大學生消沉傾向量表之發展研究

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DOI：10.6251/BEP.20160125

大學生消沉傾向量表之發展研究

＊

吳珮瑀*

林清文

陸洛

國立彰化師範大學學生心理諮商與輔導中心國立彰化師範大學輔導與諮商學系國立台灣大學工商管理學系暨商學研究所本研究主要依據Church 與 Brooks（2009）有關隱微自殺（subtle suicide）概念編製「消沉傾向量表」。消沉傾向量表共有30 題，在信效度考驗上共進行內部一致性信度、再測信度、建構效度、複核效化及效標關聯效度等考驗。以大學生為研究對象，研究樣本來自全台10 所大專校院在學學生，總計包含2,679 位大學生。研究結果發現，消沉傾向量表具有良好信效度，在多次內部一致性信度考驗，全量表信度係數介於 .94- .96，各分量表介於 .76- .96。各分量表組合信度皆達.70 以上，平均變異萃取量均在 .30 以上，題項間具有適度的共同變異，SMC（Squared Multiple Correlations）佳。間隔 2 週測量穩定係數為 .89，間隔 3 週為 .72。信度考驗結果顯示消沉傾向量表具備良好一致性和穩定性。以結構方程模式統計方法進行驗證性因素分析，結果支持消沉傾向量表評量的因素結構與實徵資料間的適配度佳。複核效化分析結果，顯示建模樣本與效度樣本的指標相似度高，支持消沉傾向量表評量的跨樣本穩定性。在消沉傾向與相關概念間關係，研究結果均支持消沉傾向量表評量具備合理的聚斂效度與區分效度。依據研究結果，本研究提出消沉傾向量表運用與發展之建議。關鍵詞：消沉傾向量表、複核效化、驗證性因素分析

* 1. 本文通訊作者吳珮瑀，通訊方式：hlwu@cc.ncue.edu.tw。 2. 本篇論文為吳珮瑀提國立彰化師範大學輔導與諮商學系博士論文改寫，在林清文、陸洛教授指導下完成。

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大學階段是許多成人生涯發展的關鍵期，勤奮積極的大學生涯奠定其往後生涯成功的基礎。然而，隨著高學歷高失業率的時代來臨，許多大學生面對畢業後的生涯不確定性產生許多負面的態度，消極地應對日漸升高的就業壓力，在學習上也採取逃避、自我否定的因應行為。其中，自暴自棄式的生活態度是令人關注的現象，大學生晨昏顛倒、頻繁蹺課、成就動機低落等現象時有耳聞，此現象也連帶引發休退學率增加、網路沈迷問題以及身心症狀如憂鬱、焦慮、飲食疾患、自殺意念等發生率增加的問題。根據主計處統計，2011 年台灣的失業人口中，大學以上學歷的失業率最高，達 5.18%，計有 16 萬人（主計處，2011）。同時期，大學的延修生比率與休退學人數創新高，並有年年提高之跡象（主計處，2012）。顯見，高等教育必須留意大學生的學習效率與學習意願，以防止國家高等教育資源的虛耗與青年學子競爭力的流失等問題。早期，人本心理學家 Rogers（1961）主張人皆有自我實現之潛能，然而，在越來越多的大學生身上，消極的學習態度與自我放逐的生活方式，卻讓處於人生精華時期的學子，距離Rogers 所謂「充分運作的個體（the fully functioning person）」之理想越來越遙遠。此現象不僅是大學教育的隱憂，亦是國家社會發展的阻礙，值得學界重視與探討之。

一、隱微自殺現象

近代，有西方學者依據其多年心理治療工作的觀察，提出一種因長期坐困愁城、對人生抱持負向且悲觀的心態，稱之為「隱微自殺（subtle suicide）」現象（Church & Brooks, 2009）。Church 和Brooks 認為這些人因為疏離人群、違離生活常規和不在意身體健康的維護，以致逐漸呈現自我放棄與自我破壞（self-defeating and self-destructive）的生活型態。他們認為此種生活型態讓健康的成人漸漸採取一些不利生存的生活方式或行為模式，造成對身體健康的傷害、破壞有意義的人際關係、削弱追求目標與理想的鬥志、陷入無力自拔的痛苦，最後甚至可能導致死亡。在心理治療與諮商過程中，因為治療者普遍對這種生活型態缺乏瞭解、敏感度不足，以致費力周旋於其症狀，卻不易發揮治療效果。

相關論述也見於有關慢性憂鬱（chronic depression）現象之討論中，Akiskal、Hirschfeld 與 Yerevanian 於 1983 年提出憂鬱人格（depressive personality）的概念，DSM-IV 明確揭示憂鬱性人格疾患（depressive personality disorder）的診斷準則，認為憂鬱有慢性化之特性。Klein、Huprich、 Ryder 與 Bagby 等不同研究團隊對於慢性憂鬱與情緒疾患間是否為相異概念有豐富論述，從他們發表的一系列研究中，可以窺探慢性憂鬱現象實有別於憂鬱症（Huprich, Margrett, Barthelemy, & Fine, 1996; Huprich, 1998, 2001, 2003, 2004, 2009; Klein, 1990; Ryder & Bagby, 1999; Ryder, Bagby, Marshall, Costa, & Rosenbluth, 2007; Ryder, Bagby, & Schuller, 2002）。綜合諸家理論觀點，大體支持某些憂鬱有慢性化屬性，從他們的界定中，可以歸納出對於慢性憂鬱的概念內涵大致可區分為三大特色：（1）低落情緒、（2）自我貶抑、（3）悲觀憂慮。 Church 與 Brooks（2009）的隱微自殺觀點，企圖進一步解釋在這些精神疾病診斷背後，有一組共同的心理特徵，即自我挫敗與自我破壞的思考、情緒和行為模式。他們認為這是人在一生當中某些時期所發生的一種自我棄逐的狀態，它可能是長時間存在的一種自我破壞的行為模式，如過度沉迷於菸酒、生病不就醫或不願規律服藥、睡眠不規律、採行自我虐待行為，也可能是認知情緒上的負面傾向，亦或是人際上的疏離他人。在實務上，我們常可在中輟生、網路沉迷者以及學習動機低落的學生身上看到這樣心態的展現。二、隱微自殺之內涵就定義而言，Church 與 Brooks（2009）指出隱微自殺是「長時間存在的一種自我毀滅的感覺、思考和行為等模式，明顯影響一個人的生活品質和壽命」。他們認為人們對於自己的隱微自殺心態

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是不易察覺的，他人也同樣不易發現，因為隱微自殺者常是自欺欺人，不會對他人坦承內心對於生活的真實感受。他們在熟人或不相干的人面前表現得很表面、很正常，偶而出現的自傷行為反而被視為是要吸引注意或關心，然而這些人底層心理還有許多不為人所知的陰暗與辛酸。這樣的情形可能持續長久，干擾個人生活達數年或數十年之久，儼然是一種生活習慣，他們漸漸地不關切生活中的重要事物，生活品質持續下降，人際關係不良，各種身心問題層出不窮。有些人抱持著隱微自殺態度生活，直到老死並無特別顯著的外在徵兆，有些人則表現出明顯的自我挫敗反應甚至採取行動傷害自己，表現差異極大。

Church 與 Brooks 界定「隱微自殺」是一種區間（zone）的概念，是一種隱藏在正常的表象之下慢慢發展的過程，當個體身心健康走下坡的趨勢到達某一種狀態時，就進入了隱微自殺區間（subtle suicide zone），個體在此狀態下將採行各種不利健康的自我傷害行為，如無意義的冒險行為、極端的飲食或睡眠、過度使用藥物或酒精等。這些行為讓人像掉入無底的漩渦一般，在渴求與失望、空虛疏離與尋找刺激之間不斷循環，漸至採取行屍走肉、隨波逐流的生活方式而越來越無法回歸正軌。

隱微自殺的形成可能是多重原因。當生命經驗中遭遇數種不利於健全發展的因素，如失落經驗、被忽略或遺棄、精神病傾向、導致罪惡感或羞愧感的經歷等等壓力經驗，消磨一個人生存的積極意志，容易出現隱微自殺（Church & Brooks, 2009）。就發生的時機而言，隱微自殺可能在任何年齡階段出現，兒童期的隱微自殺現象，可以從兒童期出現的飲食疾患、縱火行為、退縮反應、憂鬱表現，甚至是外顯自殺行為當中觀察得到，其原因可能係親子關係不良、照顧品質不佳、兒童期性侵害、暴力虐待或照顧疏忽等因素造成；成年期也可能因為意外受傷或疾病導致身體功能的殘缺，引發當事人因長期處於疼痛問題或無能感而衍生的隱微自殺現象；老年期則可能因鰥寡、失能、經濟壓力或任何老化所帶來的問題而處於高壓力狀態，繼而在長期壓力煎熬之下發生此現象。整體而言，隱微自殺的形成在任何年齡層都可能發生。三、理論缺口與研究限制 Church 與 Brooks（2009）對於所謂的隱微自殺現象，傾向以外顯的行為表現來描述此狀態。外顯行為的個別差異大，加上容易受環境變動的影響，並不容易建立穩定、有效的評量指標，有礙於實徵研究的進行。再者，以行為解釋行為也是Church 與 Brooks 理論上的不足，導致難以累積實徵研究證據，若探討的焦點能同時包含有機體（organism）運作的層面，如自我概念、認知與情緒、主觀評價、人我關係知覺等面向，使其符合對「隱微自殺」是潛在致病因素的預設，則理論可更為完整與明確。關於所謂「隱微自殺區間」是否存在？何以存在？如何偵測？有何影響？等等基本問題，目前並沒有累積足夠的以證據本位（evidence-based practice, EBP）為基礎的實證取向研究資料。其中，關鍵問題乃在於其操作型定義不明以及缺乏相對應的評量工具。Church 與 Brooks（2009）曾嘗試編製一個10 題的量表，但只是就臨床經驗所做的整理，並沒有嚴謹的量表編製程序，也未經過實徵研究考驗（Church & Brooks）。因此，本研究擬探討「隱微自殺」現象在人類生活經驗的展現，同時也從實證科學（evidence based）的觀點，編製心理評量工具，以利進一步對現象的觀察、檢測與分析，進而探討介入（intervention）之可能性。

四、以「消沉傾向」指稱人類自我放棄與自我破壞之表現

在名詞方面，以英文的「subtle suicide」表述人類自我放棄與自我破壞現象，可以理解 Church 與 Brooks（2009）兩位臨床學者想表達此現象與自殺行為的嚴重性相當，然而經逐字翻譯為中文後，「隱微自殺」一詞容易與自殺行為有所混淆。此現象不光是「自我毀滅」的意涵，也包括人們

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因面臨生活困頓經驗而逐漸失志消沉的內在歷程，如何以更精確的名詞指稱上述人類頹喪經驗是研究上重要的考量。研究者為求適切反應現象本質，以中文名詞來表達上述自我毀棄者的總總特徵，擬以「消沉傾向」來指稱個人這樣的自我放棄與自我破壞狀態。「消」在說文解字中是指「溶化、散失」，而「沉」是指「沒入、落下、陷入」；「消」也表示耗損、耗費，「沉」有往下降落的意思，兩字合用常被用來形容「心志衰頹不振」（教育部，2012）。就文字學語意而言，「消沉傾向」能傳神地描繪一個人因愁煩而陷入漩渦般自我挫敗歷程的經驗，可更生動地表達一個人深陷困境卻無力自救的窘境。五、發展量表以利測量藉由前述文獻探討，了解在長期憂鬱現象中常見之自我放棄與自我破壞的行為表現，如消極的身體反應（飲食、睡眠以及活力低）、負面思考與感受、缺乏希望感與悲觀等，與資深臨床心理學家Church 與 Brooks（2009）在臨床現象觀察中所見之「隱微自殺」現象有相似特徵，包含有自我貶抑、悲觀憂慮、關係困難等三大特徵，而Church 與 Brooks 還特別強調自我破壞的不利己行為模式。研究者從其中梳理出存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧與關係矛盾等四面向的特徵，反應兩者均強調的經過長期發展而來的脆弱特質，命名為「消沉傾向」。基於前述對於消沉傾向之探討，繼而整合相關學者所提出的人類自我放棄與自我破壞現象之觀察，歸納其中屬於人類內在自我沉淪與外在自我毀壞作為的特徵。研究者擬從實證科學角度，以心理測驗編製理論之方法，進行「消沉傾向」的概念建構與評量工具之建立。藉由實徵資料的收集與運用，企圖達到以下研究目的：（一）依據文獻探討結果，輔以臨床實務經驗觀察所得，編製合宜的消沉傾向評量工具，藉以探討「消沉傾向」之構念內涵。（二）考驗所建立的消沉傾向評量工具之效度，探討有效性、區辨性、預測性等評量工具檢驗指標是否能被充分滿足。（三）考驗所建立的消沉傾向評量工具之信度，確認在一致性與穩定性等指標上，是否支持消沉傾向評量工具為具可信度之心理評量工具。

研究方法

一、研究對象研究對象為大學生，研究樣本來自全台共計10 所大專校院在學學生。依研究目的不同，抽取五大類樣本：（一）預試樣本，包括 464 位大學生，剔除其中作答不完整或在檢核題上有作答不認真情形 者53 位，共得 411 份有效問卷，有效率 88.58%。所得資料作為預試題本題項修改的依據。 （二）內部一致性信度研究樣本，共進行 7 次目的、時間、來源均不同的取樣與評量，每次 取樣人數計172 至 1,050 人不等。所得資料為進行項目分析以及考驗內部一致性係數之用。 （三）再測信度研究樣本，分為2 週及 3 週的再測。2 週的再測信度研究，研究樣本包括 98 位大學生，剔除其中沒有完成前後測的不完整樣本29 位，共得 69 份有效問卷，有效率 70.4%；3 週的再測信度研究，研究樣本包括66 位大學生，剔除其中沒有完成前後測的不完整樣本 3 位，共 得63 份有效問卷，有效率 95.5%。所得資料為進行穩定性考驗之用。 （四）建構效度研究樣本，在模式建立方面，研究樣本包括503 位大學生，來自中部 2 所大 專校院學生。剔除其中作答不完整、作答不認真或有遺漏值者33 位，共得 470 份有效問卷，有效

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率93.44%；模式驗證方面，包括 1,050 位大學生，剔除其中有遺漏值者 6 位，共得 1,044 份有效 問卷，有效率98.96%。所得資料為考驗量表之建構效度（construct validity）所用。

（五）效標關聯效度研究樣本，同信度研究樣本，所得資料分別用以考驗消沉傾向量表與相關特質之聚斂效度（convergent validity）與區分效度（discriminant validity）。

其中，七次取樣的內部一致性信度研究樣本同時亦是建構效度或效標關聯效度研究樣本，茲說明七次取樣之研究樣本特性如表1。表1 信度與效度研究樣本概述序號取樣數有效樣本數量表填答有效比率（%）相關變項問卷樣本屬性研究用途 1 172 164 95.3 自尊量表男：女= 41：59 平均年齡= 20.5 信度研究效標關聯研究 2 179 165 92.2 寂寞感量表男：女= 43：57 平均年齡= 20.3 信度研究效標關聯研究 3 197 177 89.8 簡式健康量表男：女= 28：73 _{平均年齡=20.1} _{效標關聯研究}信度研究 4 185 160 86.5 生活滿意度量表男：女= 51：49 平均年齡= 20.1 信度研究效標關聯研究 5 230 213 92.6 網路成癮量表男：女= 35：65 平均年齡= 21.5 信度研究效標關聯研究建構效度研究 6 267 257 96.3 中國人幸福感量表男：女= 34：66 _{平均年齡= 18.3} 信度研究效標關聯研究建構效度研究 7 1,164 1,050 90.2 憂鬱量表男：女= 539：511 平均年齡= 18.5 信度研究效標關聯研究建構效度研究二、研究步驟本研究依據理論分析與訪談所得結果建立題庫，並進行量表預試與正式施測。首先進行建立題庫、預試與題項修訂等程序。進一步地，為能對於消沉傾向之構念與評量建立科學化依據，遂探討消沉傾向與相關因素之間的關係，並建立量表評量的信效度資料。本研究在題項信度、建構效度、聚斂效度與區分效度的計算上使用SPSS 18.0 版進行分析，並以AMOS 18.0 版統計套裝軟體進行結構方程模式之測量模式考驗，包括進行參數估計和適配度考驗。模式參數估計使用最大概似法進行，並就所得參數估計進行模式適配度考驗。首先，進行基本適配度的檢視，以確認模式參數估計的合理性；接著，確認模式和實徵資料的適配度和精約性，即整體適配性考驗；最後，再考驗模式的內在適配度，以檢視構念的信度與效度。依據目前有關模式適配度考驗之建議（邱皓政，2011；黃芳銘，2007；Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2010），建立各項考驗標準。三、研究工具主要研究工具為自編之「消沉傾向量表」，編製之主要目的為瞭解大學生之自我放棄與自我破壞生活型態，其內涵以在消沉傾向量表的存在疏離（5 題）、困竭思覺（11 題）、疏忽自我照顧（6 題）及關係矛盾（8 題）等分量表表示，總共 30 題。採李克特式（Likert type）七點量尺，各題項有七個選項，分別為「完全不符合」即5%以下的符合程度、「很不符合」即20%左右的符合程度、「大多不符合」即35%左右的符合程度、「部分符合」即50%左右的符合程度、「大多符合」即65%

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左右的符合程度、「很符合」即80%左右的符合程度以及「完全符合」即 95%以上的符合程度。所有題項敘述均為單一方向性，無反向計分題，受測者依個人最近一段時間以來的實際狀況，就其與題目敘述符合的程度回答。在計分方面，受測者圈選「1」表示「完全不符合」，給予 1 分；圈選「2」表示「很不符合」，給予 2 分，餘依此類推，量表總分範圍介於 30 至 210 分之間。分量表的計分方式，係將分量表各題項原始分數加總，即得分量表總分，分別表示受測者在存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧及關係矛盾等方面的自覺表現程度。總分越高表示消沉傾向越強烈，量表編製過程詳見研究結果與討論一節。

研究結果與討論

一、概念釐清與理論建構

研究者從Church 與 Brooks（2009）的隱微自殺觀點出發，參酌 Akiskal（1983）等人、DSM-IV （1994）與 Huprich（1998，2009）等對於慢性憂鬱者的特徵描述，輔以研究者在實務工作及生活經驗中對於人的「消沉傾向」之觀察，企圖了解此現象之內涵與本質。藉由文獻探討，了解在長期憂鬱現象中常可見之自我放棄與自我破壞的行為表現，如在 DSM（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, APA, 1952）診斷系統上除了 DSM-III-R（1987）中曾提出的「自我挫敗性人格疾患（self-defeating personality disorder, SDPD）」，標示這種採取不利己生活方式的狀態，此外在低落性情感疾患（dysthymic disorder）以及憂鬱性人格疾患（depressive personality disorder）等診斷別當中，也有類似的自我破壞反應，如不快樂、消極的身體反應（飲食、睡眠以及活力低）、負面思考與感受、自貶與低自尊、缺乏希望感、悲觀等。Church 與 Brooks 所提出的隱微自殺概念包含長期憂鬱現象中常可觀察到的自我貶抑、悲觀憂慮、關係困難等特徵，另外他們還特別強調自我破壞的不利己行為模式。基於此，本研究歸納出具備「自我放棄與自我破壞生活型態」特性的「消沉傾向」之概念內涵可能包含「低落情緒」、「自我貶抑」、「悲觀憂慮」、「自我破壞行為模式」以及「人際疏離」等特色。進一步經過理論的比對與融合之後，歸納出其中共同因素：自我貶抑、悲觀憂慮、疏忽自我照顧、關係困難。依其概念內涵，以「存在疏離」、「困竭思覺」、「疏忽自我照顧」與「關係矛盾」命名之。在定義上，「消沉傾向」是指個人所存有，對人、事、世界的一種自我挫敗心態，包括認知、情感、行為以及人際關係等方面的消極傾向，以存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧以及關係矛盾等四構面表示之。二、建構消沉傾向量表之評量向度研究者接著發展存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧、關係矛盾等四個構面的操作性定義（見表2），並依據操作性定義發展出合宜的測量指標。在題庫建立（即測量指標編寫）方面，研究者除了參考前述學者對於相關概念的界定與測量方式之外，同時訪談11 位至少二年以上處於情緒低落或自我放逐狀態的受訪者，討論其消沉經驗。參酌質性訪談結果，據以編擬初步量表題項。

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表2 消沉傾向構念內涵與操作型定義構念構念內涵題項 A. 存在疏離 1. 存在意義的疑惑 個人對於生存的意義和目的感到疑惑，並因而無法找到生活目標以及對於未來的正向期待。 2. 自我疏離感 對於個人存在的價值感到迷惑，由於缺乏存在感而感到空虛與慌亂，並且因為害怕面對真實的自我以及現實處境而採取心理上的逃避與否認。 3. 麻木與矛盾 由於過多、過重的生活或心理壓力，個人採取習得無助的反應，對生活、他人感覺麻木不仁，對生存抱持矛盾心態，希望死去以脫離痛苦但又害怕死亡。 1. 我的生活沒有目標 2. 我無法決定我的未來 3. 我心裡有空洞的感覺 4. 有時我會有恍惚的感覺，不知道為何自己會身處某地或正做某事 5. 無論發生甚麼事情，我的感覺很麻木 B. 困竭思覺 1. 悲觀 以灰暗的態度看待未來，而對於個人的遭遇則一致性地以悲觀角度詮釋，認為自己的生活將越來越糟，而個人無力扭轉劣勢，只能被動地接受厄運的到來。 2. 跳脫不出現況的困境 對於現況有欲振乏力、跳脫不出來的想法及相應而來的感受。 3. 負面自我概念 否定自己的存在價值，對於自己的特質、身分、作為等給予低的評價。貶抑自己、缺乏自尊，並常有羞恥感、罪惡感等負面感受。 4. 焦慮反應 隱藏內在負面感受，如憂鬱、痛苦、無力感等。然而，因為長期的不快樂、空虛感或者無力感帶來的恐慌感受與災難預期，使人產生焦慮。 5. 漩渦般的失控感 似漩渦般的自我挫敗歷程，讓個人陷入壓力與挫敗感的惡性循環當中。 6. 這一段時間以來，我的生活越來越糟 7. 我似乎無力改變我的生活 8. 我心裡有很多愧疚感 9. 我對自己這一段時間以來的表現感覺丟臉 10. 這一段時間以來，我是個失敗者 11. 面對生活，我有無力感 12. 我會感到焦慮 13. 我常常提不起勁過日子 14. 我的生活像是掉入漩渦裏面 15. 我沒辦法處理碰到的困難 16. 我想好好有所表現，但常常心有餘而力不足 C. 疏忽自我照顧 1. 健康生活型態不佳 對於個人生活、身體健康以及衛生習慣等，顯得毫不在乎，以至於未能維持良好衛生、健康以及生活習慣，導致一些身體健康問題的產生。 2. 沉迷行為 採行自我毀壞的生活模式，包括沉迷於一些對於身體、工作、課業和人際有礙的行為模式中，無法自拔。越消沉者，沉迷行為的種類越多。 3. 衝動行為 行為上衝動性高，好採行高風險行為，因而容易因為意外而受到傷害。另外，由於對公共規範的不在乎，以致常有違規行為。 17. 這一段時間以來，我的生活作息混亂 18. 我會沉溺在某些事情上而打亂生活作息 19. 雖然知道某些習慣對我的健康不好（如熬夜），但我還是不想改 20. 我不愛惜自己 21. 我小錯不斷、大過不犯 22. 我容易有衝動行為 D. 關係矛盾 1. 對人的失望與無法掌握 覺得自己沒有真正的友誼，以致在需要時無法得到有用的幫助。同時，對於人性感到悲觀，常常因為無法掌握他人的反應而感到無力。 2. 隱藏自我 常常自欺欺人，不會對他人坦承內心對於生活的真實感受，他們在不重要的人甚或熟人面前表現得很表面、很正常，但內心底卻有許多不為人知的心事。 3. 尋求他人的肯定 缺乏個人內在穩定的自體形像，以致努力在人際間塑造某些形象。在意的不是別人如何，而是他人眼中的自己如何。換言之，其人際關係是以討好他人、維護自尊為重心的。 23. 我不容易和他人保持良好關係 24. 我對他人常感到不耐煩 25. 對我而言，真正地信任他人是有困難的 26. 我對於人常常有失望的感覺 27. 在他人面前我常常隱藏真正的想法 28. 和別人親近常常讓我覺得不自在 29. 我努力討好他人 30. 我發現我一直在尋求他人的接納並藉以肯定自己三、題項品質檢核邀請 2 位心理諮商領域專家學者就「作答說明」、「題項敘述」與「題項型態」進行專家效度評閱，並多次反覆檢視構念內涵與構念架構之周延性與有效性。在充分討論題項編擬之適切性後，以語句精簡、表達淺顯易懂、語意明確等原則修改題項。接著，邀請 5 位大學生試做問卷並

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訪談其填寫心得。另外，再邀請 2 位同儕協助評鑑題項適切性，依作答感受、題意清晰與否、作答容易與否以及語句與研究者原概念相稱與否，收集題項修改意見。最後，研究者依這些意見修正文字表述，並設計檢核題，形成預試題本。預試題本包含正負向題93 題及 3 題作答態度檢核題，總題數為96 題。四、題項刪修依預試所得資料進行多元常態性分布預檢，以檢視單題得分是否符合常態分配的假設。檢驗程序包含缺失值處理、偏離值計算、常態分布考驗、正反向題聯合分析等。對於違反常態分配假設的題目進行刪題或修題之處理，其中依據作答態度檢核題，檢視受試作答認真程度，刪去社會期望傾向過高或自認為沒有認真誠實作答者。此步驟總計刪除53 筆資料，剩餘有效樣本數 411 筆，有效率為88.58%。在初步題項相關分析上發覺同一構念內的正反向題之間相關不高，似乎為不同概念，遂將相關過低的反向題（即正面敘述）分別出來（計有 26 題），只留正向題及相關較高的反向題。進一步地，為求精簡，將每一分量表內概念相近、題項相關較高的題目分別出來，避免重複，遂再刪除40 題（未來或可作為複本設計之題項），使量表題目僅剩 30 題。最後，加上 4 題作答態度檢核題，形成修改後預試題本，共有34 題。五、項目分析進一步施測34 題預試題本，以所得資料進行項目分析，包括鑑別力、題項間相關，以及刪題後 Cronbach’s α 值的計算，並以因素分析方法檢視刪題後題項的共同性。在鑑別力方面，採極端值檢核法，將量表依總分，從高到低排列。接著，以量表總分前 27% 的樣本為高分組，後27%的樣本為低分組，進行獨立樣本 t 檢定，選取差異顯著考驗達 p < .001 者； 在題項相關分析上，考驗各題項內部一致性，刪修題目的考量標準為各題項與分量表之相關過低代表一致性不佳、題項間相關若過高則代表題項重疊性過高，均考慮刪修。進行因素分析，瞭解刪題後各題項的共同性及因素負荷量，與理論模式比對。因素分析採主成分萃取法（principal-component method），依原量表構想抽取四個因素，以 Kaiser 常態化的 Oblimin 法轉軸。因素分析結果顯示，研究樣本在量表各題項反應的因素分析中，所抽取的四因素共可解釋全部題項反應變異量的 57.43%，四因素之特徵值（eigenvalue）皆在 1.20 以上，因素一「困竭思覺」可解釋40.99%的總變異量、因素二「疏忽自我照顧」可解釋 6.30%的總變異量、因素三「關係矛盾」可解釋6.14%的總變異量、因素四「存在疏離」可解釋 4.0%的總變異量，題項大致與理論模式相應。六、正式題本刪修後題項除去4 題作答態度檢核題，最後形成 30 題的正式題本。正式題本各分量表內部一致性信度係數Cronbach’s α 值介在 .83~ .96 之間，總量表 Cronbach’s α 值為 .95，屬合理範圍。消沉傾向量表各分量表的題項數目與例題列舉如下：存在疏離分量表題項共計 5 題，例題如「我的生活沒有目標」、「我心裡有空洞的感覺」；困竭思覺分量表題項共計 11 題，例題如「我想好好有所表現，但常常心有餘而力不足」、「我的生活像是掉入漩渦裏面」；疏忽自我照顧分量表題項共計 6 題，例題如「這一段時間以來，我的生活作息混亂」、「我會沉溺在某些事情上而打亂生活作息」；關係矛盾分量表題項共計 8 題，例題如「我不容易和他人保持良好關係」、「我對他人常感到不耐煩」。

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七、建構效度

以驗證性因素分析探討消沉傾向量表之建構效度。本研究模式包含4 個潛在變項與 30 個觀察變項，其中 4 個潛在變項分別為：存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧、關係矛盾。觀察變項之題項常態分配均符合假設，故採最大概似法（method of maximum likelihood estimate, MLE）進行參數估計。參考邱皓政（2011）、Hair 等人（2010）之建議，對於本研究建構之理論模式與觀察資料之間適配程度，以基本適配度、整體適配度與內在適配度等指標加以評鑑。（一）競爭模式首先，為瞭解四個潛在變項的研究模式是否優於其他模式，本研究參照 Podsakoff 與 Organ （1986）的建議進行一構面模式、二構面模式（合併自我疏離和困竭思覺以及合併疏忽自我照顧和關係矛盾）、三構面模式（合併自我疏離和困竭思覺、疏忽自我照顧、關係矛盾）與本研究四構面模式（自我疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧、關係矛盾）的巢套分析。各模式適配度指標為：一構面模式（χ2 = 2780.83，df = 405，GFI = .69，CFI = .74，RMSEA = .106）、二構面模式（χ2 ₌

2655.33，df = 405，GFI = .72，CFI = .75，RMSEA = .104）、三構面模式（χ2 _{= 1781.79，df = 401，}

GFI = .81，CFI = .85，RMSEA = .082）、四構面研究模式（χ2 = 1152.50，df = 398，GFI =.85，CFI = .91，RMSEA = .064）。結果顯示一、二與三構面模式的各項評鑑指標表現多低於可接受水準，而四構面的研究模式為四者中的最佳模式，故以下以四構面模式進行模式適配度評鑑。

（二）基本適配度

考量消沉傾向量表各因素間相關偏高（見表3），顯示初階因素可能受到較高階因素的影響。依Marsh 與 Hocevar（1985）所建議，計算目標係數（target coefficient）以決定採一階驗證性因素分析或二階（高階）驗證性因素分析。表3 消沉傾向量表潛在變項間皮爾森積差相關係數矩陣暨 AVE 平方根（N = 470） 構面 1 2 3 4 1. 自我疏離 .69** 2. 困竭思覺 .76** .78** 3. 疏忽自我照顧 .46** .59** .62** 4. 關係矛盾 .56** .68** .54** .65 **p < .001 註：非對角線為各潛在變項間的相關係數，對角線是AVE 的平方根。AVE 值若大於水平列或垂直欄的相關係數值，則代表構念間具備構念區別效度。計算所得的目標係數為1413.08/1425.74 = 0.99，符合 Marsh 與 Hocevar（1985）建議，當目標係數接近於1.0 時可考慮採高階驗證性因素分析。從多模式比較（comparing alternative models）的觀點來看，初階與高階研究模式的競爭比較，屬於非巢套模式的比較，依據Vasconcelos-Raposo、 Fernandes、Teixeira 與 Bertelli（2012）的看法，可以從χ2

、χ2/df、GFI、NNFI（TLI）、CFI、RMR、 RMSEA 及 AIC 等指標來比較，決定何為適配模式。模式統計量比較詳見表 4。

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表4 四種不同研究模式驗證性因素分析結果摘要表 Model 高階模式（固）1 高階模式（估）2 高階模式初階斜交 NPAR3₆₇_.000 ₆₈_.000 ₆₄_.000 ₆₆_.000 χ2_1152.5₀₀ _1147.2₀₀ _1425.74₀ _1413.08₀ DF 398.000 397.000 401.000 399.000 P <.001 <.001 <.001 <.001 χ2_{/DF 2.90}₀ _2.89₀ _3.56₀ _3.54₀ GFI .850 .850 .820 .820 AGFI .830 .830 .790 .790 PGFI .730 .730 .710 .710 SRMR .057 .056 .063 .060 RMSEA .064 .063 .074 .074 TLI .900 .900 .870 .870 CFI .910 .910 .880 .880 AIC 1286.500 1283.200 1553.700 1545.100 BIC 1564.700 1565.600 1819.500 1819.200 Target Coefficient = 0.99 註1：採取開放共變數估計參數及固定潛在變項殘差之後的修正模式註2：採取開放共變數估計參數之後的修正模式註3：NPAR 指模式之參數數目。由表 4 可看出，高階模式較能解釋四個低階因素（存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧、關係矛盾）之間的共同變異。雖然在高階模式因為參數的減少可能使模式考驗更不容易適配，但就表4 結果來看，高階模式的卡方值為 1425.74，自由度為 401，達 .05 顯著水準，卡方自由度比為 3.56，與初階斜交模式的考驗值差不多。因此，優先選擇高階模式進行驗證性因素分析程序，以進行所得估計模式之適配度檢驗。依據Sörbom 與 Jöreskog（1982）的模式修正之建議，對於 MI 指標顯示誤差變項間可能存在明顯共變關係，進行模式的修改以使適配度更佳（陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，2005），總計開放4 組估計參數，分別在四個潛在變項的觀測指標之誤差變項間各開放 1 組，即題項「我的生活沒有目標」和「我無法決定我的未來」之間允許相關、題項「我對自己這一段時間以來的表現感覺丟臉」和「這一段時間以來，我是個失敗者」之間允許相關、題項「這一段時間以來，我的生活作息混亂」和「我會沉溺在某些事情上而打亂生活作息」之間允許相關、題項「我努力討好他人」和「我發現我一直在尋求他人的接納並藉以肯定自己」之間允許相關，即這些題項雖然因為題意相近而有較高相關，但為保留構面的完整性，仍將題項保留並開放估計。另外，將「困竭思覺」潛在變項的殘差固定在 .15，將估計模式稍做偏移以符合變項間關係。此舉將損失部分卡方值，但潛在變項間（消沉傾向—>困竭思覺）的標準化迴歸權值降為 .94，模式內變項間關係較為合理，應是較理想之模式。比較修正模式與先前的幾個模式之適配度指標，參考Vasconcelos-Raposo、Fernandes、Teixeira 與Bertelli（2012）的作法，以 AIC 及 BIC 指標較小者選取。由表三可以看出，採取開放共變數估計參數及固定潛在變項殘差之後，其修正模式是適配度較佳的模式。檢視新修正模式之基本適配度，計算模式參數估計值。修正後模式的卡方值為1152.503，自由度為 398，達 .05 顯著水準，卡方自由度比為 2.90，初步適配度佳。接著，考驗其他基本適配度指標：（1）模式的觀測指標估計的因素負荷量及各潛在變項變異數均達 .05 顯著水準；（2）各項參數的估計標準誤在 .042 至 .101 之間，無明顯過大；（3）參數間相關絕對值均小於 .766，2,016 個參數間相關中只有 11 個值大於 .60，符合未接近 1 的標準；（4）各變項與誤差變項的變異數參數沒有負值；（5）因素負荷量（標準化迴歸權值）均在 .50 以上至 .95 以下，符合 .50 至 .95 的要求。由以上各項指標可知，修正後模式的基本適配度佳。（三）整體適配度依據本研究所定標準，從三種適配度指標檢視模式整體適配度。分別檢視絕對適配度（absolute fit measures）、增量適配度（incremental fit measures）和精約適配度（parsimony fit measures）。在

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絕對適配度方面，卡方統計指標：χ2_{= 1152.50，df = 398，p < .001，χ}2_{/df = 2.90。卡方達 .05} 顯著水準，理論模式所得估計導出矩陣和樣本矩陣無差異的虛無假設應予拒絕，惟因N = 470 為大 樣本，故仍應再參酌其他適配度指標。其中卡方自由度比值為2.90，在 2~5 之間為可接受；標準化殘差均方根SRMR = .0566，些微高於本研究所訂之標準範圍（應小於 .05），但仍為可接受；漸進誤差均方根RMSEA = .064，介於 .05~ .08 之間，符合本研究所訂可接受之範圍（小於 .05 模式良好，.05 至 .08 可接受）；適配度指標 GFI = .85，小於 .90，但考量樣本數大時，卡方相對提高，容易拒絕虛無假設，依據Baumgartner 與 Homburg（1996）的說法，當模式較為複雜時，GFI 值達 .80 即可接受；HOELTER（.05）CN 值= 182，接近 200，在可接受標準（應大於 200）。在增量適配度方面，常態適配度指標NFI = .90，符合本研究所訂標準（應大於 .9）；增量適配改良指標，包括非常態適配度指標 NNFL（TLI）= .90、比較適配度指標 CFI = .908，皆高於 .90，符合本研究所訂標準。此結果顯示，研究模式相對於基準模式（獨立模式或虛無模式），可以減少 90%以上的離差量，表示研究模式明顯較獨立模式更為適配。在精約適配度方面，精約比指標 PRATIO = .915，已超過 .70。符合本研究所訂標準，表示此模式的精簡度佳；精約常態適配指標PNFI = .793，已超過 .50，符合本研究所訂標準。顯示觀測變項能被更少的路徑加以簡化。以上整體適配度的各項評鑑指標考驗結果，無論在絕對適配度、增益適配度或精約適配度等各方面，均支持本研究模式與實徵資料的適配程度佳。換言之，本研究所設立的研究模式與實徵資料的差距不大，模式整體適配度理想，研究模式獲得實徵資料的支持。（四）內在適配度內在適配度即檢測模式內各觀察指標的量化品質，以保障研究推論的正確性。首先，根據 Cooper 與 Emory（1995）的建議，所有測量同一概念的評量指標，至少都應達到 Cronbach’s α > 0.7 的標準。本研究在先前的信度檢驗中，以不同的測量考驗消沉傾向量表的內部一致性，均獲得良好內部一致性信度的測量結果。接著，針對本研究所提出的各項內在適配度指標一一加以評鑑。首先，模式估計所得各項參數（標準化迴歸權值）、估計標準誤及顯著性考驗均符合本研究設定標準（如前述），SMC（Squared Multiple Correlations）介於 .25~ .88，有兩題略小於 .30，構念的平均變異萃取量（AVE）介於 .38~ .61，符合研究標準（大於 .5 為佳、大於 .3 為可接受），組合信度（CR）介於 .61~ .78，符合研究標準（大於 .5 為佳），其中 CR 值已依 Raykov 與 Marcoulides （2000）建議校正。整體而言，內在適配度為可接受。所得高階驗證性因素分析結果如圖 1 所示。

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圖1 消沉傾向量表高階驗證性因素分析結果

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Hair 等人（2010）建議使用構念效度來替代傳統模式內在適配度評估的作法，說明上更為清楚。本研究採用Hair 等人的建議，以構念效度的概念說明研究模式的內在適配度，包括內容效度（content validity）、聚斂效度（convergent validity）、區分效度（discriminant validity）等。

內容效度係指檢驗測量工具內容的適切性，本研究在建構消沉傾向構念之初即以參考與整合相關理論、訪談可能有消沉經驗之成人、與心理諮商專家學者討論並反覆檢視題項內容等方式謹慎編製題項內容。在預試階段請2 位同儕檢視問卷，並就填寫問卷的感受與想法提供意見。同時，也請 5 位大學生試答問卷，收集試答者對於消沉傾向量表的主觀感受與建議。這些繁複的程序，都是為了保障消沉傾向量表的內容效度。基於編製程序的嚴謹性，推測量表應具有可接受的內容效度。在幅合效度方面，依Hair 等人（2010）的建議，從個別題項的信度、潛在變項組合信度、潛在變項的平均變異萃取量等三項指標來檢視消沉傾向量表的幅合效度。消沉傾向量表的個別題項信度可由題項與因素的路俓係數來瞭解，亦即個別題項的因素負荷量均達0.5 以上，且達統計考驗之顯著水準（t > 1.96，p = .05），顯示本研究模式具有良好個別題項信度。研究模式的潛在變項組 合信度（CR）介於 .61 至 .78 之間，顯示研究構面具有良好的內部一致性。潛在變項的平均變異萃取量（AVE）介於 .38~ .61 之間，均高過邱皓政（2011）所建議的標準（大於 0.3），顯示觀測指標可被潛在構念解釋的比率適當。由考驗結果可知，本研究模式各觀測指標信度及潛在變項組合信度皆符合標準，顯示本研究各構念具有良好的幅合效度。在構念區別效度方面，根據Hair 等人的建議，模式內各構念間的可區別性，可從構面間的相關矩陣來檢定，亦即潛在變項的平均變異萃取量（AVE）之平方根需大於與其他構念間的相關係數（Hair et al., 2010）。本研究模式構念間，皮爾森積差相關係數矩陣與平均變異萃取量之平方根如表3 所示。由表 3 可知，潛在變項平均變異萃取量大多大於構念間相關平方，顯示本研究模式構念間大致具有構念區別效度。但是，「自我疏離」構面與「困竭思覺」構面間相關達 .76 大於「自我疏離」構面AVE 平方根的 .69，而「關係矛盾」構面與「困竭思覺」構面間相關 .68 則略大於「關係矛盾」構面AVE 平方根的 .65。沿用 Yang、Chen、Choi 與 Zou（2000）的處理方式，重新檢視上述構面的題項內涵，若兩構面確實有清楚的概念性差異，仍可將兩構面視為兩個不同的構念。如本文前述，消沉傾向量表的四個構念均有其理論與現象上清楚區分之概念，不宜捨去或合併任何一者，在競爭模式的考驗，也發現四構面模式比起一、二、三構面更佳。故而，仍將「自我疏離」構面與「困竭思覺」構面以及「關係矛盾」構面與「困竭思覺」構面之間視為不同的構念。八、信度研究在內部一致性信度方面，本研究共進行7 次信度研究資料收集。7 次的消沉傾向量表評量的結果，存在疏離分量表 Cronbach’s α 值介於 .81 至 .86、困竭思覺分量表 Cronbach’s α 值介於 .93 至 .96、疏忽自我照顧分量表 Cronbach’s α 值介於 .76 至 .84、關係矛盾分量表 Cronbach’s α 值介於 .83 至 .90，總量表的 Cronbach’s α 值介於 .95 至 .96。根據 Cooper 與 Emory（1995）的建議，對於同一概念而言，所有評量指標至少都應達到Cronbach’s α > .70 的標準。研究結果顯示信度研 究的7 次測量中，Cronbach’s α 值均達到 .75 以上水準，符合 Cooper 與 Emory 的建議，顯示消沉傾向量表評量具有良好內部一致性信度。

在考驗量表評量的穩定性方面，2 週的再測信度研究，得到相關係數為 .89；3 週的再測信度研究，得到相關係數為 .72，均達顯著的高相關，顯示消沉傾向量表評量具有穩定性。整體而言，信度研究結果顯示，消沉傾向量表的評量具有良好內部一致性與穩定性。

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九、複核效化為進一步了解消沉傾向量表評量的因素結構是否具有跨樣本的穩定性，亦即研究模式的效度概化程度（黃芳銘，2007），本研究進行複核效化模式驗證程序。複核效化模式驗證又稱為模式不變性考驗（invariance testing），為進行模式穩定性分析之用。所謂「模式穩定性」是指研究的理論模式是否也適配於來自相同母群的不同樣本。為考驗本研究模式是否也適配於其他的大學生樣本，研究者將前述修正模式進一步進行不同樣本的多模式比較，以確定模式的適配度不只是來自個別樣本（idiosyncratic sample）的特徵所得結果。首先，以模式建立時的樣本470 人為建模樣本（calibration sample）。另外，再收集 1,044 位有效樣本的實徵資料（已逐筆刪除有缺失值之資料6 筆），隨機選取其中 50%樣本數，計有 519 人，作為效度樣本（validation sample）。接著，比較兩樣本的指標相似度。本研究將效度樣本的共變數矩陣帶入前述研究模式，得到χ2 = 1207.93，df = 398，χ2_{/df = 3.04（介於 2-5 之間，可接受）}_，_RMSEA

= .063（< .08，可接受），NNFI = .902（> .90，理想），CFI = .91（> .90，理想），GFI = .86（> .80，可接受），AGFI = .84（> .80，可接受）。經考驗模式適配度指標，大部分指標均達到可接受程度，顯示效度樣本的適配度亦佳，初步支持模式的穩定性，各評鑑指標所得結果亦類似建模樣本的考驗結果。所得複核效化驗証性因素分析結果（效度樣本），如圖2 所示。再者，進行參數等值化的跨樣本效度考驗。根據Hair 等人（2010）的建議，跨樣本效度研究可以分為三種層次的類型，包括：（1）鬆散的跨樣本效度（loose cross-validation），指採取不同樣本進行相同模式的驗證性因素分析。（2）部份等值的跨樣本效度（partial corss-validation），採取不同樣本進行相同模式的驗證性因素分析，且跨樣本間的每一構念至少有2 個相應的因素負荷量等值。（3）嚴格的跨樣本效度（tight cross-validation），指採取不同樣本進行相同模式的驗證性因素分析，且跨樣本間的每一構念相應的因素負荷量均等值。前述建模樣本與效度樣本的指標相似度考驗程序，即為鬆散的跨樣本效度驗證。考驗結果顯示，不同的樣本資料支持本研究模式具備良好的跨樣本效度。進一步採取較嚴謹的標準考驗跨樣本效度，Hair 等人認為，嚴格的跨樣本效度是較為少見的，可在部份等值的跨樣本效度考驗中逐漸增加因素負荷量等值的設定，以尋求最多相應因素負荷量等值的部份等值跨樣本效度，即趨近嚴格的跨樣本效度。因此，本研究將採取Hair 等人所建議的部份等值跨樣本效度考驗。在部份等值的跨樣本效度考驗中，本研究在每個構念中均設定3 至 4 個因素負荷量等值，且高階到低階的因素負荷量皆等值。選取的方式係以每個潛在變項的觀測指標中，依迴歸權值較高者依序選取，選取的部分等值數目係以該潛在變項的測量指標數目而定，大約1/3 至 2/3 的測量指標被選入，經過在考驗中逐漸增加因素負荷量等值的設定，以尋求最多相應因素負荷量等值的部份等值跨樣本效度。表5 模式複核效化結果摘要表虛無假設 χ2 _df _Δχ2 _Δdf _p _決策 Hform: F（1）= F（2）* 2360.44 796 na na .000 接受**

H0: Λa = Λb（partial equal） 2386.51 814 26.07 18 .098 接受

* F 為模式形式（黃芳銘，2007），表示在 Λx，θσ，ψ 中具有相同的面向以及相同型式的固

定、釋放及限制參數。

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圖2 消沉傾向量表複核效化驗證性因素分析結果—效度樣本（validation sample）由表5 可看出，寬鬆跨樣本效度考驗的χ2_{= 2360.44，df =796，p < .01。進一步考驗寬鬆跨樣}

本效度的模式適配度，得到χ2/df = 2.97 （介於 2-5 之間，可接受），RMSEA = .045（< .08，可接受），NNFI = .901 （> .90，理想），CFI = .91（> .90，理想），GFI = .86（> .80，可接受），AGFI = .83 （> .80，可接受）。結果顯示寬鬆跨樣本效度的各項評鑑指標均符合研究要求，模式適配度佳。

部分等值跨樣本效度考驗的整體模式自由度為814，卡方值為 2386.51，較寬鬆跨樣本效度考驗的卡方值2360.44，增加 26.07（Δχ2_）_{，自由度增加了}_{18。此卡方增量的卡方差異檢定 p = .098，}

未達 .05 顯著水準，顯示在經過部分等值的跨樣本效度考驗之後，研究模式的複核效化得到支持，研究模式具有跨樣本的穩定性，即模式不變性獲得支持。

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十、效標關聯效度本研究欲進一步瞭解消沉傾向與現有心理學概念間之關聯性如何？研究者選擇與消沉傾向各構面相關量表，同時進行評量，藉以探討消沉傾向與相關概念之相似與相異性（見表 6）。四向度消沉傾向的概念核心，即在於從認知、情緒、行為習慣以及人際關係等層面呈現人的自棄與自毀之心態，本研究從這些層面相關的心理特質，挑選合適評量工具，藉由理論關係的假設與驗證，探討消沉傾向與其他概念之間關係。同時，此舉亦能累積消沉傾向量表的效標關聯效度之研究證據。根據 Campbell 與 Fiske（1959）以及 Sawilowsky（2002）對於聚斂效度和區分效度的看法，從這些概念與存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧、關係矛盾等四個構面間相似與相異等不同關係，可以進一步獲得構念間聚斂與區分效度之證據。因此，本研究以「自尊」作為存在疏離與困竭思覺兩分量表之聚斂效標（困竭思覺與存在疏離各表達自尊的某些面向）、以「生活滿意度」與「身心健康（簡式健康量表）」作為困竭思覺分量表之聚斂效標、以「網路成癮」作為疏忽自我照顧分量表之聚斂效標、以「寂寞感」作為關係矛盾分量表之聚斂效標，而非聚斂效標之各概念即為其他分量表之區分效標。同時也收集和消沉傾向整體概念相關之「憂鬱」與「幸福感」評量，以進行概念間的相似與相異之討論。在工具方面，以Rosenberg（1965）自尊量表（Self-Esteem Scale）（陳坤虎，2001）、生活滿意度量表（曾文志，2007）、簡式健康量表（Lee et al., 2003）、網路成癮量表（陳淑惠、翁儷禎、蘇逸人、吳和懋、楊品鳳，2003）、加州大學寂寞量表（UCLA Loneliness Scale, Version 3）（李靜如、林邦傑、修慧蘭，2011）、美國國家心理健康組織（National Institute of Mental Health, NIMH）發展之「流行病學研究中心之憂鬱量表」（center of epidemiological study-depression scale, CES-D）（Cheng & Chien, 1984; Chien & Cheng, 1985）、中國人幸福感量表簡短版（陸洛，1998）等相關心理量表進行探討。消沉傾向者看待事物的態度較為悲觀，因而容易負面詮釋自己的表現與對未來的預期。同時，挫敗的生活經驗也可能導致較高的憂鬱、較低的生活滿意度和幸福感。在本研究中發現，消沉傾向與自尊間存在負相關（r = -.68，p < .01），屬大效果值的範圍，意即大學生的消沉傾向越明顯，其自尊越低落，反之，自尊越低落，其消沉傾向越明顯；消沉傾向與憂鬱之間存在正相關（r = .75， p < .01），兩者間互可解釋 56 ％左右的解釋量，屬大效果值的範圍，大學生憂鬱越強烈，消沉傾向越明顯，反之，消沉傾向越明顯，其憂鬱也越強烈；消沉傾向與生活滿意度之間存在負相關（r = -.40，p < .01），屬中效果值的範圍，消沉傾向越明顯，生活滿意度越低，反之，生活滿意度越低， 其消沉傾向也越明顯；消沉傾向與幸福感間存在負相關（r = -.71，p < .01），屬大效果值的範圍，消沉傾向越明顯，幸福感越低，反之，幸福感越低，其消沉傾向也越明顯。另外，消沉傾向與身心健康（分數越高表示身心症狀越常出現，身心越不健康）之間也有顯著正相關（r = .59，p < .01），消沉傾向越明顯，身心症狀發生的可能性越高，反之，身心症狀發生的可能性越高，消沉傾向也越明顯；消沉傾向與自殺意念之間有顯著正相關（r = .37，p < .01），即消沉傾向越明顯，自殺意念發生的可能性也越高，反之，自殺意念的發生可能性越高，消沉傾向也越明顯；在孤獨與寂寞感受中，本研究發現消沉傾向與寂寞感間存在正相關（r = .59，p < .01），屬大效果值的範圍，意即大學生的消沉傾向越明顯，則寂寞感越強烈，反之，寂寞感越強烈，消沉傾向也越明顯。網路成癮是現今大學生所面臨的重要身心健康議題（陳淑惠，2003），消沉傾向與網路成癮之間有顯著正相關（r = .44，p < .01），顯示消沉傾向者確實較容易有網路成癮傾向。從消沉傾向與憂鬱的高相關（r = .75，p < .01），似乎顯示兩者間有概念混淆之可能性，實有進一步探討之必要。關於消沉傾向與憂鬱之間的區別，如文獻探討提到，Church 與 Brooks（2009）視隱微自殺為許多精神疾病發生的潛在因素，而此潛在因素像流行病一般地普遍存在，本研究亦假設「消沉傾向」為憂鬱的前驅（prodromal）反應，在沒有適當的協助之下，也可能出現後續的憂鬱症狀。因此，兩概念之間關係類似不同表現方式的人類頹喪經驗，「消沉傾向」較為隱微且普遍，而憂鬱則較為外顯且特定（符合憂鬱症之定義），但兩者之關聯性如何，值得更多的後續研究探討。

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表6 消沉傾向與相關心理概念之皮爾森積差相關係數矩陣分量表存在疏離困竭思覺疏忽自我照顧關係矛盾全量表 Cronbach's α 自尊 -.65** -.68** -.45** -.56** -.68** .90 生活滿意度 -.36** -.45** -.21** -.29** -.40** .86 身心健康註1 _{.44** .57**} _.49** _.49** _.59** _.87 自殺意念註2 _{.29** .37**} _.27** _.33** _.37** _- 網路成癮 .39** .32** .47** .36** .44** .92 寂寞感 .49** .54** .30** .61** .59** .84 憂鬱 .66** .74** .53** .65** .75** .91 幸福感 -.74** -.69** -.43** -.53** -.71** .88 *p < .05，**p < .01 註1：「身心健康」係以身心症狀的發生頻率表示，分數越高表示身心越不健康。註2：「自殺意念」係簡式健康量表額外增加之篩檢題，單題。十一、大學生的消沉傾向本研究藉由編製量表的方式探討存在於人類經驗當中的「消沉傾向」現象。在量表編製過程中，除了反覆收集信效度資料以作為「消沉傾向」概念存在之論證依據，同時也關切消沉傾向現象在大學生族群之展現。在此，研究者以常模的概念，呈現大學生消沉傾向現象之可能樣貌，從描述性統計以及差異分析，探討大學生在消沉傾向的表現方式。（一）集中趨勢與離差首先，以消沉傾向量表的四個分量表得分，分別進行集中趨勢與離差統計，以平均數與標準差來檢視之，所得數據列於表7。表7 大學生消沉傾向的集中趨勢和離差（N = 2,515） 分量表平均數標準差題項平均數存在疏離 15.40 05.82 3.08 困竭思覺 30.59 13.01 2.78 疏忽自我照顧 18.33 06.76 3.06 關係矛盾 24.27 08.81 3.03 註：遺漏值採成對刪除方式處理。最大樣本數為2,515 人、最小樣本數為 2,511 人。（二）消沉傾向四構面之差異分析若以平均單題得分高低來區分嚴重程度，因消沉傾向量表係李克特式七點量表，研究者以1.0 至3.0 分表輕度、3.1 至 6.0 表中度、6.1 至 7.0 表重度。依此標準，消沉傾向量表的總分平均數為 88.56，除以題數 30，得單題平均數為 2.95 分，屬於輕度接近中度得分範圍，可知大學生的消沉傾向整體而言傾向於輕微偏中度。接著，進一步考量消沉傾向量表三個構面的表現狀況，以各分量表得分平均數之間比較，瞭解大學生在四個構面的嚴重程度表現如何。大學生消沉傾向的四個面向中，以存在疏離的程度較高（題項平均數為3.08），其次為疏忽自我照顧（題項平均數為3.06），再其次為關係矛盾（題項平均數為3.03），困竭思覺的程度最低（題項平均數為2.78）。爰以重複測量單因子變異數分析考驗四者的差異是否具有統計上的意義，分析結果在Mauchly 球形檢定得到 Mauchly's W = .833，達顯著水準。依 Greenhouse-Geisser 之 Epsilon = .90，以修正自由度，得 F = 101.665，df = 2.701，考驗達 .001 顯著水準，效果量 η2_{為 .106。}

由上述考驗可知，大學生在消沉傾向四個構面上表現是有所不同的。對於大學生而言，在消沉傾向下，最容易出現的反應是存在疏離，也就是對於存在意義的疑惑與個人存在價值的迷惑。這與Erikson（1959）在心理社會發展階段論中所提出的觀點一致，他認為個人在發展過程中需要

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經歷各式各樣的「發展危機」（developmental crisis），個人的發展任務（developmental task）就是嚐試解決不同階段的「發展危機」，朝向健康人格的發展。Erikson 指出青少年階段最重要的發展任務乃是自我認同（self-identity），從青少年期過渡到青壯期的階段，個人必須完成自我認同的發展任務始能順利進入下一階段的發展任務之中。否則，便陷入自我混淆的狀態，對於個人存在價值感到疑惑。就大學生的心理社會發展而言，自我認同的形成或許已經歷了一段時間的摸索，然而在統合他人對其自我形象的回饋以及個人所認識的自我之認同過程中，因為連續感（continuousness）與同一感（sameness）（Erikson, 1959, 1963, 1968）的發展特性，對於已進入成年早期的大學生而言，融合內外對於自我的觀點以增進自我瞭解，仍是持續不斷進行的重要歷程。這可從許多大學輔導中心的個案尋求諮商晤談的主題多為自我探索與瞭解獲得印證。另一方面，社會環境所提供的友善條件是否充裕亦影響著大學生如何看待自己，當獲得成就感的來源缺乏時，面對未來不確定的生涯發展容易使人焦慮，比如因經濟不景氣而延後就業、高學歷高失業率以及職場環境的惡化等因素而使得大學生不敢對未來抱持樂觀期待，相對地也對於自己的期待不明。在前景茫茫而眼下又困難重重的處境之下，大學生難免對於生命本質產生好奇與質疑。次要反應是疏忽自我照顧。許多青年學子進入大學校園之後宛如脫繮的野馬、解脫禁錮的籠中鳥，生活作息頓時自由無度。當時間安排完全可以自主之後，有些自律能力較不足的大學生容易發生生活作息紊亂、日夜顛倒、蹺課遲到、放縱逸樂等問題。在面臨生命經驗的受阻與困頓之時，基本的自我照顧更顯得鬆散、不規律與無法自控。困頓的感受也會讓人逃避面對現實，為了避免持續經歷痛苦的感受，人們容易沉溺在一些逃避行為之中，比如沉迷於網路世界或者煙、酒、玩樂等各樣能暫時忘記痛苦的活動之中。再者，因為衝動控制變差所引起的意外事故或人際衝突，形同雪上加霜，再次加重困頓生命經驗的艱辛。對於大學生而言，疏忽自我照顧常常是一種惡性循環的結果，現實生活的不如意或不滿足使人從虛擬世界或迷幻經驗中尋求安慰，而過於耽溺逃避現實的活動使人更難以回歸現實的生活常軌。再其次為關係矛盾。成年早期最重視的發展任務便是與人建立親密關係，包括朋友與伴侶，若某些因素造成個人難以因應人際活動的要求，大學生可能會選擇逃避參與人際活動或者遠離人群以保障個人脆弱的自尊心不會遭受摧殘。而過度地逃避人群或者人際關係不佳所產生的羞愧感，讓大學生更難滿足親密關係需求。孤單、疏離與憂愁的處境帶來極高的心理壓力，有些時候大學生為了減輕此心理壓力，便以平衡認知失調的方式，合理化自己的關係矛盾是因為他人的不友善以及自己對於人際互動沒有興趣，更進一步將自己推入孤單的牢籠之中。平均最低分的是困竭思覺分量表。此分量表的內涵表達的是個人的負面認知與負面情感，特別是指在遭逢生命經驗的受阻與困頓之感受中，感覺到未來沒有希望，厭惡他人與自己，以及一種宛如陷身於漩渦之中的自我挫敗歷程。此時類似精神症狀的反應如焦慮、憂鬱等都可能出現，是較為嚴重的消沉狀態，已接近適應不良的程度，故而可以理解在一般大學生的自我評估分數並不高，若出現高分應為需要高度關切的問題。上述順序或許也反應出大學生消沉傾向的發展進程與嚴重程度。當生命經驗受阻與困頓的狀況發生時，年輕人先陷入存在意義的懷疑與省思之中；接著，若困境仍無法解除，平時的生活規律性也開始走調，日夜顛倒、不運動、缺課頻繁、耽溺於網路世界以及健康與安全上的小問題不斷發生；若困境持續存在或更為惡化，大學生可能就採取社交退縮或封閉自我的方式，以避免與他人的接觸帶來更多的負擔；一旦困境已形成惡性循環，焦慮、憂鬱、悲觀、負面思想、自貶、自責、罪惡感等總總適應不良的反應將傾巢而出，形成大學生自身也難以處理的身心健康問題。對於身處人生黃金階段的大學生而言，若因生活的困頓而走進消沉傾向之中，實在是相當可惜與代價龐大的迷失，本研究致力於此心態之辨識與探索，亦是期待能協助大學生避免捲入此漩渦之中。

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結論與建議

一、研究結論消沉傾向（self-affliction）是個人所存有，對人、事、世界的一種長期自我挫敗心態，包括認知、情感、行為以及人際關係等方面的消極傾向，以存在疏離、困竭思覺、疏忽自我照顧及關係矛盾等四面向表示之。本研究之研究發現如下：（一）消沉傾向量表的評量具備內部一致性和穩定性研究結果顯示，消沉傾向量表評量具有良好內部一致性信度，Cronbach’s α 值在信度研究的 7 次測量中，均達到 .75 以上水準。以結構方程模式檢驗觀測變項間的一致性，就組合信度（CR）及平均變異萃取量（AVE）等指標判別之，CR 值皆達 .70 以上，AVE 值均在 .30 以上，符合 Hair 等人（2010）及邱皓政（2011）所建議標準。此結果表示，消沉傾向量表的題項間具有適度的共同變異，題項信度佳。同時，2 週及 3 週的再測信度研究，均顯示消沉傾向量表評量具有穩定性。（二）消沉傾向量表評量具備跨樣本穩定的因素結構在效度研究方面，驗證性因素分析結果顯示，從初階模式考驗、模式修正到進行高階模式驗證，確立兩階層的研究模式結構較能合理解釋消沉傾向理論模式。評鑑研究模式的整體模式適配度，在絕對適配度、增量適配度和精約適配度等指標方面，考驗結果顯示研究模式與測量模式的適配度佳，研究模式明顯較獨立模式更為適配，觀測變項能被更少的路徑加以簡化，整體模式適配度理想。內在模式適配度考驗結果，達到Hair 等人（2010）所建議的良好內容效度、幅合效度、構念區別效度等標準，支持研究模式各項觀測指標的量化品質。在複核效化方面，以效度樣本與建模樣本進行模式不變性考驗，就兩樣本的指標相似度、參數等值化的跨樣本效度進行考驗。分析結果顯示，兩樣本的指標相似度高，研究模式符合從高階到低階的因素負荷量皆等值及每個構念中3 至 4 個因素負荷量等值的部份等值之跨樣本效度，接近完全等值的嚴格跨樣本效度。換言之，複核效化考驗結果支持研究模式具有相當理想的模式不變性。（三）消沉傾向各構面具有合理的聚斂效度與區分效度就各構面的聚斂效度與區分效度而言，本研究探討消沉傾向各構面與自尊、生活滿意度、身心健康、自殺意念、網路成癮、寂寞感、憂鬱、幸福感等相關概念之間關係。研究結果顯示，消沉傾向的存在疏離構面與相近的幸福感間相關係數高於其他構面；困竭思覺構面與相近的自尊、生活滿意度、身心健康、憂鬱等構念間相關係數高於其他構面；疏忽自我照顧構面與相近的網路成癮間相關係數高於其他構面；關係矛盾構面與相近的寂寞感間相關係數高於其他構面。由以上結果可知，消沉傾向量表構念間具有良好區別性，也與相關概念間有適度相關。換言之，消沉傾向量表構念間的聚斂效度與區分效度，獲得研究資料的支持，研究結果支持消沉傾向量表具有合理的效標關聯效度。二、研究限制本研究旨在探究大學生之消沉傾向，試圖釐清消沉傾向之內涵，並瞭解其與相關因素之關係。雖然，研究者竭力於概念之分析與理論模式之建立，惟仍有下列若干限制：（一）研究樣本：本研究探討成年早期之消沉傾向，在樣本選擇上以大學生為研究對象，因而在類推性上受限於研究樣本的選擇，使本研究結果的類推以成年早期的大學生為主。對於成年早期以外的年齡層，在消沉傾向之表現如何？這是相當重要而有趣的研究議題，有待進一步研究探討。

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（二）研究方法：本研究主要採行橫斷式（cross-sectional）問卷調查法，對於消沉傾向與相關變項間的因果關係，受限於研究方法的採用，尚無法就所得資料加以探討。未來，可採行縱貫式（longitudinal）研究法，探討消沉傾向之發展、影響與效果，豐富對於消沉傾向理論之瞭解。（三）研究資料收集：本研究所使用之評量工具由受試者自行填答，受試者對題項之反應係主觀價值判斷，仍可能受社會期許（social desirability）的影響而保留真實感受，本研究在量表發展階段已放入作答態度檢核題，並採用能計算測量誤差的 CFA 統計技術。在此，依據 Podsakoff 與 Organ（1986）的建議，採用 Harman’s 單一因子檢定法測試共同方法變異（common method variance）之偏誤，在投入消沉傾向量表的所有題項一起進行探索性因素分析（EFA），得到 5 個因素，共解釋了65.2%的變異量。其中，由第一因素解釋的變異量僅為 41.0%，參考彭、高月慈與林鉦棽（2006）研究指出第一因素的解釋變異量如未大於 50%，則表示共同方法變異造成的問題應不嚴重。本研究以作答態度檢核題以及事後檢測之雙重處理，期盡量降低共同方法變異之偏誤。但為求慎重，仍不敢樂觀地認為已經完全控制測量誤差。（四）有關消沉傾向與憂鬱之間的高相關（r = .75），在概念上或有其重疊之處抑或是具有某種關聯性之可能，因篇幅限制未能在此進一步討論，亟待後續研究探討之。三、後續研究之建議新觀點的提出常常是篳路藍縷、糲食粗衣，還有許多需要琢磨、精進之處。研究者嘗試提出幾點建議，以供後續研究參考，期能拋磚引玉，吸引更多研究投入此議題之探討。（一）繼續修訂消沉傾向量表消沉傾向量表雖然經過實徵研究考驗，信效度表現均令人滿意，但為求評量工具能更為嚴謹與實用，仍宜繼續進行修訂工作。可考慮之修訂方向如改善構念間的重疊性，以及題項間相關過高等問題。在改善構念間的重疊性方面，消沉傾向量表的存在疏離與困竭思覺二構面，因皆牽涉到自尊的某些面向，因而在統計上得到高相關的結果。另外，在構念區分效度考驗時，發現「存在疏離」構面與「困竭思覺」構面間相關達 .76 大於「存在疏離」構面 AVE 平方根的 .69；而「關係矛盾」構面與「困竭思覺」構面間相關 .68 則略大於「關係矛盾」構面 AVE 平方根的 .65。本研究雖沿用Yang、Chen、Choi 與 Zou（2000）的處理方式，仍將兩構面視為獨立的構念，但兩者間是否有概念重疊的疑慮，仍未完全消除。另外，在研究模式開放估計參數的部分，這些題項之間仍可能存在概念重疊的問題，宜再斟酌文字表達或構念精簡性。因此，進一步的修訂仍應重新檢視上述問題，尋求更佳的題項設計，以使消沉傾向量表能更為精簡與明確。（二）運用ROC 曲線分析建立大學生消沉傾向評量分類的切截點 在消沉傾向量表的臨床運用上，對於嚴重消沉傾向者的辨識，建立相關操作特徵曲線（receiver operating characteristic curve，ROC curve），以尋求準確的切截點（cutting point），是相當可行的技術。未來，可針對擬預測的目標族群，如學習困難、成癮行為、精神疾病、自殺行為等，建立消沉傾向量表的ROC 曲線，據以形成預測休退學、成癮行為、精神疾病發生、自殺行為等之切截點，以使消沉傾向量表的應用，能擴展至上述問題之篩檢與預測。（三）進行縱貫研究探討消沉傾向的的發展進程及相關影響因素引發消沉傾向的原因或許因為失落、挫敗經驗、難以解決的困難、各種壓力和衝突經驗等。然而，更重要的因素是其經歷長期發展而來的脆弱素質，造成其抗壓能力不足，以自體心理學的語言表達，即是所謂「自體缺陷」。以橫斷式研究設計並不容易釐清這些影響因素的作用歷程以及消沉傾向的發展，本研究期待後續研究能有採行縱貫式研究設計法，有助於釐清相關因素的影響方式，以及提供有關消沉傾向的發展歷程之資訊。縱貫式研究設計的好處，除可釐清消沉傾向與相關因素間的因果關係，亦有助於探討消沉傾向的前置因素（antecedents ）與後果因素（consequences）之影響，如親子教養議題與人我關係發展，進而建立消沉傾向的心理病理觀。

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（四）探討不同對象群體的消沉傾向由文獻探討可知，消沉傾向可能是許多適應不良問題的心理病理因素，比如學業中輟、成癮行為、虞犯問題、精神疾病困擾等。因此，未來研究可以分別以休退學學生、藥酒癮患者、獄中受刑人、各種相關精神疾病患者為研究對象，以瞭解消沉傾向與其問題行為之關聯性。例如針對學習困難與學業中斷的學生族群，瞭解其消沉傾向之展現如何使其失去學習動機，以瞭解如何藉由改善消沉傾向，讓學生重拾學習熱誠；針對物質成癮或網路成癮問題，可探討在成癮歷程中，消沉傾向如何影響其沉溺於虛幻經驗之中，如此可給予成癮行為一種能具體對應處遇策略之解釋架構；在法律心理學領域，消沉傾向亦是有價值的研究觀點，能提供犯罪者心理剖析之參考架構，或者對於高衝動性、自我破壞性強的犯罪者，更貼切的犯罪動機之理解；在精神疾病領域，預期消沉傾向可能與衝動控制疾患、情緒疾患、焦慮疾患、飲食疾患以及人格疾患等問題有密切關係，有助於對於這些疾病的心理病理理論之探討。另外，在分析消沉傾向之群體差異以及造成差異之原因等探究，有助於進一步瞭解消沉傾向的影響因素，並可據以形成消沉傾向之防治策略，這些均是未來重要的研究議題。

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