高中職學生親職化、自我分化與身心健康之相關研究

國立臺灣師範大學教育心理與輔導學系 教育心理學報，民 99

'

41 卷， 4 期， 823-846 頁

高中職學生親職化、自我分化與

身心健康之相關研究*

石芳萌

臺北縣立 錦和高級中學輔導室

吳麗娟

固立臺灣師範大學

教育心理與輔導學系

林世華

國立臺灣師範大學

教育心理與輔導學系 本研究旨在探討高中職學生(I)親職化表現在不同背景變項者之差異; (2) 親職化與身心健 康的關係: (3)親職化與自我分化的關係: (4) 自我分化與身心健康的關係 (5) 親職化、 自我分化與身心健康的關{系。本研究以臺灣地區高一高二 423 名學生為研究對象，所使用的研 究工具包括「親職化量表」、「自我分化量表」與「一般健康量表」。本研究主要發現如下 (I)不同性別之高中職學生的親職化表現海有不同;不同出生序者的「功能性照顧」不同;不 同父母婚姻狀況者的「不公平性」不同。(2)高中職學生的親職化與身心健康之間有顯著關係。 (3)親職化與自我分化之間有顯著關係。 (4) 自我分化與身心健康之間有顯著關係。 (5 )親職 化、自我分化與身心健康之間有顯著關係。最後，研究者提出建議，以作為諮商輔導、親職教 育方面與未來研究之參考。 關鐘詞:父母婚姻狀況、出生厚、自我分化、身心健康、親職化 一、親職化的定義與內涵

「親職化 j

parentification

)由 Minuchin等人(Minuchin，

Montalvo

,

Guerney

,

Rosman

,

&

Schumer

,

1967

)所提出，指孩子承擔父母應負的經濟和社會責任，例如:負擔家計、照顧家人與承擔家人 情緒等。之後， Broszormenyi-Nagy 與 Spark

(

1973

)將親職化聚焦於關係模式及家庭動力，並定 義為 r 孩子在家中接收來自父母者的期待，履行父母的角色 J 主要有二種形式:一是功能性 親職任務(例如:負擔家務、照顧手足等) ，一是情感性的親職任務(例如:承擔家人的情緒、以 家人的快樂為優先等) ，使得孩子擔任起父母的知己、朋友、父母或做決定者的角色反轉現象(

Morris

&

Gould

,

1963)

.本論文係石芳萌提國立台灣師範大學教育心理與導研究所之碩士論文的部份內容，在吳麗娟教授與林柯華教授指導 F完成。通訊作者:石芳萌，通訊方式

fmsfms@ms39.hine

t.net。

·824· 教育心理學報

Jurkovic ( 1997

)進一步認為「關係裡的對等和平衡」是親職化影響的關鍵因素，若孩子擔負

家庭照顧責任時能獲得足夠支持與關照，使得付出與獲得間平衡互惠，對孩子的身心未必有負面 影響。因此，他將親職化定義為 I 父母過度倚賴孩子提供的照顧，將之視為孩子的職責，使孩

子負擔過多的家庭照顧責任，且其照顧責任所涵蓋的範圍較大、持續時間較長，並感受到不公平

與不對等 J '並發展出親職化量表(

Filial Responsibility Scale-Adult)

，指出「功能性照顧、情感 性照顧、不公平性」為親職化現象的三大內涵。本研究的親職化現象即是採用Jurkovic 對親職化 的定義，並修訂其量表作為本研究之研究工具。 二、親職化的可能成因 綜觀親職化相關理論後，研究者主要採取「心理動力」、「父母婚姻問題」及「家庭結構」 三個角度來看待本研究所指稱之親職化現象。 從「心理動力」的角度，Boszormenyi-Nagy與 Spark

(

1973) 將親職化視為一種多世代之間親 子界線混淆的發展過程，父母將童年期未能獲得滿足的需求，在配偶與小孩身上尋求滿足，且親 職化通常是因為親子間的付出與獲得之間的不對等、不平衡，與孩子過度負荷家庭的責任所致。 親職化的出現亦常來自於家庭中的「父母婚姻問題 J 0

Bowen ( 1978

)相信見童親職化和父母 的婚姻衝突成正比，父母間未解決的焦慮可能會以親子三角關係的方式呈現。此外，

Brotherton

( 1989

)也認為當父母想要減緩夫妻間的焦慮時，即使孩子尚未成熟到能負措家人的情緒需求， 父母仍會尋找線素來證明這個孩子是有能力擔負這些責任的而造成孩子的親職化。 若以「家庭結構」的角度來看，工作狂、單親與目的酒家庭的孩子呈現出顯著的親職化表現，

因為父母常將家中過多的事務性或情感性的事務交由孩子處理(

Carroll & Robinson

,

2000; Burnett

,

Jones

,

Bliwise

,

& Ross

,

2006)

三、親職化的相關研究

(一)親職化與身心健康

親職化使得孩子自我犧牲以滿足父母的需求，對孩子的傷害不容小獻。以下茲就目前針對親

職化對孩子的身心健康所作之相關研究略做整理及說明(

Earley &

Cushw呵， 2002 )。

1.生理與行為:

Johnston ( 1990

)研究單親家庭的研究結果發現，親子角色反轉與界線問題可

預測孩子的人際控制類型、情緒及生理問題。 West 與 Keller

( 1991

)指出親職化的見童在臨床上 會出現體化症、幼稚化、無法克制的反叛。

2.人格傾向:

Miller ( 1984

)提出親職化會影響孩子的個體化、自主權、缺乏自我覺察等，他

們也對於難以接觸真實自我而沮喪挫折(

Karpel

,

1976) 。親職化孩子為了維持與父母間的連結而採 用父母的需求、犧牲「真實自我 J

(true sel

f)

，產生「共依附自我J

(codependency-sel

f)

，而 Wells，

Glickauf-Hughes與 Jones

( 1999

)發現羞愧傾向、低自尊與童年親職化與共依附特質有顯著的相關。 3 心理與情緒:

Jurkovic ( 1997

)綜觀親職化的相關研究歸納出親職化小孩也常受苦於憂鬱、

想自殺、低自尊、羞愧、過度的罪惡感、無法鬆懈的擔心、社會疏離與其他的內在症狀，例如:

出現焦慮、憂鬱、身心問題、心理社會功能與行為失常等問題(

Kerr & Bowen

,

1988; Fullinwider-Bush

&

Jacobvi妞， 1993;

Jurkovic

,

1997; Tompkins & Dendere

,

2007) 。

然而，親職化對個體的影響並非全然負面的，親職化適當的影響可增進個體的照顧功能，有 些研究者指出親職化仍有其正向的功能，他們認為親職化是每個父母對待子女的態度中的一部 分，可避免父母情緒上的耗竭 (Boszormenyi-Nagy

& Spark

,

1973) 。一般而言，如果孩子認為這

些事務是必要的且感覺受支持的話，孩子對於被期待去負擔更多的事務的經驗與感受比較會是正 向的(

Goodnow

,

1988)

(二)親職化與背景變項 親職化的實徵研究也曾指出其與性別、出生序、父母婚姻狀況、社會脈絡因素之影響: 1.性別:多數親職化研究著重親職化在女性身上產生的影響，認為親職化對女孩的負面影響比 男孩來得多。 Jones

W:

Wells

(1996

)的研究結果指出女性的親職化表現越高會較為憂鬱。郭孟瑜

(2003

)認為女生較為關係取向，使得女生的親職化程度，顯著高於男生。吳嘉瑜(2005 )指出女 兒較易捲入父母的紛爭之中，而且女兒更容易感覺到被父母親的爭執困住，越涉入其中，越讓其 感到憂鬱與焦慮。少數文獻提及親職化對男性的影響。Carlson， Jacobvitz 與 Sroufe

(1995

)認為

親職化讓男孩較為衝動、難以集中注意力、與同儕關係不良。

此外，有研究指出親職化對於不同性別的影響層面也有所差異。親職化對女性的影響主要顯 現於情緒、生涯承諾與關係的發展;對男性主要的影響層面在於行為、同儕關係與情緒發展方面

(吳嘉瑜， 2005) 。但也有國內外研究結果顯示不同性別的親職化並無顯著差異(Pola， 1993;張 虹雯，

1998

;鄭淑君，

2001

;訐惠雯，

2006

;柴蘭芬，

2006)

2.出生序:有關出生序的相關概念，主要來自於Adler 所提出的「家庭星座1

family constellation)

理論指出父母對長子、長女有較高的期望，使他們肩負較多家庭照顧責任。Bowen 也認為長子女 及老么是最容易吸收父母焦慮而進入三角關係被親職化的人選(

Kerr & Bowen

,

1988) 。

3.父母婚姻狀況:父母的婚姻關係亦是影響孩子親職化的重要因素。 Bowen

( 1978

)相信兒童 親職化的程度和父母間的婚姻衝突產生成正比。單親家庭的孩子更易負擔父母的責任，常使長子

出現親職化、與母親情感過度連結，及易與父親衝突的情況 (Rig郎，

1990;

Jurkov峙，

1997; Earley

&

Cushw旬， 2002 )。而派外家庭因父母其中一方缺席，長子也較易親職化(吳嘉瑜， 2005) 。

四、親職化與自我分化

Bowen ( 1978

)以「自我分化」來說明個體區分情緒與思考的程度，在人際方面，個體能適切

的體驗親密 (intimacy) 與自主(

autonomy)

，不需藉由過份黏密以獲取安全感。Williamson

( 1982 )

提出「家庭系統中的個人主權 J

(personal authority in the family

system) 的概念，他認為個體能開

始擺脫與原生父母及同儕等重要他人的關係的混淆與三角結盟，與他們發展出較為平等的關係而 趨向個體化的過程，就是在發展個人主權。本研究即是採用 Williamson 所提出的「自我分化」概

念與以此概念發展之「自我分化量表」。

以 Bowen 家庭系統理論來看，許多親職化孩子的父母，因早期情感需求未能被滿足、未能「自

我分化 J

(differentiation of sel

f)

，使他們成年後過度融合或剝削孩子，影響孩子自我分化的發展，

· 826 . 教育心理學報

再者，由本研究所採用的各種親職化成因觀點可知，不論將親職化視為多世代間親子界線混 淆、父母以親子三角關係的方式來減緩夫妻間焦慮的，或父母親的功能失衡時由讓孩子擔負家庭 責任等，都呈現出孩子的親職化現象與其影響，可能都與其自我分化程度有關。

Erikson 指出青少年正處於學習區分家庭與人際中的人我界線，發展其個別性與獨立能力的關 鍵時期;發展心理學者 Piaget 、 Inhelder 與 Szeminska

( 1960

)也認為青少年具有形式思考的能力， 真有較充足的生理與心理能量、認知能力、反思能力來探討其本身與親職化相關的種種現象。因 此，本研究欲對高中職學生的親職化現象進行瞭解與探討o 基於上述研究動機與目的，本研究主要探討的問題如下: (一)不同性別、出生序及父母婚姻狀況之高中職學生親職化的現況。 (二)高中職學生親職化與身心健康的關係。 (三)高中職學生親職化與自我分化的關係。 (四)高中職學生自我分化與身心健康的關係。 (五)高中職學生親職化、自我分化與身心健康間的關係。 此外，基於上述的研究問題，研究者所提出的假設如下: 假設一:不同背景變項之高中職學生的親職化表現有差異。

1-1

:不同性別之我國高中職學生的親職化表現有顯著差異。

1-2

:不同出生序之我國高中職學生的親職化表現有顯著差異。

1-3

:不同父母婚姻狀況之高中職學生的親職化表現有顯著差異。 假設二:高中職學生親職化表現各分量表分數與身心健康指標各分量表分數分數有顯著相關。 假設三:高中職學生親職化表現各分量表分數與自我分化程度各分量表分數有顯著相關。 假設四﹒高中職學生自我分化程度各分量表分數與身，心健康指標各分量表分數有顯著相關。 假設五:高中職學生親職化表現各分量表分數、自我分化程度各分量表分數，與身心健康指標各 分量表分數有顯著相關。

方法

一、研究對象 本研究以臺灣地區高中職學生為研究對象，在台北市、高雄市、北區、中區、南區、東區各 隨機選取一所高中職高一、高三學生的三個班級為受試，共取樣 429 名學生，同時施測「親職化 量表」、「自我分化量表」與「一般健康量表」。量表回收後刪除填答不完全或有明顯反應心向者， 獲得有效樣本 423 人，如下所示:

表 l

有放樣本人數分配表

區域 學校 科系 一局 高二 小計 男

女

男

女

台北市 _復興高中 普通科

39

O

O

34

73

高雄市 高師大附中 普通科

₂₀

14

20

14

68

台灣北區 中和高中 普通科

₁₈

₆₀

_O

_O

78

台灣中區 沙鹿高工 電子、資處

35

2

O

30

67

台灣南區 曾丈家商 _{餐館、幼保}

₆

₂₈

_O

31

65

台灣東區 _{蘇澳海事 經營、觀光}

18

17

15

22

72

小吉十

₁₃₆

₁₂₁

₃₅

₁₃₁

總計

257

166

423

二、研究工具 針對研究的需要，本研究用以蒐集資料的研究工具有:

「親職化量表」乃研究者修訂 lurkovic 與 Thirkield 所發展之 r

Filial Responsibility Scale-Adult

(FRS-A)J 而成。本量表共 37 題，分為「功能性照顧J (例如:當父母有事情需要幫忙時，常常 會找我去幫忙)、「情感性照顧J (例如:家人有煩惱時，常會來找我傾訴)、與「不公平性J (例如: 家人常常不重視我的感覺)三個分量表。本量表為Likert 式五點量表，得分越高表示個體的親職 化程度越高。各分量表的 α 係數為.69 至 .86 之間，各題決斷值介於 5.65 至 2 1.68 之間。研究者採 用因素分析來考驗本量表之構念效度。研究者以預試有效樣本來進行探索式因素分析，得到十一 個因素，並以因素負荷量.30 以上的題目作為正式量表所要採用的題目。進一步探究所得到十一個 因素與原量表設計中「功能性照顧」、r ，情感性照顧」與「不公平性」三個分量表在涵蓋範圍上的 關係'分析發現，因素三、因素五、因素七、因素十與因素十一即為原「功能性照顧」的範圍; 因素二、因素四、因素六與因素八即為原「情感性照顧」的範圍;因素一與因素九即為原「不公 平性」的範圍;顯示所得之十一個因素在結構上分別隸屬於各個分量表的範圍，三個分量表所合 之各個因素彼此間的題項並無混淆，因此本研究採取線性組合分數(linear

composite)

，將各分量 表所屬因素的題項，形成各分量表分數。因此，本量表之各分量表上所得之分數，在結構上應有 其可接受性。 「自我分化量表」由張貝萍(2000 )所修訂，共 42 題，分為「代間混淆J (例如:在學業上 能符合爸媽的要求，對我來說是非常重要的)、「代間親密J( 例如:我不確定爸媽是不是真的愛我)、 「涉入三角關係J (例如:爸爸會在我面前說媽媽的不對)、與「同儕親密J (例如:我和我最重視 的同輩會彼此關心)四個分量表。本量表為Likert 式四點量表， r 代間親密」與「同儕親密」採正 向計分，得分越高表示和父母、同儕關係感到親密與滿意的程度越高r 代間混淆」與「涉入三角 關係」採反向計分，r 代間混淆」得分越高表示越不會因父母的期待要求而改變自己的行為，r 涉 入三角關係」得分越高表示越不會捲入父母婚姻與其他家庭事務中。因為本量表之「代間親密」 與「同儕親密」採正向計分，然而「代間混淆」與「涉入三角關係」除了採反向外，其名稱也是 相反的陳述方式，所以在計分與解釋時需要額外留意。張貝萍(2000 )以國中生為對象，獲得全

828 . 教育心理學報 量表的 α 係數為 .73 '各分量表的 α 係數介於.67 至 .86 之間。胡雅婷 (2005 )以高職女生為對象， 獲得全量表的 α 係數為 .62 '各分量表的 α 係數介於.58 至 .72 之間。 「一般健康量表」由張亞( 198 7)所修訂，共 28 題，分為「身體症狀 J (例如:最近一個月 我覺得身體非常不好)、「焦慮與失眠症 J (例如:最近一個月我因為過度擔心而無法睡眠)、「社會 功能障礙 J (例如:最近一個月我覺得自己無法做決定)、「嚴重憂鬱症 J (例如:最近一個月我發 現我常有尋死的念頭)四個分量。本量表為 Likert 式五點量表，總量表及各分量表之得分越高表 示身心健康狀況越差。蔣桂揖(

1993

)以高中生為對象，獲得全量表的 Cronbachα 為訓，四個分 量表的 α 係數界於.4 7 至 .72 之間。本研究中因加註 i@請注意:此部分選項中所指的「往常.!l '是 指與你同年齡的同學們平時的表現，請依照你實際狀況與他們相較後的程度來填答 J '所以重新考 驗本量表之信度，各題的決斷值介於 14 .47 至 39.72 之間，四個分量表的 α 係數介於 .85 至 .91 之間。

三、施測程序與資料處理

研究者先以電話聯絡所欲施測的高中職學校，說明施測目的、施測價值，溝通相關事宜。各 校以班級為單位，同時進行三個量表的施測，由研究者或由受過心理測驗相關訓練的施測者(例 如:學校輔導教師)到該班級進行施測，施測時間約為 20-30 分鐘。待問卷回收完成後，刪除填答 不完全與有明顯反應心向者的問卷，將有效問卷的資料輸入電腦，以 SPSSI5.0

for

Windows 進行

各項統計分析。本研究係以多變項變異數分析、典型相關統計方法與單因子變異數分析進行資料 處理。 結果與討論 一、不同性別、出生序、父母婚姻狀況之高中職學生的親職化差異情形 (一)不同性別之高中職學生在親職化表現的差異情形 本研究為了探討不同性別之高中職學生在親職化表現的差異情形，以親職化表現的三個分量 表為依變項進行多變項變異數分析，其平均數、標準差之分析結果如表2' 多變項變異數分析結果 如表 2 所示。 表 2 不同性別之高中職學生在親職化量表之各分量表上的平均數、標準差 男 (N=171 ) 女 (N=252)

26.36

26.90

( 6.09 )

( 6.13 )

43.69

44.19

(7.4

1)

(6.6

7)

28.83

28.62

( 7.24 )

( 8.14 )

不公平性

M

切

MmMm

功能性照顧 情感性照顧

表 3 不同性別之高中職學生在親職化量表各分量表平均數差異考聽

之多變項變異數分析摘要表

來源

ssep

df

A

句2

29.08

27

.45

-1

1.72

性別

25.92

-1

1.06

.997

4.72

15742.84

6663.27

2007.51

組內

20508.05

-1038.127

421

25535.75

由表 3 得知，不同性別之高中職學生在親職化量表的分量表「功能性照顧」、「情感性照顧」 與「不公平性」三項的得分皆無顯著差異 (A=.997， p>.05) 。 本研究結果顯示，高中職男女生在親職化量表三個分量表「功能性照顧」、「情感性照顧」與 「不公平性」上的得分均無顯著差異。本研究結果與鄭淑君(2001 )、柴蘭芬 (2006 )的研究結果 一致。然而，郭孟瑜 (2003 )的研究結果顯示女生的親職化程度顯著高於男生，他認為由於社會 化的過程中社會期許與家庭教育的塑造，使得女生人格上傾向於關係取向，所以女生較容易成親 職化角色。 本研究的研究結果顯示高中職的男生與女生在親職化的三個向度上都沒有顯著的差異，探究 其可能原因與意義，除高中職男女生在親職化表現可能並無差異外，或許也顯示現今性別平等教 育與意識的普遍化，對於子女的要求與照顧較為類似，較少單純因為性別的差異而賦予不同的家 庭事務分工(張美鈴 '2004 ;張紫燕，

200

7)

，加上現代的家庭結構以小家庭為主，子女數大多也 減少為一至二位，使得家庭中人力較以往單薄，家務的分工也可能無法依性別而區分，再加上在 我國的文化下，照顧家人對男女生而言都是受到家庭價值讚揚與鼓勵的，可能因為上述這些原因， 使得目前高中職學生親職化表現並未因其性別而有所差異o (二)不同出生序之高中職學生在親職化表現的差異情形 本研究為探討不同出生序高中職學生在親職化表現的差異情形，以親職化表現的三個分量表 為依變項進行多變項變異數分析，其平均數、標準差之分析結果如表4 ，多變項變異數分析結果如 表 4 ，事後比較結果如表5 所示。 表 4 功能性照顧 不同出生序之高中職學生在親職化量表之各分量表上的平均數、標準差

老大

中間子女

老么

獨生子女

(N=15

7)

(N=8

I)

(N=160)

(N=25)

28.38

28.49

24.63

23.32

(5.84)

(5

.46)

(5.70)

(7.1

9)

44.86

43.81

43.01

45

.40

( 6.62)

( 6.96)

( 6.69)

( 9.96)

28.79

29

.49

28.30

28.16

(7

.78)

(7

.82)

(7

.49)

(7.78)

MmMmMm

情感性照顧 不公平性

· 830· 教育心理學報 表 5 不同出生序之高中職學生在親職化量表各分量表平均數差異考驗

之多變項變異數分析摘要表

來源 出生序 組內

sse?

1675.90

410.87

317.42

325.83

44.93

85.20

14096.01

6279.85

1678.37

20208.13

-1094.12

25455.27

df

421

A

.878*

η

.042

*p< .05

表 6 不同出生序之高中職學生在親職化量表各份量表平均數差異

之單因子變異數分析與事後比較

df

F

事後比較 功能性照顧

3

,

419

16.6

1"

CD>

aJ,

CD>®

<V>aJ.<V>®

情感性照顧 不公平性

3

,4

19

3

,

419

2.25

.4

7

*p< .0167

。=老大， <V=中間子女， aJ=老么， ®=獨生子女 由表 5 得知，不同出生序的高中職學生在親職化量表的分量表「功能性照顧」、「情感d性照顧」 與「不公平性」三項的得分具有顯著差異(/1=.878

'

p<.05) 。因八值達顯著，進一步進行事後比 較得知(如表 6) ，在「功能性照顧」的得分，老大 (M=28.38) 顯著高於老么 (M=24.63 ) 及獨生 子女 (M=23.32) ， 中間子女 (M=28 .49 ) 也顯著高於老么 (M=24.63 ) 及獨生子女 (M=23 .3 2)

(F

(3,

419) =16.61 '

p<.0167) 。而老大與中間子女，則在「功能性照顧」上沒有顯著差異。在「情 感性照顧」與「不公平性」方面的表現，不同出生序之高中職學生則沒有顯著的差異。 本研究結果發現老大與中間子女比老么與獨生子女具有較多功能性照顧(例如:照顧手足、 做家事等) ;但情感性照顧與不公平性方面，不同的出生序則沒有顯著的差異。探究其原因，可能 是因老大及中間子女出生時，大多處於父母結婚初期與開始創業的階段，父母剛開始適應與學習 父母角色，使得老大及中間子女需要幫忙家務及照顧弟妹，因而親職化表現較高，與 J

urkovic( 199

7)

的論點一致。李美枝 (2001 )的研究也指出，在華人社會中年長的手足更是被認為應代替或協助 父母扮演主動的照顧角色。 然而，郭孟瑜 (2003 )以國高中生為研究對象發現獨生子女親職化表現顯著高於老大、中間 子女及老么。他認為獨生子女因意識到自己將來必須一人承擔起照顧父母的責任，使其較非獨生 子女者更叮能擔負親職化的角色。柴蘭芬(2006 )的研究結果，顯示不同出生序之高中生在親職化 表現上並無差異的研究結果也與本研究結果有所不同。 此外， Bowen 認為功能上的出生序可能與實際的出生序不同，且功能上的出生序更能預測是 否會成為家庭中被親職化者，但他認為長子女及老么是最容易吸收父母焦慮而進入三角關係被親 職化的人選，而不同手足間照顧角色功能的程度也受其自我分化程度而影響(Kerr

&

Bow凹，

1988)

，另外， Dinkmeyer 、 Dinkmeyer Jr.與 Sperry

(

1987)指出年紀較大但身心仍未成熟的孩子 會傾向於以控制性與侵入式的方式來照顧家人，這種情況下，較年幼的孩子反而可能會表現出較 具功能的「老大角色 J '補足家庭中所需的功能。 (三)不同父母婚姻狀況之高中職學生親職化表現的差異情形 本研究為探討父母婚姻狀況不同的各組高中職學生在親職化表現的差異，本研究以親職化表 現的三個分量表得分為依變項，分別計算各組在各分量表得分之平均數、標準差，並進行多變項 單因子變異數分析。其結果如表 7 、表 8 所示。 表 7 不同父母婚姻狀況之高中職學生在親職化量表之各分量表上的平均數、標準差 父母同住 父母同住但 父母分居 父母離婚 父母一方以

(N=336 )

分房 (N=28

)

(N=22)

(N=18 )

上死亡

(N=19 )

功能'I生照顧

M

26.80

25.11

27.00

26.94

26.26

SD

(6.06 )

( 6.01 )

( 6.88)

( 6.10)

(6.57 )

情感，性照顧

M

43.84

46.93

43.00

44.83

42.74

SD

(6.67 )

(7

.02 )

( 8.59)

( 8.5

7)

( 8.08)

不公平性

M

28.03

32.68

3

1.82

30.11

29.84

SD

(7

.63 )

( 9.04)

(7

.77)

(7

.00)

( 6.9

7)

表 8 不同父母婚姻狀況之高中職學生在親職化量表各分量表平均數差異考驗

之多變項變異數分析摘要表

來源 父母婚姻狀況 組內 .p<

.05

80.97

15690.95

sse?

-128.67

313.92

6819.40

20220.04

-182.87

288

.4

3

870.03

2178.66

-1337.63

24670.44

df

4

418

A

.931

2 η

.024

事後比較 表 9 不同父母婚姻狀況之高中職學生在親職化量表各份量表平均數差異

之單因子變異數分析與事後比較

df

F

功能性照顧 情感H生照顧 不公平，性 .p< .0167 任三組成對之事後比較均未達顯著差異

· 832 . 教育心理學報 表 8 多變項單因子變異數分析的結果顯示，父母婚姻狀況不同的各組高中職學生在親職化表 現是有顯著差異的 (.，1=.931 ，

p<.05)

， 但是表 8 也顯示差異效果量不僅有.0日，顯示其差異非常有 限。 本研究分別以親職化表現的三個分量表得分，各自進行單變項單因子變異數分析，同時調整 第一類型錯誤率 (α) 為 .0513=.0167 ' 作為決策依據。所得結果如表9 ， F 欄所示。結果顯示:不 同的各組高中職學生在親職化表現主要差異是在「不公平性」的得分。本研究最後是採龐費洛尼

( Bonferroni

)事後比較的方法，比較父母婚姻狀況不同的各組高中職學生在「不公平性」的得分， 成對兩組之間的差異，結果如表 9 所示。結果顯示，並無任何成對兩組間在「不公平'I生」的得分 是有明顯差別的。 整體來看，本研究結果可以支持研究假設的「不同父母婚姻狀況之高中職學生親職化表現是 有顯著差異」。只是差異效果是非常微弱，而且主要之差異顯現在不同父母婚姻狀況之高中職學生 各組在「不公平性」得分的整體間比較之中。本研究結果顯示出不同父母婚姻狀況的高中職學生 在不公平感受方面存在整體性的差異，且差異很均勻的分布在各組之間，並沒有呈現出哪一組特 別高於另一組。研究者探究其原因，可能是因為某些父母婚姻狀態之樣本人數較少，以致在事後 比較上未能達到顯著，因此在事後比較意義上的詮釋需要予以保留。 本研究結果雖較難看到不同父母婚姻狀況與孩子親職化表現之間的關係'但從其他相關研究 中可發現父母婚姻狀況與孩子親職化表現是有關的。Bowen

(

1978) 相信見童親職化的程度和父母 婚姻的衝突產生成正比，而以兒童三角化的方式反應出來。 Jurkovic 、 Thirkield 與 Morrell

( 2001

)、 Mayseless 等人 (2004 )的研究都指出單親與目的酒等父母婚姻狀況或是父母親職功能出現問題的家 庭中，孩子出現顯著較高的親職化表現。由上述研究可瞭解父母婚姻狀況的不同對孩子們親職化 表現的差異似乎扮演著重要的角色。 然而，鄭淑君(2 001) 的研究有不同的結果，他指出父母已離婚之子女與父母未離婚之子女 在「親職化」的得分具有顯著差異，父母未離婚的子女比父母已離婚的子女具有更高的親職化表 現。 二、親職化與身心健康的關係 本研究結果發現高中職學生「親職化」的各個變項之線性組合分數與「身心健康」的各個變 項之線性組合分數間有顯著關係。表 10 結果顯示，有三對典型變項之相關達顯著水準 (ρ);1 '1

₁

= .425 ，

p<.05 、 ρχ2η2=.194 ， p<.05 、 ρχ3η3=.120 ，

p<.05 )

，然而，從典型相關強度指標 ρ2 分別

為 .1806，

.0376

,

.0144 來看，應該是只有第一對典型變項之間的關係強度稍強一點。這樣的結果表 示當本研究只以親職化概念的區塊來探討與身心健康狀況的關係時，這些關係組型的強度較不強 烈，無法代表它們之間決定性的關係'還有很多的因素需要被掌握與探討。然而，即使這些組型 的變異強度不高，但仍需要被重視。

表 10 萬中職學生親職化量表各份量表分數與一般健康量表各份量表分數 之典型相關分析摘要表

Xl

Xl

X3

句I 句2 句3 功能性照顧 (Xl)

-.166

-.004

.986

身體症狀 (Y

I)

-.616

-.095

.508

情感性照顧(

X

_{2 )}

-.468

-.833

.295

焦慮與失眠症 (Y2)

-.796

-.320

.511

不公平性 (X

₃

)

-.853

.520

-.040

社會功能障礙(Y3)

-.868

-.322

-.288

嚴重憂鬱症 (Y

4)

-.862

.477

.168

抽出百分比

.325

.322

.354

抽出百分比

.628

.111

.157

重疊百分比

.059

.012

.005

重疊百分比

.113

.004

.002

ρ

.1806

.0376

.0144

ρ

.425

.194

.120'

.p<.05 (一)親職化與身心健康的第一個典型相關組型 由表 9 可知，第一個典型相關組型顯示:若高中職學生出現越多親職化表現，尤其是「情感 性照顧」與「不公平性 J '則其身心狀況就越不健康。第一對典型相關組型應該可以代表高中職學 生親職化表現與身心健康指標之間的關係。 本研究結果支持親職化文獻的一般論點，即個體的親職化表現越高時，則其身心問題越多

(Wolkin

,

1984; Sessions

,

1986; Jurkovic

,

Jessee

,

&

Goglia

,

1991; Fullinwider-Bush

&

Jacobvitz

,

1993;

Tompkins

&

Dende時，

2007)

0

Jurkovic (

1997) 也歸納出親職化小孩常受苦於憂鬱、想自殺、低自

尊、羞愧、過度的罪惡感、無法鬆懈的擔心、社會疏離與其他的內在症狀，例如:身心症狀，或 外在症狀， f9.ll如:行為失常。 (二 7 親職化與身心健康的第二個典型相關組型 由表 10 可知，第三個典型相關組型顯示:某些高中職生呈現出高「↑青感性照顧」與低「不公 平性」傾向時，則其身心健康方面呈現出低「嚴重憂鬱、症」傾向，但卻是高「焦慮與失眠症」傾 向、高「社會功能障礙」傾向。 此組型似乎可以說明某些個體在家庭關係中所扮演的一種「情感性阿信」角色的現象(本研 究所指稱的「阿信」係指願意無怨無悔、窮盡所能的為他人付出之個體)。因為情感性照顧涵蓋個 體覺得需要為家人的情緒、紛爭、煩惱等負責，即使個體可能會覺得不管做什麼都是自己應為家 庭所盡的責任，只有這麼做才能符合自己、家庭與社會對於孝道要求的標準，他們也較不在意自 己的付出和獲得之間是否對等公平，加上個體因為這些付出口J以讓他們獲得社會讚詐、家人支持 與孝順顧家的好評價等，因此他們可能較少出現憂鬱的情緒，但他們所過度擔負的責任仍可能與 較多焦慮、睡眠問題及社會行為功能問題的產生有所關聯。這現象也提醒我們不要過度擔負情感 的照顧責任，學習放下過度的責任感，重視自己情緒感受的出現與適當的處理，則較少身心方面 的問題。。

· 834 . 教育心理學報 (三)親職化與身心健康的第三個典型相關組型 由表 10 可知，第三個典型相關組型顯示:某些高中職生呈現出高「功能性照顧」與低「不公 平性」傾向時，則其身心健康方面呈現出高「身體症狀」與高「焦慮與失眠」傾向。 此部分的研究結果顯示出某些個體在家庭中扮演一種「功能d性阿信」角色的現象，他們十分 的能幹，可以肩負許多的家庭責任，且無怨無悔、不感到不公平，雖其較不會有社會功能障礙， 但其易有身體症狀、焦慮與睡眠問題。這現象似乎呈現出身體會幫個體說話，透過生理症狀的出 現、以身體的語言來讓我們知道身心因此已受到影響，並非沒有不公平的感受，就可以無止盡的 負擔勞力與事務性的家庭責任。 綜上所述，由本研究結果所指出的三個關係組型可知，當個體越親職化時，則其身心狀況也 越不健康。這三個親職化表現組型與身心健康指標的關係所顯示出的差異，或許也能幫忙我們去 思考與深究關於個體親職化表現內涵有所差異時，與身心健康指標之間關係的可能性。 三、親職化與自我分化的關保 本研究結果發現高中職學生「親職化」的各個變項之線性組合分數與「自我分化」的各個變 項之線性組合分數間有顯著關係。表 11 結果顯示，有二對典型變項之相關達顯著水準 (ρXl 'l I=.679 ，

p<.05 、 ρX2'l2=.426， p<.05 )。從典型相關強度指標 ρ2 分別為.4610，

.1814

'第一對典型變項之間的

關係強度較第二對典型變項關係來得高。此結果表示當本研究只以親職化來探討與自我分化程度 的關係時，這些關係組型的強度較不強烈，無法代表它們之間決定性的關係，還有其他因素需要 被掌握與探討。然而，即使這些組型的變異強度不高，仍不能忽略。 表 11 高中職學生親職化量表各分量表分數與自我分化量表各分量表分數 之典型相關分析摘要表

Xl

Xl

X3

IJI

句2 句3 功能性照顧 (Xl)

-.140

.265

-.954

代間混淆 (Y

I)

.4

07

-.4

22

.664

情感性照顧 (X

_{2 )}

-.4

45

.892

-.076

代間親密 (Y

2)

-.966

.136

.070

不公平性 (X

3)

.911

.392

-.129

涉入三角關係 (Y

3)

-.304

-.902

.071

同儕親密 (Y

4)

-.210

.344

.703

抽出百分比

.349

.340

.311

抽出百分比

.309

.287

.236

重疊百分比

.1

61

.062

.002

重疊百分比

.143

.052

.001

2

_.4

610

.1814

.0059

p

p

.679'

.4

26'

.077

.p<.05

(一)親職化與自我分化的第一個典型相關組型 由表 11 可知，第一個典型相關組型顯示:高「不公平性」傾向，但卻是低"情感性照顧」傾 向，而典型變項 ηI 是一種低「代間混淆 J (代間混淆分量表的得分高)傾向，但卻是低「代間親密」 傾向、高「涉入三角關係 J (涉入三角關係分量表的得分低)傾向。 第一對典型變項χl 與ηl 間的典型相關係數應該不是用來說明高中職學生親職化表現與自我分 化程度之間的關係的一般現象，但它可說是親職化表現與自我分化程度的現象之一。此組型似乎 可以說明某一種「情感性阿信」額型個體的自我分化程度。此部分的研究結果與一般研究中對於 親職化表現與自我分化程度的論點有所差異。相關的研究結果指出若個體的親職化表現越高，則

其自我分化程度越低 (Fullinwider-Bush

&

Jacobvitz

,

1993; Pola

,

1993; Jurkovic

,

199

7)

，但本研究結

果卻呈現二者內涵在方向上互有交錯的狀態，亦即，並不是由親職化與自我分化概念所組成的， 而是親職化概念中的「情感'I生照顧」、「不公平性」與「近似自我分化」所呈現出的狀況。 研究者認為在華人丈化下「情感\'1生阿信」的個體，較易因父母期待改變自己、與父母的關係 較為親密的現象是可理解的，然而研究者認為此類高中職學生與家人關係緊密，甘願為家人多所 付出的特性應較易涉入家庭的三角關係之中，因此，研究者對於為何此類個體較不會涉入三角關 係的原因仍存有疑問，而此現象背後的影響因素也令人玩味。 (二)親職化與自我分化的第二個典型相關組型 由表 11 可知，第二個典型相關組型顯示:若高中職學生出現越多近似親職化表現，則其自我 分化程度呈現出高「同儕親密」傾向，但卻是高「代間混淆J (代間混淆分量表的得分低)傾向、 高「涉入三角關係J (涉入三角關係分量表的得分低)傾向。此組型或許可以用來說明某些高中職 學生親職化表現與自我分化程度之間的關係的現象 本研究結果部份支持個體親職化表現越高時，則其自我分化程度越低的看法。具體而言，當 個體出現越多的功能性與情感性的照顧責任，也感受到越多的不公平時，則其與父母之間越混淆、 越涉入三角關係'但和同儕闌係較為良好。Pola

(

1993) 、 Jurkovic

( 1997

)認為親職化會妨礙個體 的自我分化 1 因為親職化的個體將「照顧者」視為自己的價值，認為這是自己對他人所僅有的意

義，而無法深入探索自我而妨礙其自我分化等的發展 (Fullinwider-Bush

&

Jacobvi妞， 1993) 。

然而，國外研究的論點認為個體的親職化越高，則其自我分化程度越低，本研究結果卻是當 個體親職化越高時，則其也越會代間混淆、越會涉入三角關{系，但與父母及同儕的關係卻是偏向 越良好的，似乎顯現出在華人重視孝道的丈化之下，如果個體承擔各種形式的家庭責任、因家人 的期待改變自己與捲入父母關係中，雖然一方面會令個體感到高度的不公平，但另一方面，個體 或許也接受這是自己孝順父母、體貼父母、甚至是討好父母的方式，也因此而仍能與父母間擁有 親密的聯結關係;此外，個體或許也藉由類似的模式來維持與同儕間的關係與互動。 由本研究結果所指出的二個關係組型大略仍可顯示出當個體越親職化時，則其自我分化程度 有越差的傾向。與國外丈獻相較，本研究所發現的三個關係組型在親職化表現方面， I 功能性照顧」 所具的比重小得多，親職化表現主要顯現在情感性照顧與不公平性三個向度上，而二個組型在親 職化表現上的差異是第一個組型中情感'I生照顧與不公平性關係係數方向性一正一負，而第二個組 型中情感性照顧與不公平性的關係係數方向性相同，因此與國外研究認為親職化表現越高，則自

我分化程度越差的結果並不全然的相同 (Jurkovic，

1997; Earley

&

Cushway

,

2002) 。但本研究結果

· 836· 四、自我分化與身心健康的關係 教育心理學報 本研究結果發現高中職學生「自我分化」的各個變項之線性組合分數與「身心健康」的各個 變項之線性組合分數間有顯著關係。表11 結果顯示，有二對典型變項之相關達顯著水準

(ρX

1

'l 1=.287， p<.05 、 ρX

₂

'l2=.164， p<.05) 。然而，從典型相關強度指標ρ2 分別為 .0823， .0268 來

看，此二對典型變項之間的關係強度皆偏微弱。這樣的結果表示當本研究只以自我分化程度來探 討與身心健康狀況的關f系，這些關係組型的強度較不強烈，無法代表它們之間決定性的關係，還 有其他因素需要被掌握與探討。然而，即使這些組型的變異強度不高，但仍不能忽略。

表 12

萬中職學生自我分化量表各分量表分數與身心健康指標各份量表分數

之典型相關分析摘要表 代間混淆 (X

I)

代間親密 (X

₂

) 涉入三角關係(Xl) P4

•

u

•

U UA 什『 rly 『rly (分分 密百百， .ρ

親出疊

儕抽重

同

p

Xl

.250

.645

.653

.446

63n.7

7288

勻4.AMAU

可-X2

.162

-.077

.559

-.841

.263

.007

.0268

.164

X3

-.945

.397

.138

.051

.268

.004

.0153

.124

X4

.136

-.648

.4

92

.3

03

.193

.000

.0004

.022

可 I 可 2 ..，可3 句J 身體症狀 (Y

1)

焦慮與失眠症

(y

2)

社會功能障礙

(y

l)

嚴重憂鬱症

(y

4)

抽出百分比 重疊百分比

-.3

80

-.755

-.531

-.059

-.440

-.839

.139

-.289

-.562

-.615

.155

.531

-.959

-.196

-.122

-.166

.393

.423

.085

.099

.033

.011

.001

.000

.p<

.05

(一)自我分化與身心健康的第一個典型相關組型 由表 12 可知，第一個典型相關組型顯示:若高中職學生自我分化程度越高，尤其是高「代間 親密」、低「涉入三角關係 J (涉入三角關係的得分越高)與高「同儕親密 J '則其身心狀況就越健 康。第一對典型相關組型應該可以代表高中職學生自我分化程度與身心健康指標之間的關係。 本研究結果支持自我分化程度越高者，身心健康狀況越佳的看法，與許多國內外實徵研究相 呼應，都。顯示出個體的自我分化程度越高，則其焦慮的出現越少，身心狀況越健康，但若個體的 自我分化程度越低，越容易涉入家庭壓力之中，則有較多的焦慮、情緒問題、身心症狀與適應問 題( Flemin 直&

Anderson

,

1986; Bray

&

Williamson

,

1987; 賈紅鶯，

1991

;王嚮蕾，

1994

;高明薇，

(二)自我分化與身心健康的第三個典型相關組型 由表 12 可知，第三個典型相關組型顯示:某些高中職生呈現出低「涉入三角關係J (涉入三 角關係分量表的得分高)傾向，與低「同儕親密」傾向，則其身心健康呈現出低「身體症狀」傾 向、低「焦慮與失眠症」傾向、與低「社會功能障礙」傾向。惟此典型相關組型所存在的相關程 度較為微弱。 此研究結果顯示出當某些個體涉入與父母的三角關係之中時，雖然能保有與同儕的良好關 係，但畢竟這些高中職學生在不當的親子三角關係中所受的傷害與痛苦，仍無法全然的由自己或 是透過其他的關係來獲得籽解，因此，他們所承擔的苦仍會化為身心問題顯現出來。 此外，雖然本研究結果指出某少數個體越不涉入三角關係、與同儕關係越不親密，則其身體 症狀、焦慮與睡眠困擾和社會功能障礙就越少，其身心健康指標越佳，但如此與家庭與同儕關係 皆疏離淡漠的個體，即使在本研究中的身心健康指標上顯現出較佳的結果，是否就可被視為所謂 真正的「身心健康」仍有許多思考與討論的空間。 由本研究結果可知，當個體自我分化程度越高時，則其身心狀況也越健康。本研究所發現的 三個自我分化表現組型與身心健康指標關係組型的差異主要顯現在「代間親密」與「同儕親密」 二項的方向上，或許可以讓我們看到自我分化程度中的「關係」良好與否，與個體身心健康狀況 變化的關係。再者，因為自我分化中的「涉入三角關係」在本研究的二個自我分化與身心健康的 關係組型中，皆扮演重要的角色，與許多親子三角關係的研究結果相呼應(Kerr

&

Bowen

,

1988;

Nichols

&

Schwar紹，

1991)

，所以其與身心健康之間的關係也值得特別的關注。

If弋間混淆」在此二關係組型中的比重皆很小，這樣的研究結果也可能顯現出東西方文化不 同，使得華人文化下的自我分化的內涵，及其與身心健康之間的關係或訐與西方文化中的自我分 化概念有所差異。或者，高中職階段的孩子可能將聽從父母的意見與教導視為理所當然，甚至是 孝順的表現，使其因此較少感受到、或較未意識到源於此的困擾與不舒服，也使得本研究中「代 間混淆」所具的作用皆較小。

五、親職化、自我分化與身心健康的關係

本研究結果發現高中職學生「親職化」、「自我分化」的各個變項之線性組合分數與「身心健 康」的各個變項之線性組合分數間有顯著關係。表12 結果顯示，有二對典型變項之相關達顯著水

準 (ρ 圳 ，=.441 ， p<.05 、 ρX2~2=.248， p<.05 ) 。從典型相關強度指標 ρ2 分別為.1 944， .0615 來看，

第一對典型變項之間的關係強度稍許第二對典型變項關係強一點。這樣的結果表示當本研究只以 親職化概念與自我分化程度二者來探討與身心健康狀況的關係時，這些關係組型的強度較不強 烈，無法代表它們之間決定性的關係，還有很多的因素需要被掌握與探討。然而，即使這些組型 的變異強度不高，但仍需要被重視。

· 838 . 教育心理學報

表 13

高中職學生親職化量表及自我分化各分量表分數與一般健康量表各分量表分數

之典型相關分析摘要表

Xl

X2

X3

X~ I'{

l

可2 可3 I'{~ 功能，性照顧

-.143

-.126

.609

-.667

身體症狀

-.532

-.332

.741

.240

(X

I)

(Y I)

情感，性照顧

-.4

14

-.737

.011

-.147

焦慮與失眠症

-.741

-.481

.356

-.306

( X

_{2 )}

(y

2) 不公平性

-.833

.256

.268

.147

社會功能障礙

-.835

-.369

-.129

.387

(X

3 )

(Y

3) 代間混淆

.224

.053

.469

.666

嚴重憂鬱症

-.882

.340

.324

-.041

( X 4)

(Y

4)

代間親密

.336

-.4

30

-.262

-.487

(X

_{s )}

涉入三角

.449

-.069

-.400

-.070

關係(

X

₆) 同儕親密

.119

-.721

.172

-.035

( X

_{7 )} 抽出E分比

.181

.191

.132

.168

抽出百分比

.577

.148

.199

.076

重疊E分比

.035

.012

.004

.001

重疊E分比

.112

.009

.005

.001

ρ

.1944

.0615

.0268

.0086

ρ

.441'

.248

.164

.093

'p<.05 (一)親職化、自我分化與身心健康的第一個典型相關組型 由表 13 可知，第一個典型相關組型顯示:若高中職學生出現越多親職化表現，尤其是高「情 感性照顧」和高「不公平性 J '與自我分化程度越低，尤其是低「代間親密」和高「涉入三角關係」 (指涉入三角關係的得分越高) ，則其整體身心健康狀況越差。 本研究結果支持親職化表現越高、自我分化程度越低者，其身心健康狀況會越差的看法。本 研究結果除 7 支持「親職化」、「自我分化」與「身心健康」之間具有密切的關係外，也發現「情 感性照顧」、「不公平性」、「代間親密」、「涉入三角關係」在個體的身心健康狀況中扮演較為重要 的角色。

(二)親職化、自我分化與身心健康的第三個典型相關組型

由表 13 可知，第三個典型相關組型顯示:某些高中職生呈現出低「情感性照顧」傾向、低「代 間親密」傾向、低「同儕親密」傾向時，則其身心健康呈現出高「嚴重憂鬱症」傾向，但卻是低 「身體症狀」、低「焦慮與失眠症」傾向、低「社會功能障礙」傾向，亦即，若高中職學生出現越 多「情感性照顧」、「代間親密」和「同儕親密 J '則其身心健康狀況越差，不論是生理方面的「身 體症狀 J '或是心理方面的焦慮、睡眠問題、社會行為功能都會出現得越多，但卻較不會憂鬱。進

一步探究可知，當個體與他人的關係較為黏膩時，可能會過度擔負他人的情緒與困擾，將之視為 自己的責任，而使其出現較多身心問題，但也因有家人與同儕的情感慰藉，所以較不因憂鬱受苦。 再者，在我國重視關係與孝道的丈化中，個體若能多承措照顧父母及他人的責任能夠獲得相 當的鼓勵與讀許，甚至會被期待與要求為了家人及他人有更多的付出、關懷與實際的協助，且因 此與父母及他人有較好的關係'但是身體會以許多方式透露訊息，讓我們知道它已經難以負荷。 再加上，高中職階段的學生非常重視且在意家人關係與同儕關係，也可能使這種情況對他們的影 響更為明顯。 本研究結果仍能支持親職化、自我分化單獨呈現或二者同時考量，皆與身心健康狀況之間有 著密切關係的觀點。由此二個關係組型皆是當個體呈現出低「代間親密」、低「同儕親密」時，就 會出現高「嚴重憂鬱症」的現象，呈現出「關係」似乎與「憂鬱」的出現與否有著某種關連性， 與許多研究認為個體和家人與和同儕的關係越好，其憂鬱的程度越低的觀點相同(李仁宏，2003

;

楊朝旭， 2004 ;林米庭， 2006) 。 再者，研究者也發現「功能性照顧」與「代間混淆」在這二個關係組型中的所佔的比重很小， 似乎這二者在華人丈化中個體的身心健康影響中，較未能突顯出來。推測或許是高中職階段的孩 子因升學壓力而較少需要負擔家務，或者分擔家事責任、為了達成父母的期望而改變自己，在華 人丈化中或許被視為理所當然、是子女「應該」做的，較不會造成個體強烈不舒服感而影響身心 健康等，都是可能的原因。 本研究結果同時考量親職化表現與自我分化程度二者，除了從個體所展現出的親職化表現為 出發點，進而加入其與家庭的自我分化程度，不但能夠對個體親職化展現的樣貌有更多層次的了 解，也可具脈絡性的看到個體的身心健康狀況與此二者的關係，一方面，第一組典型顯示出當親 職化表現越低，且自我分化程度越高時，則個體的身心健康狀況越佳。另一方面，由第二組典型 可知當不同狀態的親職化表現與自我分化程度出現時，則所出現的身心健康狀況會有所差異，並 非是單一而絕對的。 整體而言，本研究各項結果一再指出個體的親職化表現越高、自我分化越不好，則其身心健 康也會越不好的現象，也顯現出不公平的感受與身心問題之間、關係好壞與憂鬱之間、涉入三角 關係與身心問題之間皆具有密切的關係。由上述可知，若要維持個體良好的身心健康狀況，其親 職化表現、自我分化程度、和重要他人的關係、與涉入三角關係的狀況都非常值得特別的關注。 結論與建讀 一、結論 本研究結果，顯示不同性別之高中職學生的親職化沒有不同;然而，不同出生序之高中職學生 在「功能性照顧」向度上有所差異，且不同父母婚姻狀況之高中職學生則在「不公平性」有所差 異。 在親職化與身心健康方面，本研究結果指出高中職學生分擔越多情緒照顧的責任，但越少不 公平感受時，與其焦慮、睡眠及社會功能問題稍多，但較少有嚴重憂鬱有關。再者，高中職學生 擔負越多功能性照顧時，與其較少社會功能障礙、憂鬱，但較多身體症狀、失眠與焦慮、有關。

哥哥且通 Fdzf 報 在親職化與自我分化方面，本研究結果呈現出當高中職學生分擔越多家人的情緒責任，但較 少不公平感受時，則與其較會因父母的期待而改變自己，和父母的關係較親密，但較少涉入家庭 三角關係有關。另一方面，當高中職學生出現稍多的功能性與越多的情感性的照顧責任，也感受 到越多的不公平，亦即近似親職化的表現越高時，則與父母之間較混淆、較涉入三角關係，但和 同儕關係較良好有關。 在自我分化與身心健康方面，本研究結果顯示出高中職學生自我分化越高時，則其身心健康 狀況越佳。此外若高中職學生越涉入家庭三角關係，和同儕的關係越感親密時，則與較易出現身 體症狀、焦慮、失眠及社會行為功能障礙有關。 在親職化、自我分化與身心健康三者的關係方面，本研究結果指出當個體的親職化表現越低、 自我分化程度越高，則其身心健康狀況越好。但若個體肩負較多情緒照顧責任，和父母與同儕的 關係較親密時，則與其有較多生理、焦慮、失眠、及社會行為功能障礙，但較不會憂鬱有關。 學 理 'L、 育 教

. 840·

二、建讀 依據本研究之各項結果，研究者建議不同身分者可嘗試依下列方式來減低個體因親職化所帶 來的身心困擾: (一)諮商輔導專業人員與親職教育工作者 I."pJ透過情緒教育協助高中職學生覺察其身心狀況，並學習適當處理情緒。 本研究結果顯示高中職學生心中的不公平感受與其身心問題的出現有著密切的關係'因此， 可透過情緒教育協助個體對其生理訊息、情緒與壓力有所覺察，以適當的方式處理與調節所知覺 到的不公平感受，可協助其維持較好的身心健康狀態。 2.協助個體在「孝順」與「關照自己」之間取得平衡o 本研究結果顯示當個體負擔越多功能性與情感性的親職照顧責任時，則不論其所感受到的不 公平感多寡，都同樣的與身心健康狀況越差有著密切的關係。因此，諮商輔導人員可協助個體更 具彈性與調適力的看待其孝道價值觀與自身的需求，在二者間取得適合自己的平衡點，讓他們能 在具有良好身心狀態的情況下，展現其孝道的行為。 3.可從親職化與自我分化的觀點瞭解高中職學生身心健康狀況。 本研究也發現親職化表現、自我分化程度與身心健康指標三者之間確實有關聯性存在，因此， 建議諾商輔導人員在瞭解高中職生身心健康狀況時，口J將其身心方面的困擾放在家庭系統的動力 與脈絡中作考量，釐清其親職化與自我分化如何影響個體處理及面對自身的家庭責任，進而協助 其瞭解與調整其親職化表現的狀況，減少因不適當的親職化所帶來的傷害，並協助其提升自我分 化的程度，且懂得適當但不過度的分擔家庭責任、同時照顧到自己的需求也體認到自己的限制所 在，使個體得以維持良好的身心健康狀態。 4.協助父母學習適度賦予孩子家庭責任，並留意及評估孩子的身心狀況。 本研究結果指出親職化表現越高，則個體的身心越不健康。因此，親職教育者可藉由各種親 職教育的機會，協助父母學習在賦予孩子家庭責任時，需配合其身心發展階段，並適時調整其負 荷，以維護其身心健康的發展。

(二)為人父母者

l 讓孩子處在孩子的位置，不要涉入家庭三角關係中。

本研究結果發現若個體有越多的親職化表現時，則其身心健康狀況越差，且越涉入三角關係 時，則個體的身心方面的問題也越多。因此，家庭責任主要還是需由父母擔負，而非讓孩子承擔， 讓他們獲得該階段所需的照顧與撫育。此外，父母無法負荷照顧責任時，可經由其他成人或運用 相關資源來獲得所需的支援。 2.重視孩子心中的「不公平感受」。 本研究結果顯示當孩子心中對於家庭責任分擔的不公平與不對等的感受出現時，會與其身心 不健康的狀況有密切的關係'是故，父母需重視孩子心中的不公平感受，藉由與親子間的良好溝 通，協助孩子適當的表達自己，減少身心問題的出現。 3.對不同排行的子女，仍需給予適當的注意，與健康發展、滿足需求的空間。 本研究結果發現老大和中間子女在親職化表現的功能性照顧，明顯多於老么及獨生子女。因 此，建議父母需給每個子女適當的注意與照顧，減低因出生序而使較年長孩子犧牲某些被撫育的 需求、分擔過多的照顧責任而影響其身心發展。 4 維持清晰的家庭界線，接納孩子自我分化的需求，鼓勵其獨立自主發展。 本研究結果指出個體的自我分化程度越佳，則其身心狀況越健康。是故，父母除了要與孩子 建立親密的關係之外，仍需接納孩子發展上個別化的需求，鼓勵孩子獨立自主並讓孩子知道在尋 求獨立自主的過程中，仍保有與父母的親密，孩子才能安心且有後盾探索自我、達成其健康的身 心發展。 三、研究限制與對未來研究的建讀 研究對象方面:本研究主要以台灣高中職學生為研究對象，無法類推於其他年齡層。因此， 未來研究可擴及不同年齡層，例如:大學以上之成年人、不同世代(例如:父執輩) ，將更能發現 親職化發展性與不同世代的現象。本研究的抽樣樣本中，高二男生樣本較少，其是否會對相關的 研究結果有所影響，可藉由其他研究進一步相互印證。再者，未來若能探究某些特殊族群，例如 臨床個案、單親、目的酒、派外家庭的子女等，將能更清晰的看出身心健康與親職化之間的關係， 或者可與國外研究相比較也訐能看出孝道觀念及文化差異在親職化表現上的影響。 研究變項方面:親職化在不同文化下，或是因個人的孝道價值觀之差異，即使具有相似程度 之親職化的個體，可能在主觀感受上仍具有差異，以致其身心健康狀況有所不同，因此，研究者 認為未來研究或訐口J以藉由目前國內所蒐集到的親職化研究原始數據，進一步去分析目前以國外 親職化量表所修訂的題目中，有哪些題項較能呈現華人個體的親職化現象，漸而聚斂出更精確細 緻且符合我國文化的親職化定義與測量工具。國內目前針對親職化概念所做的研究仍缺乏，也尚 不知道以國外親職化的角度來看，國內的狀況如何，因此，本研究末將孝道放進來探討而將重點 放在以國外親職化的內涵來探究在國內的現象，算是一個前置的研究。未來研究吋增加「孝道價 值觀」之測量，進一步釐清個體的親職化表現與其孝道價值觀之間所呈現的關係。 本研究結果發現親職化的「功能性照顧」與自我分化的「代間混淆」與身心健康的關係較微 弱，這二者對於華人文化中的個體是否為理所當然的價值或有其他因素的影響，及親職化與自我 分化此三概念的內涵，是否因東西文化的差異有所不同，亦即是否本研究所指稱的「情感性阿信」、 「功能性阿信」與「近似自我分化」的概念更適於呈現華人個體的親職化與自我分化現象皆值得 未來的研究再作深究。

報 研究方法方面:本研究僅以問卷調查的方式進行資料蒐集，無法得知個體回答背後所具有的 思考及意義，因此未來研究可進一步加入深度訪談、長期縱貫式研究等方式，讓質與量的資料並 陳，將可使對於個體的暸解更為完整周全。 學 理

IG\

育 教

. 842 .

參考文獻

王嚮蕾(

1994)

:原生家庭父母自我分化與青少年自我分化、焦慮之相關研究。國立台灣師範大學 教育心理與輔導研究所碩士論文。 李仁宏 (2003) :雙親教養態度、家庭功能與青少年憂鬱傾性關係之追蹤研究。高雄醫學大學行為 科學研究所碩士論文o 李美枝 (2001 ):手足與朋友關係的內涵與功能:從猩種與人種的表現看演化的藍圖與文化的加工。 本土心理學研究.

16 '

135-182 。 吳嘉瑜 (2005) :倒轉的親子位置一「親子化」見童之相關丈獻探討。輔導季刊.

41 (1)

,

21-28

頁。 林米庭 (2006) :親子關係、人際壓力因應與青少年焦慮、憂鬱情緒的探討。東吳大學心理研究所 碩士論文。 胡雅婷(2005) :高職女生自我分化、人際互動與憂鬱傾向之相關研究~以台北市某高職為例。中 國文化大學青少年見童福利研究所碩士論文。 張正 (1987):大專聯考壓力症候群的探討。中華民國公共衛生學會雜話，6 (3)

,

43-55 。 張貝萍 (2000) :單親家庭青少年自我分化、情緒種定與偏差行為相關之研究。中國文化大學見童 福利研究所碩士論文。 張虹雯 (1998) :父母爭吵時的三角關係連作與兒童行為問題之相關研究。國立彰化師範大學輔導 研究所碩士論文。 張美鈴 (2004) :園中性別平等教育教學設計對性別平等態度影響效果之實驗研究。國立高雄師範 大學教育研究所碩士論文。 張紫燕 (2007) :性別平等教育課程對低年級學生性別角色態度影響之研究。國立臺東大學教育研 究所碩士論文。 高明薇(

1996)

:高中職學生自我分化與因應方式、心理健康關係之研究。國立臺灣師範大學教育 心理與輔導研究所碩士論文。 柴蘭芬 (2006) :高中生親子三角關係、手足關係與情緒適應之相關研究。國立政治大學教育研究 所碩士論文。

許惠雯 (2006) :從親子三角關係、情緒安全感探討見童知覺父母衝突與其適應之闢係。國立政治 大學教育研究所碩士論文。 郭孟瑜 (2003) :青少年的親子三角關係頡型與人際行為之研究。國立政治大學心理學所碩士論文。 楊朝旭 (2004) :高中生知覺家庭氣氛、課業壓力、同儕闢係與其憂鬱傾向開係之研究。國立嘉義 大學家庭教育研究所碩士論文。 賈紅鶯(1 991) :父母自我分化、子女自我分化與子女適應水單之相關研究-Bowen 家庭系統理論 之驗誼。國立臺灣師範大學教育心理與輔導研究所碩士論文。 鄭淑君 (2001): 夫妻婚姻滿意度與其子女三角關儕運作情形之分析研究。國立彰化師範大學輔導 與諮商所碩士論文。 蔣桂擾(1 993) :高中學生生活壓力、因應方式與身心健康闢係之研究。國立高雄師範大學教育研 究所碩士論文。

Bow凹，

M. (1978).

Family therapy in clinical practice. Northvale

,

NJ: Jason Aronson.

Bray

,

J. 此，

&

Williamson

,

D. S. (1987). lntergenerational family relationships: An evaluation of theory

and measurement.

Psychotherapy

,

24

,

516-528.

Broszormenyi-Nagy

, 1.,

&

Spark

,

0.

M. (1973).

Invisible loyalties: Reciprocity in intergenerational

family therap

y.

Hagerstown

,

MD: Harper

&

Row.

Brotherton

,

W.

D.

(1

989).

The Assessment of Parental Triangulation of Chil

d.

Unpublished doctoral

dissertation

,

The Florida State University.

Burnett

, G.,

Jones

,

R. A.

,

Bliwise

,

N. G.

,

&

Ross

, L.

T.

(2006). Family unpredictability

,

parental

alcohoiism

,

and the development of parentification.

The American Journal of Family Therap

y,

34

,

181-189.

Carlson

,

E.

,

Jacobvi泣， D. ，

&

Srou起，

L. A.

(1

995). A development investigation of inattentiveness and

hyperactivity.

Child Development

,

66,

37-54.

Carroll

,

J. J.

,

&

Robison

,

B. E. (2000). Depression and parentification among adults as related to parental

workaho lism and alcoholism.

Family Journal: Counseling and Therapy for Couple and Families

,

8(4)

,

360-367.

Dinkmeyer

,

D.

C.

,

Dinkmeyer

,

Jr. D.

C.

,

&

Sperry

L.

(1987).

Adlerian counseling and psychotherap

y.

Merrill Publishing Company

&

A Bell and Howelllnformation Company.

Earley

, L.,

&

Cushway

,

D. (2002). The parentified child.

Clinical Child Psychology and Psychiatry

,

7(2)

,

163-178.

Fleming

,

W.

M.

,

&

Anderson

,

S. A. (1986). Individuation from the family of origin and personal

adjustment in late adolescence.

Journal of Marital and Family Therap

y,

12

,

311-315.

· 844 . 教育心理學報

Fullinwider-Bush

,

N.

,

& Jacobvitz

,

D. B. (1993). The transition to young adulthood: Generational

boundary dissolution and female identity developmen

t.

Family Process

,

32(1),

87-103.

Goodnow

,

J. J. (1988). Children's household work:

It

s nature and function.

Psychological Bulletin

,

103

,

5-26.

Johnston

,

J. R.

(1

990). Role deflection and role reversal: Structural variations in divorced families and

children's functioning.

Family Relations

,

39

,

405-413.

Jones

,

R. A.

,

& Wells

,

M. (1996).An empirical study of parentification and personality.

The American

Journal of Family Therap

y,

24(2)

,

145-152.

Jurkovic

, 0.

J.

,

Jesse巴，

E. H.

,

& Goglia

,

L.

R.

(1

991). Treatment of parental children and their families:

Conceptual and technical issues.

The American Journal ofFamily

Ther中y，

19

,

302-314.

Jurkovic

,

G

J.

(1

997).

Lost childhoods: The plight ofparentified child Philadelphia. PA

,

US: Brunner / Mazel

,

Inc

,

252.

Jurkovic

, 0.

J叮 Thirkield， A 可&

Morrell

,

R. (2001). Parentification of adult children of divorce: A

multidimensional analysis.

Journal ofYouth and Adolescence

,

30(2)

,

245-257.

Karpel

,

M.

A.

(1

976). Intrapsychic and interpersonal processes in the parentification of children.

Dissertation Abstracts International

,

38,

365.

Kerr

,

M. E.

,

& Bowen

,

M.

(1

988).

Family evaluatio

n.

NY: Norton.

Mayseless

,

0.

,

Bartholomew

, K.,

Henderson

,

A.

,

& Trinke

,

S. (2004). 1 was more her Mom than she was

mine: Role reversal in a community sample.

Family Relations

,

53,

78-86.

Miller

,

A. (1984). Thou shalt not be aware: Society's betrayal of the child. NY: Farrer

,

Straus

,

Grioux.

Minuchin

,

S叮 Montalvo，

B.

,

Guerney

,

B.

G.,

Rosman ，底，

& Schumer

,

F.

(1

967).

Families of the slums.

New York: Basic Books.

Morris

,

M.

G.,

& Gould

,

R. W.

(1

963). Role reversal: A Concept in Dealing with the Neglected/Battered

Child Syndrome.

The Neglecte

d!

Battered Child Syndrome: Role Reversal in Parents

,

29-49. New

York: Child Welfare League of America.

Nichols

,

M. P.

,

& Schwartz

,

R. C.

(1

99

1).

Family therap

y:

Concept and methods. Boston: Allyn and

Bacon.

Piag仗， J叮 lnhelder， B 叮& Szemins徊，

A. (1960).

The

child 孟 conception

ofgeometry. NY: Basic Books.

Pola

,

L.

E.

(1

993). Parentification level as predictor of self esteem and academic achievement in hispanic

children.

Dissertation Abstracts International

,

54(3-B)

,

1695-1696.

Riggs

,

B.

A.

(1

990). Routine-work-related-absence: The effects offamilies.

Marriage and Family Review

,