36.
Olson, J. M., Goffin, R. D., & Haynes, G. A. (2007). Relative versus absolute measures of explicit attitudes: Implications for predicting diverse attitude-relevant criteria. Journal of Personality and
Social Psychology, 93, 907-926.
Proeve, M., & Railly, E. (2007). Personal and offending characteristics of child sexual offenders who have been sexually abused. Psychiatry, Psychology and Law, 14, 251-259.
Rabinovich, A., Morton, T., & Postmes, T. (2010). Time perspective and attitude-behaviour consistency in future-oriented behaviours. British Journal of Social Psychology, 49, 69-89.
Rich, P. (2003). Understanding, assessing, and rehabilitating juvenile sexual offenders (pp. 32-33). Hoboken, NJ: John Wiley & Sons Inc.
Salter, D., McMillan, D., Richards, M., Talbot, T., Hodges, J., & Bentovim, A. (2003). Development of sexually abusive behavior in sexually victimized males: A longitudinal study. The Lancet, 361, 471-476.
Santelli, J., & Rogers, A. S. (2002). Parental permission, passive consent, and “children” in research.
Journal of Adolescent Health, 31, 303-304
Sigurdardottir, S., Halldorsdottir, S., & Bender, S. S. (2012). Deep and almost unbearable suffering: Consequences of childhood sexual abuse for men’s health and well-being. Scandinavian Journal
of Caring Sciences, 26, 688-697.
Skuse, D., Bentovim, A., Hodges, J., Stevenson, J., Andreou, C., & Lanyado, M. (1998). Risks factors for development of sexually abusive behavior in sexually victimized adolescent boys: Cross sectional study. British Medical Journal, 317, 175-179.
Thomas, T. A., & Fremouw, W. (2009). Moderating variables of the sexual “victim to offender cycle” in males. Aggression and Violent Behavior, 14, 382-387.
Turchik, J. A. (2012). Sexual victimization among male college students: Assault severity, sexual functioning, and health risk behaviors. Psychology of Men & Masculinity, 13, 243-255.
Worling, J. R. (1995). Sexual abuse history of adolescent male sex offenders: Differences on the basis of age and gender of their victims. Journal of Abnormal Psychology, 104, 610-613.
收 稿 日 期：2014 年 03 月 10 日 一稿修訂日期：2014 年 05 月 21 日 二稿修訂日期：2014 年 06 月 23 日 接受刊登日期：2014 年 07 月 09 日
Bulletin of Educational Psychology, 2015, 46(4), 471-489 National Taiwan Normal University, Taipei, Taiwan, R.O.C.
An investigation of the causal mechanisms behind the male
sexual victim-perpetrator cycle
Jiun-Yih Huang
Department of Applied PsychologyHsuan Chuang University
The phenomenon of male sexual victims becoming sexual perpetrators is called the sexual victim-perpetrator cycle. Reviewing past research investigating the causal mechanisms behind the sexual victim-perpetrator cycle, it was found that a theoretical proposition is needed to explain how this cycle occurs. This study therefore proposed causal factors behind the sexual victim-perpetrator cycle from a theoretical standpoint to make up for the lack of past research in this area. This study proposed the following four factors linking sexual victimization and sexual offenses: the victim’s perception of the sexual perpetrator’s positive feelings toward the sexual-offending behavior; the victim’s increasing reinforcement from being sexually victimized; the endangerment of the victim’s masculinity; and the increased accessibility of sexual-offending behavior after being sexually victimized. In addition, past research that looked at family factors and a history of sexual victim experiences was examined. Participants included 472 male inmates from Taipei and Kaohsiung prison and 395 male juveniles from Taoyuan and Changhua juvenile reform schools in Taiwan for a total 867 male participants. An anonymous self-report questionnaire was used to collect data. The results of this study showed that the increased tendency towards sexual-offending behavior after being sexually victimized acted as a mediator of sexual victimization and sexual offenses in the juvenile offenders sample. No single factor had a significant effect on the sexual victim-perpetrator cycle in the adult offenders sample. The increased accessibility of sexual-offending behavior after being sexually victimized had a significant effect, and the endangerment of the victim’s masculinity had a marginally significant effect on the sexual victimization and sexual offense link in the sample of juvenile and adult offenders. Finally, the implications, applications, and limitations of this study, and directions for future research were addressed.
