害羞量表之修訂及其效度研究
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(2) 54. Journal of Education & Psychology December, 2008, Vol. 31 No. 4, pp. 53-82. A Study on the Revise of the Shyness Scale and Its Validity Su-Mei Su*. Yuh-Yih Wu**. Abstract. The purpose of this study was to examine the construct validity of Shyness Scale by way of confirmatory factor analysis and to test the factor invariance of the Revised Shyness Scale. The subjects, drawn from college students in Taiwan, were divided into two groups.. The first group of 1,605 college students were for the development of the. Shyness Scale, while the other group of 640 students were for the cross-validation of the construct validity. The results are as follows: 1.The correlation among behavior, physiology, and affection were too high, so it is necessary to incorporate them into one factor. The Revised Shyness Scale had 24-items and two factors. 2.By utilizing confirmatory factor analysis to examine the theoretical model, we found that goodness of fit was good, yet it was more appropriate to reduce the number of shyness's situations to improve the reliability of observed variables. 3.The factor invariance of the Revised Shyness Scale was good by the test of multigroup analysis. *. Su-Mei Su: Associate Professor, Teacher Education Center, National Kaohsiung Normal University ** Yuh-Yih Wu: Professor, Department of Special Education, National Kaohsiung Normal University E-mail: [email protected] Manuscript recieved: 2007.11.28; Revised: 2008.05.27; Accepted: 2008.06.12.
(3) 55. Based on the above results, suggestions were provided for future researches.. Keywords: shyness, confirmatory factor analysis, multi-group analysis, factor invariance, cross-validation.
(4) 56 教育與心理研究 31 卷 4 期. 士在1985年的調查研究中，發現國內大. 壹、緒論. 學生的害羞流行率為50%左右（吳靜. 人類是社會性的動物，我們的言. 吉，1985）；而研究者也曾於1995年兩. 行幾乎是與人互動的產物，而在社會互. 次調查國內大學生害羞之情況，分別發. 動中，幾乎每個人都有過害羞的經驗，. 現有51%（N=143）及61%（N=233）. 或者使用過害羞這個名詞來描述自己或. 的大學生自認為是個害羞的人，而且約. 他人的感受。雖然害羞的定義極為紛. 有三成的大學生認為自己一直都是一位. 歧，然而，臨床上、心理測量、實驗及. 害 羞 者 （ 蘇 素 美 ， 1995a 、 1995b ）。. 觀察研究對於害羞者在社會互動的典型. Zimbardo 、 Pilkonis 與 Zoppel 在 1977 年. 反應卻有相當一致的結論：緊張的感. 對八個國家的大學生進行害羞問題的跨. 覺、特定的生理症狀、敏銳的自我意. 文化研究，發現臺灣和日本的大學生自. 識、害怕他人給予負面的評價、笨拙、. 認為害羞的比例最高，分別是55%和. 抑制和沉默（Briggs, Cheek, & Jones,. 57%，顯示害羞在東方文化中流行率較. 1986）。. 高。. 第一位對害羞問題進行系統性分. Zimbardo等人（1975）根據多年的. 析的學者，首推美國史丹福大學心理系. 研究經驗指出，害羞的人有以下七項人. 的Philip Zimbardo教授。他指出害羞不. 際交往上的困難：(1)社交問題：不易. 但具有普遍性，而且也是世界性的問. 與人相識，結交新朋友，享受新的或不. 題，很多跨文化的研究都顯示：害羞是. 同的經驗；(2)負面的情緒：如焦慮、. 人 類 所 共 同 面 臨 的 問 題 （ Kerr &. 沮喪和寂寞；(3)不能自我肯定和難以. Lambert,. 2004;. 表達自己的意見；(4)過度的沈默，以. Zimbardo, 1977a ）。 研 究 顯 示 有 超 過. 致使他人無法認識其真正的特質和才. 40%的大學生認為目前自己是害羞的，. 華 ； (5) 不 良 的 自 我 投 射 （ self-. 而 有 82% 的 人 曾 有 過 害 羞 的 經 驗. projection），給他人一種不友善、勢利. （ Zimbardo,. Norwood,. 眼 及 不 想 與 人 交 往 的 印 象 ； (6) 在 他. 1975），而且，根據Carducci（2000）. 人，尤其是陌生人或團體之前有溝通與. 的研究資料顯示，由於網路科技的進. 思考的困難；(7)過度的自我意識（self-. 步，人們逐漸缺乏與人面對面溝通的機. consciousness）和在意自己的一舉一動. 會，再加上家庭結構的改變，近年來美. （Zimbardo et al., 1975）。除了上述問. 國人害羞的現象已從40%提升到48%。. 題，後續的研究也指出害羞會造成個體. 國內第一位對害羞進行研究的吳靜吉博. 的低度自尊（蘇素美，1995b、1996；. 1996;. Sakuragi,. Pilkonis,. &.
(5) 害羞量表之修訂及其效度研究. 57. Kemple, 1995; Lazarus, 1982; Mckelvey,. 應用的範疇主要集中在人格與態度測驗. 2003; Raygan, 1991; Smith, 2002; Smith. 等測量潛在心理構念（construct）或特. & Betz, 2002; Stott, 1985 ）、 憂 鬱. 質為主的測量形態。結構方程模式中的. （Joiner, 1997; Prakash, 2003; Smith &. 驗證性因素分析（Confirmatory Factor. Betz, 2002; Traub, 1983）、寂寞（蔡銘. Analysis, CFA），其檢測的內容是項目. 津 ， 2004 ； 蘇 素 美 ， 1995b 、 1996 ；. 的因素結構（factoral structure），在心. Jones. Prakash,. 理測驗的應用上，它可以反映測量的內. 2003 ）、 違 規 犯 過 行 為 （ Zimbardo &. 在結構，也就是測驗本身構念效度或內. Radl, 1981 ）， 甚 至 是 藥 物 的 濫 用. 容效度的問題。有鑑於CFA對人格測量. （Page, 1990）。. 工具在效度檢定上的重要性，因此，研. &. Carpenter,. 1986;. 雖然研究顯示害羞對個體的影響. 究者擬將之前所編定的害羞量表進行驗. 深遠，但研究者曾檢視國內用來測量害. 證性因素分析，以檢定建構效度，如果. 羞的工具，發現大多採用吳靜吉. 效度不佳，也將對其進行修訂，以使量. （1985）翻譯Zimbardo（1977a）所編. 表更趨完善，此為本研究之首要動機。. 製的「史丹福害羞調查表」（Stanford. 長久以來，在人格測量上存在著. Shyness Survey）。該問卷屬於自我標籤. 「特質」與「情境」之爭，特質論者認. 式的問卷，各部分之作答方式也不相. 為個體的人格結構乃是由各種特質所組. 同，雖然有助於害羞情況之瞭解，卻無. 成，特質本身具有一定的穩定性，此穩. 法建立客觀的害羞量尺。研究者有鑑於. 定性並表現於外在行為之上，使行為產. 國內用以診斷害羞的工具匱乏，因此，. 生一致性。而情境論者則反對此一看. 乃從文獻探討中釐清害羞的概念，就害. 法，他們認為個體的行為具有高度的動. 羞的行為、認知、生理及情緒四個層面. 態性，常因情境的不同而有所變化，因. 來編擬出一份適合於國人使用的害羞量. 此，情境才是決定行為的主要因素（葛. 表（蘇素美，1996）。. 樹人，1991）。特質與情境之爭由來已. 近年來，隨著統計方法的日新月. 久，研究者認為宜採綜合之觀點來看此. 益，對於測量工具的信、效度檢定方式. 議 題 ， 正 如 Bowers （ 1973 ） 所 主 張. 也更趨嚴謹，尤其是對於心理特質測量. 的，行為是人格特質與情境因素交互作. 工具之建構效度，提供了更精密的診. 用之結果，若僅就特質或情境的特徵去. 斷。邱皓政（1997）指出，近年來，結. 瞭解一個人的行為，都無法得到完整的. 構方程模式在測驗學界發展迅速，對於. 答案。葛樹人認為對情境與特質兩者之. 測驗發展的應用有相當大的影響，它所. 間交互作用的深入理解，應為未來人格.
(6) 58 教育與心理研究 31 卷 4 期. 理論和人格測量的研究方向。而Burger. 分析（multi-group analysis），以便對所. 也指出，情境與特質的爭論，將引發研. 修訂的害羞量表之因素結構進行交互驗. 究者去尋求更複雜、更好的個別差異之. 證。. 測量方法（林宗鴻譯，2003）。對於害 羞的測量，目前尚沒有針對情境而設計 的害羞量表，雖然有研究顯示，個體在 成為注意的焦點、與異性交往及情境對 自己不利時（如需要開口求助）最容易 感到害羞（吳靜吉，1985；蘇素美，. 基於以上的動機，本研究的目的 如下： 1.以結構方程模式檢定害羞量表的 效度，並加以修訂。 2.將情境因素納入所修訂的害羞量 表當中，以期提供更豐富之訊息。. 1995a、1995b、1996），但是尚沒有文. 3.對所修訂的害羞量表之因素結構. 獻探討害羞者在這些情境中的差異。主. 進行交互驗證，以檢定其因素恆等性。. 要乃是因為現在的量表只能測得害羞的 總分，以及害羞各層面（行為、認知、 生理及情緒）的分數。研究者認為害羞. 貳、害羞的測量與量表分 析. 者可能在不同情境中會顯示不同程度的. 以下擬介紹害羞的測量，針對測. 害羞問題，也許有些人是在被注意的焦. 量害羞的自陳量表加以介紹及評述，並. 點情境中最感到害羞，而有些人則是在. 簡介研究者編製害羞量表的過程。. 與異性互動時。因為，研究者當初所編 的害羞量表有依情境來建構題目，為了. 一、害羞的測量. 讓修訂後的害羞量表所提供的訊息更豐. Briggs與Smith （1986 ）依據Fiske. 富，擬將當初編擬害羞量表的11個情境. 在1971年所提出的心理測量分類，將害. 加以統整歸納，將情境因素放入量表當. 羞的測量方法分成六類，即：1.目前的. 中，如此，不僅可以得到害羞各層面的. 經驗（current experiencing）；2.能力測. 分數，也能提供個體在各種不同情境之. 驗（capabilities）；3.先前的行為（prior. 下的害羞情況，使修訂後的害羞量表除. behavior）；4.行為的觀察（observation. 了提供特質分數之外，也能分析個體在. of behavior）；5.心理生理法（psycho-. 不同情境中的害羞差異，更能細部化診. physiology ）； 6. 自 陳 測 量 法 （ self-. 斷個體的害羞問題。. descriptive measure）。以下就測量害羞. 最後，為了檢驗害羞量表之因素. 的自陳量表加以介紹及評述。. 恆等性，本研究擬由相同母群中再抽取. (一)測量害羞的自陳量表. 一次樣本，以結構方程模式進行多群體. 隨著害羞的研究主題日漸受到重.
(7) 害羞量表之修訂及其效度研究. 59. 視，一些測量害羞的工具也逐漸增多，. 同，因此，各量表所強調的概念也有所. 但因為不同研究者對害羞的定義有所不. 差異，茲將其整理如表1：. 表1. 害羞測量工具一覽表 量表名稱. 編製者. 內容. 解釋. 1. 社交逃避和苦惱量 Watson與Friend（1969） 量表包括28題是非題， 得分愈高者，愈傾向逃避社 表（Social 大約可將題目分成兩大 交互動，喜歡獨自工作，較 Avoidance and 類：社交趨避和社會焦 少講話，更容易擔憂社會關 Distress Scale, 慮 係，且對自己更缺乏自信。 SAD） 2. 史丹福害羞調查表 Zimbardo（1977a） （Stanford Shyness Survey）. 內容包含44個問題. 可以瞭解個體的下列問題： (1)自我標籤；(2)歸因；(3) 他 人 知 覺 ；(4) 情 境 或 人 際 的 誘 因 ；(5) 生 理 、 認 知 ／ 情 感 和 行 為 反 應 ；(6) 正 負 面的結果。. 3. 害羞量表 （Shyness Scale）. Morris（1982）. 有14項題目. 目的在測量別人在場時，個 人所感受到的不自在感，包 括與害羞有直接或間接關係 的感覺和行為。. 4. 社交沉默量表 （Social Reticence Scale, SRS）. Jones與Russell（1982）. 有22項題目. 可以瞭解個體的四項特質： (1) 與 他 人 會 面 及 交 友 的 困 難 和 不 良 的 自 我 投 射 ；(2) 溝 通 上 的 問 題 ；(3) 自 我 意 識 和 負 面 情 緒 ；(4) 與 他 人 的疏離感。. 5. 害羞量表 （Shyness Scale）. Cheek與Buss（1981）. 內 容 包 括 9 題 與 害 羞 有 測量個體在社交互動中的經 關 的 題 目 ， 以 及 5 題 社 驗或行為。 交性的題目。. 6. 互動焦慮量表 （Interaction Anxiety Scale）. Leary（1983）. 有15項題目. 7. 害羞量表 （Shyness Scale）. McCroskey、Anderson、 總共有14項評估好說話 測量害羞的行為層面 Richmond 與 Wheeless 性或直接問及害羞的題 （1981） 目。. 8. 害羞症狀量表 （Shyness Syndrome Inventory, SSI）. Melchior（1990）. 測量害羞或社會焦慮的認知 和情感兩大部分。. 含 20 項 題 目 及 3 題 認 測量害羞的認知、生理及行 知、生理及行為症狀的 為三方面的症狀。 短文。. 上述八種害羞的自陳量表，有些. McCroskey等人（1982）所編的害羞量. 對害羞的定義太過鬆散，不夠嚴謹（如. 表只測量害羞的行為層面，「社交逃避. Morris（1982）所編的害羞量表）；有. 和苦惱量表」則是測行為與情緒反應，. 些則只測量害羞的某些層面，如. 「互動焦慮量表」則是屬於認知和情緒.
(8) 60 教育與心理研究 31 卷 4 期. 方面，而Cheek與Buss（1981）所編的. 均值從較低的.25（SAD）到.36（SRS. 害羞量表與Melchior（1990）的「害羞. Ⅱ）。內部題目相關的平均係數是所有. 症狀量表」雖是測量害羞的認知、行為. 題目可能配對的相關之平均值，它不會. 與生理層面，但Cheek與Buss所編的問. 受到題目數多寡的影響（α會受題數影. 卷題目太少，而「害羞症狀量表」的編. 響），故可比較不同長度題目之間的同. 擬過程則不夠嚴謹。雖然Cheek與Buss. 質性，以作為題目同質性的純度指標。. 所編的量表後來修訂成11、13、14及20. 2.雖然概念化的導向和量表的發展. 題等多種版本（Crozier, 2005），但皆未. 不同，但五個量表或多或少測量到相同. 能包含害羞的認知、生理、行為及情緒. 的建構。. 四個層面。至於史丹福害羞調查表雖然. 3.經由因素分析顯示，五種量表的. 包括了害羞的生理、認知／情緒和行為. 題目無法區分出題目內容的類型，即無. 反應，但無法建立客觀的害羞量尺。因. 法將測量焦慮或行為的題目做簡要的區. 此，研究者乃著手編擬一份包含害羞的. 別。. 行為、認知、生理及情緒四個層面的可 計量之標準化測驗。. 為了瞭解測量害羞的題目是否能 區分出內在的情緒經驗和外在的行為表. (二)害羞自陳量表之比較. 現，因此，將包含5種害羞量表的88題. Jones、Briggs與Smith（1986）為. 題目進行因素分析，結果抽出三個因. 了探討各種害羞自陳量表彼此之間的重. 素。(1)社交逃避和苦惱：包括社交逃. 疊程度，因此，對五種害羞問卷進行比. 避和苦惱量表的大部分題目；(2)社交. 較。五種害羞自陳量表分別為：(1)社. 敏捷（social facility）：包括描述社交能. 交沉默量表第二版（SRSⅡ）；(2)社交. 力、有效溝通及社交主動性的題目；. 逃避和苦惱量表（SAD）；(3)Cheek與. (3)害怕高地位者（fear of high status. Buss所編的害羞量表；(4)Morris所編的. others）：指在權威人士面前所感到的不. 害羞量表；(5)互動焦慮量表。他們以. 安。雖然Leary（1983）主張測量害羞. 1,213名（718位女生，495位男生）青. 和社會焦慮的題目不宜混淆主觀的焦慮. 少年為研究對象，其中456位受試也接. 感受和外在的行為表現，因為兩者沒有. 受與害羞有關的問卷測量，如害怕、寂. 絕對的關聯存在。不過，上述五種量表. 寞和肯定……等等。研究結果可歸納如. 的題目經過因素分析之後，並沒有被區. 下：. 分成兩類型的題目，顯示測量害羞的主 1.五個量表的內部一致性均佳：α. 係數從.82到.92，而內部題目的相關平. 觀焦慮和外在行為的題目基本上是有相 關存在的。.
(9) 害羞量表之修訂及其效度研究. 61. 由上述文獻之介紹可知，國外測. 量表並未出版，為利於讀者對量表修定. 量害羞的工具有下列3項缺點：(1)對害. 過程的瞭解，以下擬對本量表的編製過. 羞的定義不夠嚴謹，所發展的工具其構. 程加以介紹。. 念有待質疑；(2)所測量的害羞層面不. (一)害羞量表的依據. 夠周嚴，有些偏重認知，有些只測得行. 本量表主要是依Zimbardo（1982:. 為或情緒反應，皆未能包括Zimbardo. 473）所提出的害羞症狀之觀點來編製. （1982）所指出的害羞行為、認知、生. 問卷。在累積了多年研究心得之後，. 理及情緒等四個層面；(3)害羞量表的. Zimbardo編製了一份「史丹福害羞調查. 題數太少，如Cheek與Buss（1981）所. 表」，內容包括很多層面，如：個人害. 編的害羞量表，最初只有9題。而. 羞的歷史、變異情況、次數、害羞的嚴. Morris （ 1982 ） 以 及 McCroskey 等 人. 重性、引起害羞的因素⎯⎯伴隨之反. （1982）所編的害羞量表也只有14題。. 應 ， 以 及 害 羞 的 結 果 。 Zimbardo. 有鑑於上述之缺失，因此，研究者乃透. （1982: 473）歸結個體認為自己害羞. 過文獻探討，綜合學者對害羞的看法，. 的根據，主要是來自於四方面：(1)行. 以及害羞者所表現出來的症狀，提出害. 為上：沉默、不敢看著對方、目光游. 羞的定義，並依此構念，建構出包含害. 走、逃避他人、避免主動採取社交行. 羞認知、行為、生理及情緒四個層面的. 為、說話的聲音很低；(2)認知上：自. 害羞量表（蘇素美，1996）。. 我意識、關心印象整飾、社會評價、負. 二、害羞量表的編製過程. 面的自我評價，想到不愉快的情境和害 羞的想法；(3)情緒上：知覺到焦慮的. 學者對害羞的定義極為紛歧，研. 感覺、沮喪、不安、困窘和笨拙；(4). 究者在整理歸納相關文獻之後，採綜合. 生理上：脈膊加速、臉紅、出汗、心跳. 的觀點，將害羞界定為：「害羞是一種. 加快、呼吸急促、反胃。此觀點並為很. 人格特質，具有這種特質的人在社會情. 多的實徵研究所支持（蘇素美，1996；. 境中易產生內在主觀的焦慮，傾向於逃. Asendorpf, 1986; Bruch, Berko, & Haase,. 避可能引起別人注意的情境，在社會互. 1998;. 動中會抑制自己的行為表現，因而無法. Ishiyama, 1984; Jackson, 1993; Jones,. 適當地與人交往，並經常會有消極的認. 1983;. 知，負面的情緒，笨拙的外顯行為，以. Matsushima & Shiomi, 2000; Pilkonis,. 及不舒服的生理現象。」，並依此定義. 1977a; Pilkonis, 1977b; Raygan, 1991;. 建構害羞量表（蘇素美，1996）。因本. Spencer, 1992; Stott, 1985）。. Crozier,. 1982;. Kemple,1995;. Fatis,. Lazarus,. 1983;. 1982;.
(10) 62 教育與心理研究 31 卷 4 期. 本量表乃是兼採「理論建構法」. 調查結果分別呈現害羞的行為、. 和「因素分析」兩種方法來編製害羞量. 認知及生理反應三個部分。本研究採出. 表，首先，根據文獻探討所下的定義來. 現次數高於15%以上的害羞反應，以作. 建構害羞量表，主要是採用Zimbardo. 為編擬害羞「行為」、「認知」及「生. （ 1982: 473 ） 所 提 出 害 羞 症 狀 之 觀. 理」反應的依據。. 點，從行為、認知、生理、情緒四方面. (三)害羞量表的編寫. 來著手編製問卷。最初先對大學生實施. 本量表主要是就害羞的行為、認. 史丹福害羞調查表，以瞭解引發臺灣大. 知、生理及情緒四方面的反應來加以編. 學生害羞的人、情境，以及害羞的行. 寫，編寫過程如下：. 為、認知、生理、情緒方面的反應，並. 1.害羞量表題目的來源. 將結果作為編製問卷的重要根據。. 本量表題目的主要來源，乃是研. (二)史丹福害羞調查表之結果. 究者對337名大學生施以「史丹福害羞. 為瞭解引起臺灣大學生害羞的. 調查表」的結果資料，選出易引起1/4. 人、情境，以及害羞的反應，研究者以. 以上大學生害羞的人物及情境為編製問. 高雄師範大學337名（男129，女208）. 卷時的主要題幹，並納入出現率在15%. 大一學生為受試對象，施以「史丹福害. 以上的害羞行為、認知和生理反應，以. 羞調查表」，研究發現：. 作為編擬害羞「行為」、「認知」及「生. 1.引起害羞的人物與情境. 理」反應的重要依據。至於害羞的情緒. 研究發現，最易引起大學生害羞. 反應，則以Zimbardo（1982: 472）所提. 的人物依序為：一位異性、陌生人及角. 出的知覺到焦慮的感覺、感到不安、沮. 色權威人士。本研究係採前面三位易引. 喪、困窘、笨拙為擬定題目的主要依. 起害羞之人物，即會引起1／4以上大學. 據。. 生害羞的人物，將其納入問卷之中。而. 本問卷的編製除了以「史丹福害. 引起害羞的情境部分，研究發現，在大. 羞調查表」調查結果為重要根據之外，. 團體前面成為注意的焦點、一位異性交. 也參考了下列有關害羞與害羞相關的測. 往、情境對己不利、小型的社交團體最. 量工具，計有：(1)Cheek（1983）修訂. 易引起個體的害羞。本研究採取最易引. Cheek與Buss（1981）所編的害羞問卷. 起大學生害羞的前11個情境，即會引起. （ the Shyness Scale ）； (2)Melchior. 1／4以上大學生害羞的情況，以作為編. （1990）的害羞症狀量表（the Shyness. 擬題目的依據。. Syndrome Scale, SSS）和害羞行為量表. 2.害羞的反應. （Shy Acts Scale）；(3)Watson與Friend.
(11) 害羞量表之修訂及其效度研究. 63. （1969）所編的社交逃避和苦惱量表. 定，經由因素分析及集群分析顯示具有. （Social Avoidance and Distrees, SAD）. 良好的建構，而且與相同構念的測量工. 及害怕負面評價量表（Fear of Negative. 具（Cheek與Buss於1981年所編的害羞. Evaluation, FNE ）； (4)Jones 與 Russell. 量表）之相關達.884，可以有效區別害. （ 1982 ） 的 社 交 沉 默 量 表 （ Social. 羞與非害羞組群，預測的正確率達. SRS ）； (5)Leary. 88.14%，而與不同害羞測量方法之間. （1983）的互動焦慮量表（Interaction. 也有某種程度的關聯，由此可見，本量. Anxiety Scale）。. 表具有良好的效度。在信度方面，項目. Reticence. Scale,. 2.編擬害羞量表的雙向細目表. 分析顯示總量表之α值為.95，各分量. 為使所編定的內容具有代表性，. 表 之 Cronbach α 值 介 於 .795 ～ .864 之. 遂以引起害羞之情境及害羞的反應為向. 間 ， 重 測 信 度 （ N=29 ， 間 隔 兩 週 ）. 度，建構出雙向細目表。. 為.90。. 3.依雙向細目表編擬題目 擬出量表各層面的雙向細目表之 後，研究者除了依據細目表編製題目之. 參、研究方法 一、研究對象. 外，並且在參閱文獻及相關問卷之後，. 本研究之對象包括當初建立害羞. 補充了一些題目，最後，每個層面都有. 量 表 的 1,605 位 大 學 生 ， 以 及 2005 ～. 14 項 題 目 ， 全 量 表 一 共 有 56 題 ， 採. 2006年期間所蒐集，用以進行交互驗證. Likert五點計分。為了避免受試作答時. 的640位受試者。詳述如下：. 產生習慣性反應，因此，將每一層面的 6道題，即一共24題轉化為反向題。 4.害羞量表的修飾. (一) 進行驗證性因素分析的研究 對象 這部分的研究對象是最初建構害. 研究者編擬好題目之後，將題目. 羞量表的受試者，當初所建構的害羞量. 送請三位教育學博士及一位精神科醫師. 表因為要建立常模，因此，乃依據教育. 指導，請其就題意的內容提供建議。最. 部對學院的分類，將大學院校分為社. 後，綜合見解將量表予以修飾，使題意. 會、人文與科技三個學院（教育部，. 更為適切。. 1995），接著依照各學院在總人數中所. (四) 害羞量表信、效度檢定. 佔的比率，計算出各學院所須的樣本人. 本量表在信、效度檢定之後，一. 數。本研究抽取各學院3%的學生，因. 共刪除了12道題目，最後定稿為48題。. 此，人文學院需336人，社會學院為513. 量表經過嚴格的內容效度及建構效度檢. 人 ， 科 技 學 院 則 為 837 人 ， 共 計 1,686.
(12) 64 教育與心理研究 31 卷 4 期. 人。最後，本研究分北、中、南三區， 抽取各學院二年級學生，研究者一共發 出2,000份問卷，實際回收的有效樣本 人數為1,605人，其中人文學院374人， 社會學院584人，科技學院則為647人。. 肆、研究結果 一、 害羞量表的驗證性因素 分析 一般對量表進行驗證性因素分. (二)進行交互驗證的研究對象. 析，其觀察指標可以是各單一題目，也. 研究者在建構害羞量表時，發現. 可以 採題 目 分群 （item parceling） 方. 害羞各層面不因年級、就讀學院之不同. 式。以單一題目為觀察指標主要之問題. 而有所差異，且性別對害羞的解釋量也. 是指標信度較低，且無法滿足觀察指標. 很小（蘇素美，1996）。因此，研究者. 是連續的常態分配之要求。以題目分群. 僅建立整體大學生害羞量表的常模。有. 為觀察指標，可以提高指標的測量加. 鑑於害羞並不因年級、就讀學院之不同. 權，且指標的量尺也較接近連續的常態. 而有所差異，故在交互驗證受試的選取. 分配。題目分群之合併方式，較常用的. 上，則抽取高雄師範大學的大一學生，. 方式是將各層面依題目的奇、偶數題. 共 計 640 人 ， 其 中 男 生 277 人. （或是隨機）組合成兩個或更多個觀察. （43.3%），女生363人（56.7%）。. 變項，此種方式所得到的兩半測驗比較. 二、研究工具 本研究的研究工具乃是研究者所 編定的害羞量表（蘇素美，1996）。. 三、資料分析. 接近是測量同一個構念的幾個平行測 驗，如果研究者主要目的是在檢驗兩半 測驗是否符合平行之要求，那就比較適 合採用此種題目分群法。本研究主要目 的不在檢驗各指標是否符合平行之要 求，而是在檢驗害羞量表是否符合「行. (1)以Amos6.0進行害羞量表的驗證. 為、認知、生理與情緒」四個次構念之. 性因素分析，檢驗因素結構模式的適配. 理論模式。由於每個次構念均包含多個. 度，以瞭解是否具有良好的建構效度。. 情境，因此，本研究CFA的觀察指標是. (2)以試探性因素分析及Amos6.0對. 將每個層面相同「情境」的題目相加所. 害羞量表進行修訂。. 得的分數。此種方式所得的同一個指標. (3)以兩個樣本資料對所修訂的害. 的題目有較高的同質性，各指標也有不. 羞量表進行結構方程模式的多群體分. 同之意義。以下就害羞量表的情境歸納. 析，以便對效度進行交互驗證。. 情形加以說明。.
(13) 害羞量表之修訂及其效度研究. (一) 害羞量表「情境因素」之統 整與歸納 研究者是以史丹福害羞調查表的 研究結果為依據，採取最易引起大學生. 65. 注意的焦點，而這也是害羞研究最常探 討的主題。 2.需自我肯定的情境（命名為情境 2；s2）：. 害羞的前11個情境為編擬題目之依據。. 將第三個情境：「情境對我不利時. 分別是：(1)在大團體中，成為注意的. （如當我開口求助時）」、第九個情境：. 焦點（如演講）；(2)與異性在一起；(3). 「在需要果斷的情境下（如在餐廳裏抱. 情境對我不利時（如當我開口求助. 怨服務態度不佳或是抱怨產品不良）和. 時）；(4)小型社交團體 （如宴會、 舞. 第十個情境：「在我的地位比較低的情. 會）；(5)人多的團體；(6)在小團體前. 況下（如跟上司或權威人物談話）」加. 面，成為注意的焦點（如被人介紹或當. 以合併成「需要自我肯定的情境」，因. 別人直接問我意見時）；(7)兩性的關係. 為不論是向別人求助、為自己的權利力. 有 可 能 親 密 時 ； (8) 一 般 的 陌 生 場 合. 爭，向別人抱怨或提出請求都是屬於自. （陌生人）；(9)在需要果斷的情 境下. 我肯定的議題。一個自我肯定的人，在. （如在餐廳裏抱怨服務態度不佳或是抱. 困難時能開口向別人求助，也會爭取自. 怨產品不良）；(10)在我的地位比較低. 己的權利，而當面對權威人士時，也能. 的情況下（如跟上司或權威人物談. 適度表達自己的意見和想法。研究者認. 話）；(11)一般的社交場合。在修訂此. 為第三、九、十等3個情境都涉及自我. 量表時，為了將情境予以統整，研究者. 肯定的議題，因此，乃決定將其定名為. 乃參考一般學者研究害羞議題時，所探. 「需自我肯定的情境」。. 討的情境因素，並綜合自己對害羞主題 的認知，將害羞情境作以下之歸納： 1.被注意的焦點情境（命名為情境 1；s1）：. 3.與異性互動的情境（命名為情境 3；s3）： 將第二個情境：「與異性在一起」 及第七個情境：「兩性的關係有可能親. 將第一個情境：「在大團體中，成. 密時」予以合併，成為「與異性互動的. 為注意的焦點（如演講）」和第六個情. 情境」，因為這兩者皆涉及異性的互動. 境：「在小團體前面，成為注意的焦點. 關係。. （如被人介紹或當別人直接問我意見 時）」加以合併，成為「被注意的焦點. 4.非結構性情境（命名為情境4； s4）：. 情境」，因為不論所處情境是大團體或. 將 第 四 個 情 境 ：「 小 型 社 交 團 體. 小團體，兩種情境皆讓個體成為大家所. （如宴會、舞會）」和第八個情境：「一.
(14) 66 教育與心理研究 31 卷 4 期. 般的陌生場合（陌生人）」合併成「非. 合度（overall model fit）及模式內在結. 結構性情境」。所謂非結構性情境，是. 構 適 合 度 （ fit of internal structure of. 指個體所處的情境是非結構的，也就是. model）三方面來評鑑。整體模式適合. 個體必須要自己在情境中自發一些行. 度（如χ2，AGFI，RMR，NFI，NNFI. 為，行為的模式並沒有準則可依尋，它. 等）在評鑑整個模式與觀察資料適合程. 和結構性情境是相對的。宴會、舞會都. 度，可以說是模式的外在品質，而模式. 是屬於非結構的情境，個體必須要在這. 內在結構適合度在評量模式內估計參數. 些場合中，主動去和別人互動；而面對. 的顯著程度以及各指標及潛在變項的信. 陌生人，或在陌生場合時，也具有非結. 度等，可以說是模式的內在品質。不. 構的特性，因為是與對方第一次接觸，. 過，在檢定時，仍應先進行模式的基本. 對其行為模式並不瞭解，沒有準則可以. 適合標準探討，如果符合標準，才可以. 依尋，所以，也需要從中摸索，相對地. 進一步檢驗整體模式適合標準及模式內. 挑戰性也比較高。. 在結構適合度，如果違反了標準，表示. 5.其 他 的 社 交 情 境（ 命 名 為 情境 5；s5）：. 模式的界定可能有問題，需重新界定。 因此，本研究首先對害羞量表進行基本. 將上述9個情境歸納完後，剩下第. 的適合標準檢定。. 五個情境：「人多的團體」和第十一個. Bagozzi與Yi（1988）認為較重要. 情境：「一般的社交場合」，這兩個情境. 的模式基本適合標準有以下幾項：(1). 較難予以歸類，因此，乃將其合併命名. 不能有負的誤差變異；(2)誤差變異必. 為「其他的社交情境」，即包含人多的. 須達0.5的顯著水準；(3)估計參數之間. 團體和一般的社交場合。. 相關的絕對值不能太接近1；(4)因素負. (二) 害羞量表的驗證性因素分析 考驗. 荷量不能太低（低於.5）或太高（高 於.95）。為進行此項檢定，研究者將害. 歸納統整害羞情境之後，對害羞. 羞量表的4個分量表，即害羞的行為、. 量表進行驗證性因素分析，探討測量模. 認知、生理及情緒4個層面，把各層面. 式的適合度，亦即評鑑理論模式是否能. 中屬於相同情境的題目相加，以此方式. 解釋實際觀察所得的資料，或者是理論. 將每個分量表分割成5個分數，因此，. 模式與實際觀察所得資料的差距程度。. 每個因素有5個觀察變項。研究者最初. 有關模式適合度的評鑑，Bagozzi與Yi. 以此模式所得到的結果顯示，生理與情. （1988）指出，必須從基本的適合標準. 緒兩個層面的相關高達1.02，因此，依. （preliminary fit criteria）、整體模式適. 據模式的修正指標，將修正指標在100.
(15) 害羞量表之修訂及其效度研究. 67. 以上的3組誤差變項之共變關係納入該. 量表測量模式之標準化解；表2是害羞. 模式中，再重新估計參數。圖1是害羞. 量表驗證性因素分析的參數估計值。 .54 e_b1. BES1 .74 .46. BES2. .64. 行為. BES3 .79. BES4. .59. BES5. .21. e_b2. .40 e_b3 .62. e_b4. .35 .73 COS1 .71 .65. .50. e_c2 .22. COS3 .42 .65. COS4 .49. .70. COS5. .84. .99. .66 PHS1 .81. .41 .63. .72. PHS4 PHS5. .99. .52 .58. AFS1 .76. 情緒. .70. e_c4 e_c5 e_p1 .23 e_p2. PHS2 PHS3. .79. e_c3. .42. .64. 生理. .86. .65. e_c1. .42 COS2. .47. 認知. .95. e_b5. AFS2. .48. e_p3 e_p4 e_p5 e_a1 e_a2. .36. .60. e_a3. AFS3 .56 .75. e_a4. AFS4 .74. .86 圖1. AFS5. .53. e_a5. 害羞量表的驗證性因素分析標準化解模式圖. .41.
(16) 68 教育與心理研究 31 卷 4 期. 表2. 害羞量表驗證性因素分析之參數估計值（N=1605） 未標準化 估計值. λ11（行為→行為S1） λ21（行為→行為S2） λ31（行為→行為S3） λ41（行為→行為S4） λ51（行為→行為S5）. 1.000 0.274 0.717 1.500 0.591. λ62（認知→認知S1） λ72（認知→認知S2） λ82（認知→認知S3） λ92（認知→認知S4） λ102（認知→認知S5）. S.E.. 標準化參數 C.R（t 值） ***. 估計值 0.736 0.459 0.635 0.790 0.590. 0.015 0.029 0.048 0.026. 17.82 24.97*** 31.45*** 23.11***. 1.000 0.851 0.283 0.662 0.635. 0.037 0.017 0.029 0.026. ***. 23.21 17.02*** 23.19*** 24.79***. 0.707 0.648 0.468 0.647 0.696. λ113（生理→生理S1） λ123（生理→生理S2） λ133（生理→生理S3） λ143（生理→生理S4） λ153（生理→生理S5）. 1.000 0.570 0.569 0.904 0.522. 0.020 0.021 0.025 0.016. 28.15*** 27.72*** 36.41*** 31.99***. 0.815 0.651 0.644 0.792 0.720. λ164（情緒→情緒S1） λ174（情緒→情緒S2） λ184（情緒→情緒S3） λ194（情緒→情緒S4） λ204（情緒→情緒S5）. 1.000 0.641 0.355 0.789 1.506. 0.022 0.014 0.025 0.040. 29.05*** 24.54*** 31.69*** 37.28***. 0.760 0.696 0.598 0.750 0.860. φ 21（行為↔認知）. 1.837. 0.108. 17.00***. 0.729. φ 32（認知↔生理）. 2.689. 0.141. 19.14***. 0.842. 0.158. 20.91. ***. 0.992. 20.92. ***. 0.945. ***. 0.856 0.987. φ 43（生理↔情緒） φ 31（行為↔生理）. 3.297 2.867. 0.137. φ 42（認知↔情緒）. 2.364. 0.126. 18.83. φ 41（行為↔情緒）. 2.587. 0.125. 20.67***. 註：1.S1表情境1，S2表情境2，其餘依此類推。 2.為簡化表格，因此，未列出誤差項。 ***. P＜.001. 由表2可知，未標準化的所有估計. 能太接近1之標準，從報表中發現，參. 值都沒有負的誤差變異，而且誤差變異. 數 間 相 關 的 絕 對 值 介 於 .156 ～ .695 之. 數皆達.05顯著水準；因素負荷量λ11、. 間。在殘差之相關部分，由圖1的驗證. λ 21 ……λ 204 等介於.459～.860之間，. 性因素分析模式圖發現，第一、二及三. 大多符合「不低於.5或不高於.95」的. 個情境的生理與情緒層面的誤差項之相. 情形。至於估計參數間相關之絕對值不. 關分別為.23、.53及.41，這些殘差之間.
(17) 害羞量表之修訂及其效度研究. 69. 會有相關是因為情境相同之故。在4個. 「害羞的外顯因素」，因行為、生理及. 因素彼此之相關部分，情緒層面和行為. 情緒這3個層面是害羞較外顯的部分，. 及生理兩個層面之相關皆為.99，行為. 當個體感到害羞的情緒時，也易伴隨生. 和生理層面的相關則為.95，表示這3個. 理的反應，並出現害羞的外顯行為。而. 潛在因素之間的構念極為相似，宜合併. 認知層面是害羞較為內隱的部分，因. 成一個更一般性的構念。因此，研究者. 此，將認知層面定名為「害羞的內隱因. 擬先將量表修定之後再進行整體模式適. 素」。. 合度及模式內在結構適合度之檢驗。此. 為兼顧害羞的行為、認知、生理3. 結果和當初透過集群分析考驗害羞量表. 個層面之內涵，研究者首先確定每個層. 各層面之關係時的發現相同，集群分析. 面 各 抽 4 題 ， 一 共 抽 取 12 題 ， 以 便 和. 顯示「情緒」與「生理」層面的相對距. 「認知」層面的題數一樣。首先，將每. 離最近，因此，兩者先形成一個集群，. 個層面的題目依負荷量加以排序，接著. 之後再和「行為」層面連結成更高層次. 考量害羞情境的因素，因此，各層面都. 的集群，而情緒／生理／行為層面與認. 分別保留分屬於不同情境，而負荷量最. 知的距離較遠，所以，最後才併入認知. 高的題目，只有在情緒層面，第20題. 層面，形成單一的集群。顯示害羞的構. （屬於第三個情境）本該選取，但因依. 念是一個階層性的結構，而認知層面是. 行為→生理→情緒層面之順序選題後，. 比較可以和行為、生理、情緒等3個層. 第三個情境已選了兩道題目，而第二個. 面有所區別的因素（蘇素美，1996）。. 情境只選到1題，且下個可能被選之題. 二、害羞量表的修訂過程. 目（第16題）屬於第二個情境，因此， 乃 將 第 20 題 捨 棄 ， 選 取 次 高 負 荷 量. 為 了 合 併 「 行 為 」、「 生 理 」 及. （ .620 ）， 而 屬 於 第 二 個 情 境 的 第 16. 「情緒」3個層面，研究者擬透過試探. 題。整體而言，所選取的題目其負荷量. 性因素分析刪減題目，將害羞的行為、. 皆在.540以上。. 生理及情緒3個層面予以統整。首先將. 最後選定了12道題目，分別是：. 行為、生理及情緒3個層面計36項題目. (1)行為層面：第5、41、25及13題；(2). 進 行 主 軸 因 素 分 析 （ Principal Axis. 生理層面：第43、23、15及11題；(3). Factoring），結果顯示，第一個因素的. 情緒層面：第36、4、12及16題。研究. 特徵值為12.775，第二個因素則陡降為. 者首先先將3個層面被選取之題目各依. 1.659 ， 顯 示 只 包 含 1 個 主 要 的 因 素. 題號由小至大排序，在建構「害羞外顯. （Reckase, 1979）。研究者將其定名為. 因素」的題目時，先呈現一題行為的題.
(18) 70 教育與心理研究 31 卷 4 期. 目之後，再呈現生理，最後再呈現情緒. 也能提供個體在不同情境中的害羞情. 的題目，將其參差安排在「害羞外顯因. 形。除了可以從量表得分中瞭解個體害. 素」中。接著再依「害羞外顯因素」與. 羞的各層面得分之外，也能提供其在上. 「害羞內隱因素」的順序將量表的題號. 述五個情境中的害羞得分情形，有助於. 重新排序，整個量表共有24題，其中反. 對害羞個體進行更細部的診斷與輔導。. 向題有8題。為了清晰呈現各題號之變. 亦即：此量表除了可以瞭解個體害羞的. 動情形，研究者將其統整如表3及表4。. 認知、行為、生理及情緒狀況，也能分. 研究者將「情境」因素納入害羞. 析出個體在上述5個情境的害羞情形。. 量表修訂，主要是希望所修訂的害羞量. 如要更細步比較在五種情境之下，害羞. 表，除了可以得到害羞各層面的得分，. 各層面的得分情形，則需要計算平均. 表3. 害羞量表修訂後題號易動情形一覽表 原所屬層面. 原題號. 新題號. 計分方向（＋／－）. 行為 認知 生理 認知 情緒 認知 行為 認知 生理 認知 情緒 認知 行為 認知 生理 認知 情緒 認知 行為 認知 生理 認知 情緒 認知. 5 2 11 6 4 10 13 14 15 18 12 22 25 26 23 30 16 34 41 38 43 42 36 46. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24. ＋ ＋ ＋ － ＋ ＋ ＋ ＋ － － ＋ ＋ ＋ ＋ ＋ － － ＋ － ＋ ＋ ＋ － －. 註：「＋」表正向題，「－」表負向題。.
(19) 害羞量表之修訂及其效度研究. 表4. 71. 害羞量表修訂後各情境與各層面所屬題目一覽表 情境. 被注意的焦點情境 （S1） 需自我肯定的情境 （S2） 與異性互動的情境 （S3） 非結構性的情境（S4） 其他的社交情境（人多 的團體／一般的社交場 合）（S5） 所有情境的害羞各層面 之題目. 害羞層面 外顯（行為／生理／情緒） 第11、13、21題（共3題） 第3、17題（共2題） 第1、9題（共2題） 第5、15、19題（共3題） 第7、23題（共2題）. 第1、3、5、7、9、11、 13、15、17、19、21、 23題（共12題）. 內隱（認知）. 各情境的害羞總層面之 題目. 第4、6、8、16題 （共4題） 第14、20、22題 （共3題） 第10題（共1題）. 第4、6、8、11、13、 16、21題（共7題） 第3、14、17、20、22題 （共5題） 第1、9、10題（共3題）. 第2、12題（共2 題） 第18、24題 （共2題）. 第2、5、12、15、19題 （共5題） 第7、18、23、24題 （共4題）. 第2、4、6、8、 10、12、14、16、 18、20、22、24題 （共12題）. 第1～24題（共24題）. 值，將得分除以題數，因為當初在進行. 現，未標準化的所有估計值都沒有負的. 害羞量表信、效度檢定時已刪除了部分. 誤差變異，變項的誤差變異皆達.05顯. 題目，相對也就去除了一些情境，因. 著水準，而在因素負荷量部分，除了害. 此，5個情境所包含的害羞各層面之題. 羞內隱因素→COS3 （指個體在第三個. 數並不相同。. 情境中的害羞內隱因素之得分）為. 三、 修訂後害羞量表之驗證 性因素分析. 0.470之外，其餘皆介於.63～.85之間， 因為認知S3的題數只有一題，所以負 荷量較低些。至於估計參數之間相關的. 研究者在修訂害羞量表之後，再. 絕對值則介於.248～.664之間，顯示其. 一次進行驗證性因素分析，因所修訂的. 符合Bagozzi和Yi（1988）所建議的估. 害羞量表已包含5個情境，因此，在觀. 計參數之間相關的絕對值不能太接近1. 察變項上乃是以5個情境的害羞分數為. 之原則。而由圖2的驗證性因素分析標. 代表。. 準化解發現，害羞的外顯和內隱兩個潛. (一)模式的基本適合標準檢定. 在因素之相關為.82，由此可見，害羞. 首先對模式的基本適合度進行檢. 的行為、生理及情緒等較外顯的部分與. 定，圖2為修訂後之害羞量表驗證性因. 較為內隱的害羞認知層面之間具有. 素分析標準化解的模式圖。. 達.82的相關，亦即，害羞的外顯與內. 從驗證性因素分析的結果中發. 隱因素之間相關存在。.
(20) 72 教育與心理研究 31 卷 4 期. .62 e_b1. BPAS1 .79. .41. .64. BPAS 2. e_b2. BPAS 3. .43 e_b3. .65. 害羞外顯 因素. .84 BPAS 4. .71. e_b4. .55 e_b5. .74 BPAS 5 .82 COS1 .71 .63 害羞內顯 因素. .50 .39. e_c2. COS2. .47. .23 COS3. .66. .44 COS4 .49. .70 圖2. e_c1. COS5. e_c3 e_c4 e_c5. 修定後害羞量表的驗證性因素分析標準化解模式圖. 註：1.BPA：害羞外顯因素，CO：害羞內隱因素。 2. 各層面加上S1 ～S5，表示各情境的害羞各層面之得分，如BPAS1 ：表示在第一個情境的害羞外顯因素之得 分，餘依此類推。. 由上述結果可知，本模式參數估. （ Adjusted. Goodness-of-Fit. Index,. 計大致符合基本條件標準，故可進一步. AGFI）、常態適配度指數（Normed Fit. 檢驗整體模式適合度及模式內在結構適. index, NFI ）、 比 較 適 配 度 指 數. 合度。. （Comparative Fit Index, CFI）……等. (二)整體模式適配度檢定. 多項指標來進行整體模式適配度的評. 過去很多研究報告在評量模式的. 鑑，這些指標說明一個理論模式足以解. 整體適合標準時，都以χ 2 值的顯著與. 釋實際資料的共變數百分比，其值越接. 否為標準，然而，χ 2 值會隨著樣本人. 近1，則其適合度越佳，上述指標之理. 數而波動，一旦樣本人數很大，幾乎所. 想值在.90以上，就表示適配度極佳。. 有的模式都可能被拒絕。因此，統計學. 而 標 準 化 殘 差 均 方 根 （ standardized. 者們乃發展了一系列評鑑模式適合度的. RMR）則應在.05以下（引自吳裕益，. 指標，如適配度指數（Goodness-of-Fit. 2006）。本研究之整體適合度標準如表5. Index, GFI ）、 調 整 後 適 合 度 指 數. 所示。.
(21) 害羞量表之修訂及其效度研究. 表5. 73. 修訂後害羞量表驗證性因素分析之適配度指標（N=1605） χ2. 本研究模式 563.832 虛無模式 6675.241. df. P值. GFI. AGFI. NFI. RFI. IFI. NNFI. CFI. 34. .000. .931. .888. .916. .888. .920. .894. .920. 45. .000. .371. .231. .000. .000. .000. .000. .000. RMSEA SRMR .099. .000. 由表5可知，除了χ2值因樣本人數. 出本研究之理論模式比獨立模式能簡約. 大而達顯著外，其餘適配度指標，如. 的解釋害羞，但比飽和模式更無法簡約. GFI=.931、NFI=.916、IFI=.920、CFI=. 的解釋害羞特質，顯示本研究所建構的. .920 ， 均 在 理 想 數 值 .90 以 上 ， 而. 理論模式有加以簡約的空間。. AGFI、RFI及NNFI也都在.888以上，標. (三)模式內在結構適配度檢定. 準化殘差均方根則等於0，相較於虛無. 模式內在結構適配度可以說是一. 模式的適配度指標，害羞量表理論模式. 個模式的內在品質，本研究參考. 與觀察資料之整體模式適配度相當理. Bagozzi與Yi（1988）所建議之標準，. 想，可見此理論模式可以用來解釋實際. 認為模式內在結構適合度應符合下列標. 觀察的資料。. 準 ： (1) 個 別 項 目 的 信 度 （ individual 2. 一般而言，模式愈複雜，χ 值就. item reliability）在.50以上；(2)潛在變. 愈小，也就是適合度愈佳，但是卻愈不. 項的成分信度（composite reliability）. 具 實 用 性 。 AIC （ Akaike Information. 在.60以上；(3)潛在變項之平均變異抽. Criterion ）、 BCC （ Browne-Cudeck. 取量（average variance extracted）在.50. Criterion ）、 BIC （ Bayes Information. 以上；(4)所有估計的參數都達顯著水. Criterion ）、 CAIC （ Consistent Akaike. 準。表7是最後定稿的理論模式之個別. Information Criterion）等指數是在求得. 項目信度、潛在變項的成分信度及平均. 模式複雜與簡約之間的平衡，同時考慮. 變異抽取量之摘要表。. χ 2 值與欲估計之參數個數，AIC等指. 由表7可知，測量指標的個別項目. 數愈小表示愈有可能找到適合的模式. 信度（R 2 ）中有6個在.5以下，潛在變. （吳裕益、林月仙，2000）。從表6的簡. 項的成分信度分別為.854及.773之間，. 約性指數可知，本研究的理論模式之簡. 而潛在變項的平均變異抽取量為.54. 約 性 指 數 ， AIC=605.832 、 BCC=606.. 及.41，至於估計的參數則皆達顯著水. 122 、 BIC=718.830 、 CAIC=739.830 ，. 準。雖然，兩個潛在變項的成分信度均. 和飽和模式及獨立模式相比較，可以看. 高於.60，但只有「害羞外顯因素」的.
(22) 74 教育與心理研究 31 卷 4 期. 表6. 修訂後害羞量表之簡約性指數. 本研究模式. AIC. BCC. BIC. CAIC. 605.832. 606.122. 718.830. 739.830. 飽和模式. 110.000. 110.760. 405.948. 460.948. 獨立模式. 6695.241. 6695.379. 6749.050. 6759.050. 表7. 修訂後害羞量表個別項目信度、潛在變項之成分信度及平均抽取變異摘要表 變項. 害羞外顯因素（BPA） BPAS1 BPAS2 BPAS3 BPAS4 BPAS5 害羞內隱因素（CO） COS1 COS2 COS3 COS4 COS5. 所包含之題數. 測量指標之個別項 目信度（R2）. 3 2 2 3 2 4 3 1 2 2. 潛在變項之 成分信度. 潛在變項之 平均變異取量. .854. .54. .773. .41. .62 .41 .43 .71 .55 .50 .39 .23 .44 .49. 註：BPAS1指在第一個情境的害羞外顯因素得分，餘依此類推。. 平均變異抽取量達.50以上，而且測量. 證性因素分析模式經由基本適配標準、. 指標的個別項目信度有6個未達.50，因. 整體模式適配度及模式內在結構適配度. 此，模式的內在結構適配度較不理想。. 等三方面的評鑑後，顯示本研究模式符. 此結果主要為有些觀察變項所包含的題. 合基本適配的標準，整體模式之適配度. 數太少所致，因為本研究乃是將相同情. 也很好，不過在模式的內在結構適配度. 境的題目相加而形成觀察變項，為顧及. 上較為不良，模式的簡約性指數也顯. 情境因素，因此，每個觀察變項的題數. 示，宜將模式加以濃縮簡化，以提高其. 不一，有些觀察變項只包含1、2題題. 內在結構適配度中的個別項目信度，以. 目，因而導致幾個個別項目信度稍低。. 及潛在變項的平均變異抽取量。研究者. 如果適度將本研究模式的觀察變項加以. 為和當初所修訂之害羞量表做區分，因. 統整精簡，將可提升模式的內在結構適. 此，乃將修訂後的害羞量表定名為「害. 配度，也可以讓模式更為簡約。. 羞量表修訂版」。. 整體而言，修訂後的害羞量表驗.
(23) 害羞量表之修訂及其效度研究. 75. 式中的因素負荷量限制為相等：(3)結. 四、 修訂後害羞量表恆等性 檢驗⎯⎯驗證性因素分 析之交互驗證. 構共變模式：將因素負荷量及因素之變 異限制為相等；(4)測量殘差模式：除 了上述各參數限制相等之外，還加上測. 為檢定害羞量表修訂版的因素恆. 量殘差的變異數設為相等；(5)飽合模. 等性，研究者另自相同的大學生母群中. 式：假定所有變項都有相關；(6)獨立. 抽取640位樣本，以線性結構模式的多. 模式：假定所有變項都沒有相關表。表. 群體分析（multiple-group analysis），將. 8是各個模式的適合度指標，表9是各種. 其與之前的1,605位樣本進行檢定。本. 模式的簡約性指標。. 研究乃是進行未含平均數及截距之驗證. 由表8及表9的適合度及簡約性指. 性因素分析，藉以瞭解相同的參數在兩. 數可知，測量殘差模式的AGFI、RFI及. 個不同樣本上的估計情形。表8是線性. NNFI之值都較佳，而且其簡約性指數. 結構模式多群體分析的六種可能模式，. 也較小，因此，如果要從這些模式中選. 分別是(1)未限制模式：未做任何的組. 出一個有較佳適合度且較簡約的模式，. 間參數限制，以作為往後限制模式的參. 那「測量殘差」模式是最佳之選擇，而. 照模式；(2)測量加權模式：將測量模. 該模式假定兩組之「測量加權」、「結構. 表8. 害羞量表修訂版五種模式的適合度指標摘要表 χ2. 模式 未限制模式 測量加權模式 結構共變模式 測量殘差模式 飽合模式 獨立模式. 表9. 782.187 789.204 790.158 806.972 .000 9348.878. df 68 76 79 89 0 90. P值 .000 .000 .000 .000 .000 .000. GFI .931 .931 .931 .929 1.000 .369. AGFI .889 .900 .903 .913 .229. NFI .916 .916 .915 .914 1.000 .000. RFI .889 .900 .904 .913 .000. IFI .923 .923 .923 .922 1.000 .000. NNFI .898 .909 .912 .922 .000. 害羞量表修訂版各模式之簡約性指數 模式. 未限制模式 測量加權模式 結構共變模式 測量殘差模式 飽合模式 獨立模式. AIC 866.187 857.204 852.158 848.972 220.000 9388.878. BCC 867.230 858.048 852.928 849.494 222.732 9389.375. CFI .923 .923 .923 .922 1.000 .000.
(24) 76 教育與心理研究 31 卷 4 期. 共變數」及「測量殘差」都相等，可見. 式，那麼還沒有足夠的證據可以拒絕限. 本研究所建構的害羞量表在兩個來自相. 制「測量殘差」模式是正確的假設。因. 同母群的不同樣本上具有相同的因素結. 此，本研究最後乃採取測量殘差模式的. 構及相同的參數估計值，符合因素恆等. 因素結構圖，如圖3。圖3的模式乃是限. 性之特質，亦即可以推論至其他的大學. 定所抽取的兩群受試，其測量加權、結. 生群體。至於多群體分析之階層模式的. 構共變數及測量殘差都相等，也就是所. 比較（nested model comparisons）則如. 謂的「測量殘差」模式的因素結構圖，. 表10所示。. 而圖2則只是一群受試（1,605人）的模. 表 10 的 階 層 模 式 比 較 ， 乃 是 從. 式結構圖。. 「未限制模式」是正確的假定下，來評. 由上述的諸多驗證可知，來自相. 鑑 逐 一 加 上 「 測 量 加 權 」、「 結 構 共. 同群體的兩個樣本具有相同的因素結. 變」、「測量殘差」之限制條件的3個模. 構，符合因素恆等性的特質，顯示修訂. 式之適合度，然後再依此類推，在假定. 後的害羞量表具有不錯的測量恆等性，. 測量加權模式為真的前提下，來評鑑逐. 在測量殘差模式中，害羞的「外顯因. 一加上「結構共變」、「測量殘差」之限. 素」和「內隱因素」之相關為.83，顯. 制的2個模式之適合度，最後則進行假. 示害羞的認知層面（即內隱因素）是比. 定「結構共變」為真的前提之下，來評. 較可以和行為、生理及情緒層面等外顯. 鑑加上「測量殘差」之限制條件的模式. 特質加以區別的因素，不過害羞的內隱. 適合度。從統計檢定結果來看，最後顯. 及外顯因素之間仍存在著.83的相關。. 示如果可以接受限制「結構共變」模 表 10. 害羞量表修訂版多群體分析之階層模式比較表. 1.假定未限制模式正確 模式 測量加權 結構共變 測量殘差. χ2 7.017 7.971 24.785. df. P值 .535 .716 .257. NFI .001 .001 .003. IFI .010 .001 .003. RFI -.010 -.014 -.023. NNFI -.010 -.015 -.024. df. P值 .812 .167. NFI .000 .002. IFI .000 .002. RFI -.004 -.013. NNFI -.004 -.013. df. P值 .079. NFI .002. IFI .002. RFI -.009. NNFI -.009. 8 11 21. 2.假定測量加權模式正確 模式 結構共變 測量殘差. χ2 0.954 17.768. 3 13. 3.假定結構共變模式正確 模式 測量殘差. χ2 16.814. 10.
(25) 害羞量表之修訂及其效度研究. 77. .62 e_b1. BPAS1 .79. .40. .64. BPAS2. e_b2. BPAS3. .41 e_b3. .64. 害羞外顯 因素. .84 BPAS4. .70. e_b4. .55 e_b5. .74 BPAS5 .83 COS1 .71 .64 害羞內顯 因素. .50 .40. e_c2. COS2. .47. .22 COS3. .66. .44 COS4 .49. .70 圖3. e_c1. COS5. e_c3 e_c4 e_c5. 害羞量表修訂版測量殘差模式的因素結構圖. 伍、結論與建議. 經由驗證性因素分析的結果顯示，害羞 的「行為」、「生理」及「情緒」3個層. 本研究旨在對當初所編製的害羞. 面的構念相關太高，宜加以合併。另. 量表進行驗證性因素分析，並將引起個. 外，研究者為使害羞量表能提供更多豐. 體害羞的情境因素納入害羞量表的修訂. 富的訊息，因此，乃在修訂量表的過程. 當中。最後，以結構方程模式的多群體. 中加入害羞的「情境」因素，將原本的. 分析，對研究者所修訂的害羞量表進行. 11個情境統整為5種易引起個體害羞的. 因素恆等性檢驗。. 情境類別，以期能更細部化去瞭解個體. 一、結論. 害羞之情況。研究者在考量「情境」因 素的內涵之下，透過傳統的探索性因素. (一)害羞量表的驗證性因素分析. 分析，將害羞的行為、生理及情緒層面. 研究者依Zimbardo（1982）所提出. 合併成「害羞外顯因素」（因這3個層面. 的害羞症狀之觀點，參照大學生在史丹. 皆代表個體較外顯之害羞特質；而認知. 福害羞量表的情形，從行為、認知、生. 層面則定名為內隱因素），並對修訂後. 理及情緒4個層面所編製的害羞量表，. 的害羞量表進行驗證性因素分析。結果. 當初雖然經過嚴格的信、效度檢定，但. 顯示，修訂後的害羞量表其模式符合基.
(26) 78 教育與心理研究 31 卷 4 期. 本的適合標準，整體模式的適配度大多 在理想數值.90以上，但模式的簡約性. (二) 修訂後害羞量表之因素恆等 性檢驗. 指數較高，而在模式的內在結構適配度. 本研究以兩個來自相同母群的樣. 上，3個潛在變項的成分信度（即α. 本對害羞量表修訂版進行效度的交互驗. 值）分別為.85及.77，不過，測量指標. 證檢定。結果顯示，測量殘差模式是適. 2. 的個別項目信度（R ）中有6個在.5以. 合度較佳且簡約的模式，顯示兩個樣本. 下。由簡約性指數及測量指標的個別項. 的因素結構模型在同一個線性結構模式. 目信度之數值顯示，有必要適度將害羞. 的相同路徑或參數之估計非常相近，亦. 情境加以統整，以減少觀察變項的數. 即兩個樣本的「測量加權」、「結構共變. 目，如此，將可以提升害羞量表的內在. 數」及「測量殘差」都近乎相等，顯示. 結構適配度，即模式的內在品質，並降. 本研究所建構的害羞量表具有因素恆等. 低模式的複雜度。. 性之特質，可以推論至其他的大學生群. Jones等人（1986）的研究發現，. 體。而從多群體分析階層模式之比較也. 害羞的測量工具之間有相當高的相關，. 發現，沒有足夠的證據可以拒絕限制. 而由本研究的驗證性因素分析也顯示，. 「測量殘差」模式是正確的假設。. 害羞的行為、生理和情緒之間有很大的 相關，而和認知之間的相關也達.82， 這和Leary（1983）主張「害羞的主觀 焦慮感受和外在的行為表現兩者之間沒 有絕對的關聯存在」有所不同，但卻支 持了Jones等人的實徵研究結果，即測. 二、建議 以下擬針對害羞量表的應用，以 及未來的研究提出建議。. (一) 應用修訂的害羞量表，更精 確去診斷個體的害羞問題. 量害羞的主觀焦慮和外在行為的題目，. 害羞量表修訂版已納入情境因素. 基本上是有相關存在的。由本研究的結. 的考量，因此，不僅可以得知個體害羞. 果，更支持了害羞各層面之間的重叠. 各層面的得分，也可以更細部去瞭解個. 性，顯示害羞可由兩個主要構念所形. 體在五種情境中的害羞情形，以瞭解何. 成，一為害羞者所外顯的行為、生理及. 種情境對個體最具威脅性，進而從此處. 情緒層面，一為內隱在害羞者心中的認. 去著手改善其害羞的問題。如果害羞顯. 知層面，而這兩個層面之間彼此有所關. 示在「與異性互動的情境」，則個體所. 聯，這也顯示害羞具有可以統整為一個. 需要的是有關兩性交往的教導；如果引. 單一心理構念的特性。. 起個體害羞的是在「需自我肯定的情 境」，則可以教導其有關自我肯定的議.
(27) 害羞量表之修訂及其效度研究. 79. 題；而那些容易在「被注意的焦點情. 所建構之模式，也能讓量表更具實用性. 境」中感到害羞的人，可能就需要學習. 價值。. 放鬆的技術以降低其緊張與焦慮。至於 被「非結構的情境」引起害羞的個體， 所需要的是社交技巧的訓練，以教導其 如何主動與別人進行人際的互動，降低 害羞的困擾。另外，輔導人員也可以參 考每個情境的害羞各層面得分，以瞭解 輔導方案所要偏重的是在個體的行為、 認知，或是生理／情緒部分，期能設計 出更適合害羞個體之輔導方案，以達事 半功倍之成效。. (二) 濃縮害羞情境，以提升其內 在品質，並簡化其模式 本研究發現，所修訂的害羞量表 因加入5個情境因素，使得所建構的模 式較為複雜，雖然因素結構的模式適合 度很好，成分信度也不錯，但因觀察變 項太多，有些觀察變項所包含的題數太 少，使得測量指標的個別項目信度較不 理想，因此，建議將5個情境再加以濃 縮，也建議日後要將情境因素建構到害 羞模式的研究者，宜統整簡化情境項 目，以免影響模式之內在品質。 雖然，在提升量表的內在品質及 簡化模式的考量之下，有必要對所建構 的害羞情境予以簡化濃縮，不過，研究 者認為，情境因素對害羞輔導方案之設 計具有參考價值，因此，可以考慮將所 統整的5個情境，再簡化為三大類，如 此不僅可以提高量表的內在品質，簡化. 參考文獻 吳靜吉（1985）。害羞、寂寞、愛。臺北 市：遠流。 吳裕益（2006）。線性結構模式的理論與應 用。線性結構模式上課講義。高雄 市：國立高雄師範大學特教系。 吳裕益、林月仙（2000）。國小中低年級數 學診斷測驗之編製及理論模式之驗證 研究。測驗年刊，47（2），15。 林宗鴻（譯）（2003）。J. M. Burger著。人 格心理學（第二版）。臺北市：揚智。 邱皓政（1997）。態度測量與心理測驗發展 與檢驗的新趨勢：結構方程模式 （Structural Equation Modeling）的應 用。世新大學學報，7，61-95。 黃瓊蓉（1998）。驗證性因素分析於瞭解生 涯承諾構念效度性的應用。教育與心 理研究，21，199-220。 教育部（1995）。中華民國教育統計。臺北 市：教育部。 葛樹人（1991）。心理測驗學。臺北市：桂 冠。 蔡銘津（2004）。青年學生寂寞與害羞的輔 導。學生輔導雙月刊，94，104-129。 蘇素美（1995a）。害羞現狀之探討。學生 輔導月刊，39，104-111。 蘇素美（1995b）。大學生害羞現狀及其相 關因素之研究。中華輔導學報，3， 200-229。 蘇素美（1996）。害羞量表的發展及其相關 因素之研究。國立高雄師範大學教育 學系博士論文。 Asendorpf, J. (1986). Shyness in middle and late childhood. In W. H. Jones, J. M. Cheek, & S. R. Briggs (Eds.),.
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