臺灣成年女性性別角色特質、共依附和自尊之相關研究

(1)

· 85

國立臺灣師範大學教育心理與輔導學系教育心理學報，民的， 36 卷， 1 期，鈞一 107 頁

台灣成年女性性別角色特質、

共依附和自尊之相關研究*

許儀貞

國立水里商工職業學校

吳麗娟

國立台灣師範大學教育心理與輔導學系本研究欲探討台灣成年女性性別角色特質、共依附與自尊的關係，採問卷調查法，以

rSpann-Fischer 共依附量表」、「個人特質量表」、 rRosenberg 自尊量表」蒐集台灣 320 位十八

歲以上女性的資料以皮爾遜積差相關、典型相關分析和變異數分析進行處理。本研究發現: 1.表達性特質和共依附中的「以他人為焦點」、「無法表達情感」為負相關;表達性特質與共依附中「認同照顧者角色」為正相關。工具性特質和共依附總分、共依附中「以他人為焦點」、「透過關係獲得意義感」和「無法表達情感」為負相關。 2 台灣女性的性別角色特質和共依附有兩組顯著之典型相關存在。 3. 不同性別角色取向和高低不同共依附對台灣女性自尊的關係沒有交互作用存在。關鍵詞:共低附、性別角色取向、自尊「共依附 J (codependency) 為「以他人快樂為己任」的心理疾患(邱紫穎譚，民的)。其特徵是以他人為生活的重心、自我價值低落、壓抑自己的情緒感覺、高人際控制、高社會焦慮、沒有健全的心理界限、無法真誠清楚的溝通... (吳幸宜譯，民 84 ;邱紫穎譯，民的; Cerrn此，

1991; Haaken

,

1993; Springer

,

Britt

,

&

Schlenk，仗， 1998) 。吳麗娟(民 86

a

'民 8駒，民 87

a

'民 88 )認為共依附是不

健康的人際關係，沒有界限、失去獨立自主性，這種失去自我的不健康關係將會影響一個人的適應。

心理治療專家在藥(酒)癮家屬的身上發現了“共依附"的病態人格特質，但後來在其他族群裡也發現了「共依附」的存在，包括慢性病患家屬和問題兒童的家人，甚至是許多助人專業者(吳幸宜譯，民 84) 。近來也有心理學家開始以男一種觀點看共依附，他們認為「共依附」和女性在社會中的照顧者角色、關係的不平等、女性面對環境壓力的應對策略有關 (Loring

&

Cowan

,

1997; Roehling

,

Koelbel

,

&

Rutgers

,

1996)

0 Harkness 與 Cotrell (1997) 認為此概念是具有性別偏誤的，其打擊了一群

已經受物質濫用的人所苦的無辜女性。

倘若，我們試著將「共依附」從病態的脈絡中抽離，我們似乎可以發現其與傳統女性特質的相似

之處 (Haaken，

1990; Loring

&

Cow咽，

1997; Spann

,

1996; Tavris

,

1992) 。中外對女性特質傳統的期待是

(2)

86

教育心理學報

依賴、被動、溫柔、善體人意等( ffJ惠琴，民 72) 。從中國傳統女訓的三從四德可窺知傳統中國的女性的生活舞台幾乎都是繞著他人，以他人為重心的，這樣的思想體系的社會脈絡下似乎是不鼓勵女性

發展自我價值的。女性被教導要接納他人、為他人著想，所以在其成長的過程中她們內化這些標準而

成為自己理想的特質，並努力在現實互動中實踐這個理想 (Hargreares

&

Coli句， 1986) 。某些與共依附相似的傳統特質或許是婦女被要求的特質之一(

Kr

estan

&

Bep蚣， 1990) ，似乎也是社會中一群女性

竭力實踐的自我價值。綜上所述，似乎共依附和女性特質之間具有高度的相似性 (Spann，

1996)

，但是這樣的推論卻也引發了研究者的疑問:如果這樣的推論確實，這是否意含著，我們社會的女性教養與期待是將女性帶往一個不健康的心理狀態?我們所尊敬推崇的美德是否可能是一個扼殺女性心理健康的殺手?另一方面，如果我們追本溯源地思考共依附，亦會引發另一些疑問。共依附現象是臨床觀察中得到的，臨床工作者發現有一群和病患疾病發展息息相關的人，並發現這一群人也是需要幫助的病患;也就是說，共依附被觀察到的時候是一個病態的現象。於是，我們在使用共依附的概念時，必須小心注意是否過度泛化了這個概念，而將共依附的概念過度簡化、一般化?是否不恰當地運用這個概念貶抑了一群善良溫柔的女性?病態化以樂於助人、以他人為重的女性特質? 研究者欲了解共依附和女性特質之間的異同，藉由這個研究，一方面了解共依附和女性特質的關係;另一方面期盼能釐清女性特質和共依附的不同，避免這兩個概念的混淆不清使女性特質不當地被貶低和病態化，也期盼能突顯共依附的特殊性，幫助我們更了解共依附，也更能協助這一群承受心理痛苦的人。研究者為了暸解共依附特質和台灣女性心理健康的關係，亦將自尊這個變項納入，一方面探索共依附、性別角色特質與自尊的關係，一方面探討共依附和性別角色特質對自尊是否有交互關係存在，以了解共依附與性別角色特質對台灣女性自尊的影響。本研究試圖去探討在台灣女性的共依附與性別角色特質的關係為何?共依附是否和情感關係取向的女性特質，即表達性特質有正相關存在?而共依附與自尊的關係是否因性別角色特質不同而異? 綜上所述，本研究之研究目的有下列二項: (一)探討台灣女性的性別角色特質和共依附的關係。 (二)探討台灣女性性別角色取向、共依附和自尊的關係。一、研究問題與報股根據本研究之動機與目的，本研究所進行之研究問題為: 1.台灣女性的性別角色特質之各分量表(1 工具性特質」、「表達性特質J) 分數與共依附總分及其之各分量表 (I以他人為焦點」、「認同照顧者角色」、「透過關係獲得意義感」、「無法表達情感J) 分數是否有相關存在? 2. 不同性別角色取向(1 男性化」、「女性化」、「兩性化」、「未分化J) 與高低不同之共依附，其自尊是否有所差異? 本研究之研究假設為: 1 一 l 台灣女性的性別角色特質之各個分量表(1 工具性特質」、「表達性特質J) 得分與共依附量表之總分及其各分量表 (I 以他人為焦點」、「認同照顧者角色」、「透過關係獲得意義感」、「無法表達情感J) 的得分之間有顯著相關。 1--2 台灣女性的性別角色特質之各個分量表(I 工具性特質上「表達性特質J) 得分之線性組合分數與共依附量表之各分量表 (I 以他人為焦點」、「認同照顧者角色」、「透過關係獲得意義感」、「無法表達情感J) 得分之線性組合分數有顯著相關。

(3)

台灣成年女性性別角色特質、共依附和自尊之相關研究

₈₇

2--1 不同性別角色取向 (r 男性化」、「女性化」、「兩性化 J 、「未分化 J) 之台灣女性，其自尊分數有差異。 2--2 高低不同共依附之台灣女性，其自尊分數有差異。 2--3 不同性別角色取向( r 男性化」、「女性化」、「兩性化」、「未分化 J) 之台灣女性，其在自尊分數上的差異情形與其高低不同共依附有關係。文獻探討一、共做附酒癮家庭治療的專業人員在 1940 年代開始發現勸酒者的家屬和配偶有羞恥、憤怒、恐懼、痛苦的情緒(邱慕美，民 91 ;楊晴蔥，民的)。他們的共同特徵有照顧他人、控制、依賴，這些是原發的 (prim的)特質，且被視為心理疾病或不適應的問題行為(楊晴蔥，民 89) ，稱之為 rcodependencyJ 。自此以來， r共依附」此一心理現象被各家心理學者以不同的觀點來定義與解釋，在「共依附」定義的探討中，臨床心理學者和女性主義學者因為思考共依附角度的不同，他們對「共依附」的內涵也有不同的看法。女性主義學者認為共依附是社會文化影響或女性心理發展下的結果，似乎並未含括「病態」的意蝠，而是大範圍地涵蓋「順服溫柔」、「努力維繫關係」、「幫助他人」的女性特質。然而，病態的共依附者則承受了心理、情緒、行為上的痛楚，而且造成了自我和人際關係上的損害，這和撫育他人、照顧他人的女性特質似乎仍有不同。再者，一個具有女性特質的人未必有自我與人際關係上的困難。如何區別了解病態「共依附」和女性特質將是本研究努力的方向之一。本研究認為:共依附是在父槽結構(優勢卑居)的社會脈絡中，個人因身處失功能家庭為因應大量的情緒痛苦和壓力所發展出來的卑居的、自我否定的心理定位。遺個自我否定的心理定位和失功能的國應型態將在共依附者的人際關係中不斷重演，使其重複經驗心理與情緒上的痛苦 (Fischer

&

Crawford

,

1992; Haaken

,

1990;

Ki

tchens

,

1991; Spann

,

1996; Wright

&

Wright

,

1999) 。當病態共依附形

成，在行為上，他們依賴「和他人維繫關係」得到安全感和自我價值，其透過強迫性地去為他人負

責、照顧他人，甚至控制他人以維繫關係 (Cerm仗，

1986; Spann

,

1996)

;在心理特質上，共依附者的自我形象被破壞、現實感受損、難以信任他人、無法和人建立親密關係(Cerm此，

1986;

Potter-Efron

&

Potter-

Ef

ron

,

1989)

;在情緒上，其承受極度的苦痛、無助和疲倦(Haaken，

1990;

Cerm尬，

1986) 。本研究認為，女性主義學者指陳的女性弱勢社會脈絡確實存在，也可能是女性共依附的形成背景之一，但這跟病態共依附是不同的，其可能存在內酒與程度上的差異。研究者認為，若忽視社會脈絡去看共依附則可能無法向理理解共依附者的心境，但同時，若因此將女性特質和共依附混為一談則輕忽了共依附獨特的心理特質及其承受的苦痛。二、共做附與自尊

低自尊是共依附的個體普遍而明顯的特徵。 Fischer 、 Spann 與 Crawford (1991) 研究中發現低自尊是預測共依附重要指標，而研究也指出共依附和自尊具有顯著相關 (Wells ，

Gickauf-Hughes

, &

Jones

,

1999) 。在建構共依附定義時，許多研究都提到了自我貶抑( self-defeating) 或低自尊 (low

self-esteem) 和共依附的關係( Wegscheider-Crus巴，

1989;

Cerm尬，

1986; Kitchens

,

199 1)

，而 Wells 、

Gickauf-Hughes與 Jones (1999) 的研究亦指出共依附的根本建構之一是低自尊。

(4)

88 .

教育心理學報

特質的觀點， r 共依附」是女性心理發展的過程中被社會所期待、鼓勵的特質 (Collins，

1993; Cowan

&W，叩開，

1994; Granello & Beamish

,

1998)

，在本研究中將「性別角色取向」納入考量，意欲了解在

不同性別角色定位和價值認同下的女性是否「共依附」對於她們的意義也會不同，其與她們自尊的關係是否也因此而異。三、女性的性別角色特賈 (一)女性的性別角色特質在不同社會文化對女性性別角色特質的共同期待是情感化、滋養的、關心他人、富岡情心的(李美枝，民 76 ;張美麗，民 76)0

Bern

(1 977) 則提出雙因子論的性別特質理論，其認為一個個體可能同時具有男性化和女性化的性別角色特質(李美枝、鍾秋玉，民 85) ，而將人的性別特質分為「男性化」、「女性化」、兼具男女特質的「兩性化」和男女特質都未明顯的「未分化」四種。傳統文化思想體系中，女性對自我的定位也是放在一個「照顧者」的角色之下(劉芳助，民

87)

，承受身為「照顧者」的辛苦和壓力(賴豐美，民84) ，也形成女性的「以他人為焦點」、「照顧

撫育他人」、「維繫家庭關係」的特質，而這些特質是很相似於共依附的(Cowan

& Warren

,

1994;

Kr

estan & Bepko

,

1990) 。在Loflin (1998) 的研究中也指出了女性的「關係中的自我」的重要性。女

性自尊受到傳統理想家庭價值和理想我的影響較男性為大，母職的照顧者角色和角色衝突對女性心理適應的重要性也較男性父職的重要性大 (Loft妞，

1998;

Polas旬， 1997) 。因著「照顧者」的角色而生的是女性「溫柔體貼」的特質，中國女性在成長過程不斷接受儒家禮教的思想(伊慶春，民 77 ;鍾慧玲，民 83) ，以「柔順貞靜，無非無儀」作為自己的生活標準(張曉春，民 68) 。或許可說，極度父性威權下的中國傳統女性特質似乎不但承受了「照顧者」的期待，也承受了「對他人溫柔體貼」的期許。然而，社會就業性別結構的改變和女性自覺，使得男女間的分化愈來愈不明顯，女性不再安於原來“溫柔順服"的角色，開始強調個人的自我發展(李美枝，民 76 ;李美枝、鍾秋玉，民 85 )。女性為了追求自我的實現，也開始擁有男性化的人格特質，如堅強、獨立、自主、主動等(楊國樞、盟海源，民 61 ;楊國樞、塵海源，民的;李美枝，民 76) ，許多女性開始企圖達到嘍勢文化所定義的成功，她們放棄了自己在關係上的能力而追求男性特質 (O'Gorman ， 1991) 。一般而言，學者認為一個現代化的女性應具備的特質是要獨立自主，更要發展自我，才能適應社會的需要(黃文三，民 87) 0

Bern

(1977) 則認為，同時擁有兩個性別的正向特質的人有較好的社會適應，因其可視情形不同而有不同的因應(李美枝、鍾秋玉，民的)。但也有學者提出，雖然婦女角色受到了尊重，但傳統的價值結構和性別刻板印象沒有重大改變，所以兩性化的人可能承受了更沉重的社會壓力和人際困擾(李美枝、鍾秋玉，民的)。而追求男性文化的成功女性，卻可能因為同時承受職業和家庭的壓力而使其更感到自己的無能和低自尊(

0' Gorman

,

199

I)。或許，在女性角色期待的漫長而複雜的轉變過程中(李美枝，民 76) ，台灣正處過渡的時代，不同世代和不同思維的女性各自秉持著不同的女性角色，也各自在尋求自我價值與適應社會的平衡點，其展現的女性性別特質是多元化的。本研究選擇女性性別角色特質來探討其和共依附、自尊的關係，企圖了解性別角色取向的不同是否會影響共依附和女性自尊的關{系。 (二)女性的性別角色特質與自尊許多性別角色的實證研究指出工真性特質對於個體心理健康的重要性甚於表達性特質

(Kl

einplatz

,

McCarrey

,

&

Kat曲，

1992;

Sta峙， 2∞0) 0

Bern

(1 98 1)對女性自尊的研究也發現，男性特

質可以有放預測女性的自尊 (Hargreares

& Colley

,

1986) 。似乎女性自尊和男性特質(兩性化和男性

(5)

89

認為男性自尊和女性自尊有不同的意涵，女性從社會互動中獲取自尊，不同於男性從個人生涯成就獲

取自尊 (Hargreares

&

Colley

,

1986)

0

Helgeson

(1994) 的研究結果也呼應了這個說法，他發現表達

性取向的女性有較多正向的關係和社會資源。同時，也有學者 (Egan

&

Perry

,

2001; Kleinplatz

,

McCarr句，

&

Katab

,

1992) 去思考不同的社會價值與脈絡會使性別角色取向對自尊產生不同的影響，現代女性面臨的價值觀衝突是很複雜的 (Borthick，

1998)

，她們在遵從傳統女性價值的同時，又要努力達到個人成就的成功 (Welte，

1998)

,

O'Gorman

(1991) 甚至觀察到7 徘徊在這兩者之間的現代女性承受了沉重的無能感和低自尊。由上可知，性別角色取向和女性自尊的關係所涉及的不只是男性特質或女性特質與心理健康的關{系，也可能涵蓋了女性心理發展的獨特性和女性面對現代社會所形成的性別角色衝突掙扎。大部分的研究都呈現出兩性化的個體是最健康的、自尊最高的，而未分化者是最低的(林邦傑，

民 70 ;陳淑輯，民84

;

Th

omas

&

Rezniko缸，

1984; Wells

,

1980; Del Rey

&

Sheppard

,

1981; Shifren

&

Bauserm恤， 1996; Bo血， 1999) ，但男性化或女性化發展的孰高孰低則因研究不間而異，未有定論。四、女性的性別角色特質與共官附

在「共依附」的文獻探討中，我們可以從社會文化脈絡和女性心理發展的觀點窺知女性性別角色

特質和共依附的密切關係。一些學者 (Haak凹，

1990; Spann

,

1996; Loring

&

Cow帥， 1997;Tavris，

1992)

一再指出女性性別角色特質和共依附中的相似，

Schaef

(1986) 從「女性」和「共依附者」的相同社會文化地位來解析此兩者的相似性，

Collins

(1993) 則從「關係中的自我理論」的角度來剖析「女性」和「共依附者 J 的關係。有關女性的性別角色特質和共依附的研究中，有些研究顯示女性性別角色和

共依附具有正相關的關係 (Cowan

&

Warren

,

1994; Loring

&

Cowan

,

1997; Mcglone

,

1993; Roehling

,

Koelbel

, &

Rutger

,

1996)

，此外，有些研究發現和共依附有關的女性性別角色特質是負向特質

(Cowan

&

Warren

,

1994; Roehling

,

Koelbel

, &

Rutg缸，

1996)

，或是不健康闢係的描述 (Loring

&

Cow阻， 1997) 。五、女性的性別角色特質、共值附與自尊 (一)自尊自尊是個人對自己所做的正向或負向的價值判斷，是一個具有方向性( direction) 的自我態度 (吳麗捐，民 74) 。自尊的核心觀念包括和人相處的能力、獨特性、權力、價值和角色模式。高自尊的人可以同時接受自己的優點和缺點，了解他們是獨特而有價值的，相信他們在人生的風暴和轉變中能維持穩定的性惰，並自信自己能達到生命中個人最深源的目標與志向 (Rosenberg， 1979) 。在心理相關的研究中，自尊是一個很重要且不能或缺的變項(林瑞欽，民 79) ，自尊被當成是正向適應和心理健康的指標 (Rosenberg，

1989)

，此亦即「自尊」這個變項在本研究中之地位。 (二)女性的性別角色取向、共怯附與自尊在社會脈絡的共依附學者的觀點中，共依附和傳統女性特質是如此雷同相似，原本在西方父權思想體系中是斯傷自尊和自我價值的特質，卻可能是某一群女性達成自我期待的目標。這讓我們去思考，當女性內化了傳統價值而達成貞靜賢淑、顧全大局的自我期許和社會期待時，其自尊究竟是提昇了?或貶抑了?然而是否真如社會文化脈絡學者所指的，傳統女性特質和共依附是幾乎相同的概念? 它們將會如何影響一個人的心理健康呢?共依附、性別角色和自尊會呈現怎樣的關係?這些主題都是本研究擬深入探討的內涵。

(6)

90

教育心理學報研究方法一、研究架構本研究為台灣成年女性的性別角色特質、共依附及自尊的關係之研究。性別角色特質

1.工具性特質(男性特質)

I

‘

2. 表達性特質(女性特質)

•

共依附特質

1.以他人為點

2. 認同照顧者角色 3. 透過關係獲得意義感

4. 無法表達情感

圖 1 研究架構(一) :揮肘台灣女性的性別角色特質和共做附的關係。性別角色取向 1.男性化

2. 女性化

3. 兩性化

4. 未分化

~

共依附

1.以他人為點

2. 認同照顧者角色 3. 透過關係獲得意義感

4. 無法表達情感

巨1

圖 2 研究架構(二) :探討不同性別角色取向和高低共做附組型下的台過女性自尊。二、名詞種輯與研究工具本研究為相關研究，意圖探討「性別角色特質」、「共依附」和「自尊」三個變項間的關係，以下就本研究之重要變項、名詞解釋與研究工具描述如下。 (一)共低附

共依附為一心理特質，其行為特徵為「以他人為焦點 J

(put the focus outside of

self) 、「認同照顧

者角色J

(identified caretaking

activities) 、「無法公開表達情感 J

(lack of

open 侃pression

of

feeling) 、

「透過關係獲得意義感J

(captured a sense of purpose

t尬。ugh

relationship with others) (Fischer

,

Spann

,

&

Crawford

,

199 1)。本研究中之「共依附」為僵化、病態化的共依附現象，乃指在典型相關中共依附的

(7)

_·

₉₁

之為「共依附 J '才為病態化的共依附現象。研究者與同學組成共依附研究小組，於 90 年度暑假進行原量表的題的初步預試。因第一次初步預試的結果信度太低，研究小組參考國內外的文獻與台灣的社會文化背景，將量表增加至 24 題，並擴大預試群，進行第二次預試。第二次預試以共依附小組所收集到的 540 個有教樣本的施測結果進行刪題，刪除與總量表或分量表相關較小的眉目，刪除相關小於 2 的試題，形成正式量表，共的題。正式量表仍維持原量表的四個因素， r 以他人為焦點」分量表的例題，如「當我對自己好的時候，我通常會覺得有罪惡感」、「對我來說，做決定是困難的」等; r 認間照顧者角色」分量表的例題，如「我通常不會為別人作他們自己能做到的事情」、「我時常把別人的需求放在自己的需求前面」等; r 無法公開表達情感」分量表的例題，如「對我來說，說『不』是困難的」、「我通常不讓其他人看到『真正』的我」等; r透過關係獲得意義感」分量表的例題，如「假如沒有問題需要我去注意時，我常會感覺到無聊或空虛」、「我似乎會陷入令自己痛苦的關係中 J 等。正式量表以 320 位十八歲以上婦女的施測結果，進行內部一致性信度分析，得全量表內部一致性信度為 .8666 '分量表的內部一致性情度在 .6353 至 .7742 之間，本量表具有一定的穩定性;進行內部結構驗證性因素分析，各分量表的因素負荷量介於.4 9 至 .96 之間，本量表有令人滿意的緊斂效度。 (二)近似共值附特質本研究中所稱「近似共依附特質」一詞乃指， r共依附」的四個因素未同時具備，其有三個共依附特質具有顯著的影響力;換言之， r近似共依附特質」未達「共依附」的病態現象，但具有部分的共依附特徵。 (三)性別角色特質依據張氏心理辭典(張春興，民 78) ，性別角色 (sex role) 乃為某一社會文化傳統中，眾所公認的男性(或女性)應有的行為。傳統的社會文化對男性的期待是工具性、主動性的特質，如進取、主見、獨立、自信等;對女性的期待是人際情感、表達性的特質，如依賴、服從、溫馴、同情心等(李

美枝，民 85) 0 Spence 、 Helmreich 與 Stapp (1975) 編製「個人特質量表 J (PQA) 時對性別角色的

分額即以工真性特質(

instrumentalness

)和表達性特質 (expressiveness) 分別代表男女性別角色的特

質(王慶福，民 84) 。本研究中使用 Wang 、 Cooper 與 Wei 所修訂的 PAQ 中文版量表 (PAQ-C) 來測量男性特質與女性特質。男性特質以受試者在工具性特質分量表上的得分來代表，而女性特質是以受試者在表達性特質分量表上的得分代表之。

(四)性別角色取向

性別角色取向 (sex/gender

role

orientation) 是指個人的行為表現符合男性或女性角色的程度，有時被稱做「性別角色認同 J

(sex/gender role identity)

(王屢福，民帥，民86 )。本研究中以Wang 、 Cooper與 Wei (1 995) 所修訂的 PAQ 中文版量表來測量性別角色取向，本研究以分量表分數將受試者區分為四個「性別角色取向」族群，分別為「兩性化」一一高工具性特質且高表達性特質;r 未分化」低工具性特質且低表達性特質; r男性化」一一高工具性特質且低表達性特質; r女性化」一一低工具性特質且高表達性特質。原量表共十六題，採Likert 式五點量表方式作答。內容包含兩個因素， r 表達性性別角色取向因素」與「工具性性別角色取向因素J '各有八題。研究者以原量表「個人特質量表中文版J

(PAQ-C)

的十六題題目為基本架構，將原量表的形容詞的題型，如「非常溫暖的J '改寫為陳述性的句子，如「我是溫暖的」。本研究依據預試之信妓度研究結果，刪除第13 題、第 23 題、第 27 題和第 33 題，形成正式量表，計 12 題。以正式樣本之320位十八歲以上婦女的施測結果，進行內部一致性信度分析，得全量表內部一致性信度為 .8260 '分量表的內部一致性信度為.7809 與 .7607 '本量表具有一定的穩定性;進行內部結構驗證性因素分析，各分量表的因素負荷量介於.35 至 .79 之間，本量表有不錯的眾

(8)

·92

教育心理學報斂效度。 (五)自尊本研究所指自尊為張春興(民78) 所定義之自尊(

self-esteem)

，其指個人對自身的感受，對自己有價值感，有重要感，因而接納自己，喜歡自己。本研究的自尊是以受試者在Rosenberg自尊量表上的得分表示。量表題數共十題，以Likert 式五點量表方式作答，依預試結果，刪除第8 題，形成正式量表，計9 題。以正式樣本之320位十八歲以上婦女的施測結果，進行內部一致性信度分析，得全量表內部一致性信度為.8295 '本量表具有一定的穩定性;進行內部結構驗證性因素分析，因素負荷量介於 .33 至 .75 之間，本量表有令人滿意的思斂效度。三、研究對象本研究以 18 歲以上之女性為研究對象。取樣乃依方便取樣之考量，抽取研究者方便取得之機構樣本。(一)預試樣本:成年女性127 人(二)正式樣本:受試者為18 以上歲之台灣女性320 人，自公司團體抽取之。本研究之研究對象的年齡、職業、學歷、婚姻狀況分佈如下表l 所示。表 E 正式樣本背景資料衰 (N

=

320)

出生年次(民團) 學歷 _職業婚姻狀態

31-40

19

國小以下/不識字醫護

11

未婚

₁₅₁

41-50

48

間小

10

農

6

已婚

129 51-60

76

國中/初中

20

工

14

已離婚

6 61-70

117

高中職

83

商

24 71-72

24

專科學校

50

服務業

37

技術學院/大學

113

公

10

研究所

15

教

47

家管

₅₅

學生

83

其他

13

未填資料

36

未填資料

28

未填資料

20

未填資料

34

總計

320

總計

320

總計

320

總計

320

四、研究程序 1.文獻評論並提出研究架構。 2. 翻譯和編製量表過程中邀請專家協助並適度修改題目以符合預測的變項之內涵。 3. 量表預試，檢驗量表之題目。 4. 以問卷調查法收集研究問題資料，受試填寫量表後回收整理。五、資料處理 (一)資料處理將回收量表之答案卡，以電腦讀頁機讀入電腦存檔，再以 SPSSIWIN

1

0.0 及 LISEREL8.5 套裝程式進行統計分析。

(9)

·

93 .

(二)統計方法 1.為了解性別角色特質與共依附是否有相關，以皮爾遜積差相關考驗假設 1--1 0 2. 為了解性別角色特質線性組合分數與共依附的線性組合分數是否有相關，以典型相關分析考驗假設假設 1--2 0 3. 為了解不同性別角色取向和高低不同共依附的女性自尊是否有差異，以二因子變異數分析考驗假設 2--1 、 2--2 、 2--3 。 4. 以 SPSSIWIN lO.O 套裝程式進行各量表之信度分析。 5. 以 LISEREL8.5 套裝程式進行各量表之驗證性效度考驗。研究結果與討論一、性別角色特質與共做閑之祖聲相關之結果分析表 2 為台灣女性的性別角色特質各分量表與共依附總分及其各分量表的得分的積差相關矩陣。表 2 性別角色特質與共做附積聲相關短陣 (N=320)

Fl

F2

F3

F4

F

PAQ-M

PAQ-F

以他人為焦點 F1

1.

00

認同照顧者角色 F2

.4

5**

1.

00

透過關係獲得意義感 F3 .64料

.53**

1.

00

無法表達情感 F4 .5

0**

.39**

.56**

1.

00

共依附 F

.805**

.738**

.878**

.763**

1.

00

工具性特質 PAQ-M

-.28**

.03

-.31**

-.1

5**

-.229**

1.∞ 表達性特質 PAQ-F

-.26**

16**

國 .11

-.13*

-.107

.4

9**

1.∞

*p

<

.05 **

p

<

.01

表 2 顯示性別角色特質和共依附的積差關係為:表達性特質和共依附中的「以他人為焦點」、「無法表達情感」為負相闕，且連 .05 的顯著水準;表達性特質與共依附中「認同照顧者角色」為正相闕，且達的的顯著水準。工真性特質和共依附總分、共依附中「以他人為焦點」、「透過關係獲得意義感」和「無法表連情感」為負相闕，且達 .05 的顯著水準。二、性別角色特質與共做附之積差相關之討輔本研究所呈現的共依附和性別角色特質的積差相關結果，雖然支持研究假設中預測兩者具有相關存在，但並未如「社會文化脈絡」和「女性心理發展」所主張的共依附和女性特質為二者間正相關，甚至本研究結果顯示共依附的「以他人為焦點」和「無法表達情感」兩個因素和女性特質的積差相關是為負相關。「社會文化脈絡 J 論者認為共依附特質是男性強權文化影響下致使地位卑屈的女性所發展出來的

女性特質 (Haak間，

1990; Loring

&

Cow甜， 1997;

Spann

,

1996)

;

r女性心理發展」論者則認為女性先

天的發展上即重視關係的連結和敏感他人的需求，而這些女性特質和共依附相似 (Collins ，

1993;

Granello

&

Beamish

,

1998) 。雖然這兩種觀點對於女性特質形成的過程所持的看法不同，但是他們都

(10)

94

教育心理學報本研究結果中僅有共依附中的「認同照顧者角色」和女性特質為正相關。對台灣女性而言，r 認同照顧者角色」似乎是一個較為特殊的因素，研究者將在「綜合討論」中加以闡述。於此，研究者要再次強調，由本研究的結果顯示:其「認同照顧者角色」和女性特質間的關係並不能擴大解釋共依附和女性特質間的關係。三、性別角色特質與共做附之典型相關之結果分析以表 2 台灣女性性別角色特質與共依附的積差相關分析為基礎，以典型相關分析探討性別角色特質與共依附之間的相關結構組型。性別角色特質為第一組X 變項，而以共依附為第二組Y 變項，其典型相關分析摘要表如表3 。表 3 典型相關結果顯示，所得兩個典型相關係數(ρ) 分別為.451 和 .276 '均達 .01 的顯著水準。衰 3 台灣女性性別角色特質與共做附之典型相關分析摘要農 X 變項典型變項 Y 變項典型變項 XI X

2

₁₇1 _η

2

工具性特質

-.884

-.4

67

以他人為焦點

.686

011

表達性特質

-.840

.543

認同照顧者角色

_-.231

_.4

₅₇

抽出變異數百分比

.744

.256

透過關係獲得意義感

562

706

重疊

.151

.020

無法表達情感

.360

.020

ρ

2 _.2043

_.0762

抽出變異數百分比

.242

.177

典型相關 ρ

_.4

_51**

_.276**

重疊

₀₄₉

_.013

**

p

<

.01

第一組典型相關 ρ 為.451

(p< .0

1)

，其決定係數 ρ2=

.2043

'其組型的意義為，當一個人的「工具性特質」和「表連性特質」愈高時，他的「以他人為焦點」、「透過關係獲得意義感」和「無法表達情感」的傾向愈低。第三組典型相關ρ 為 .276

(p< .01)

，其決定係數ρ2

= .0762

'其組型的意義為當一個人的「工具性特質」低且「表達性特質」高時，他的「認同照顧者角色」、「透過關係獲得意義感」的傾向愈高。四、性別角色特質與共怯附之典型相關之討論 (一)第一組典型相關結果之討論在性別角色特質與共依附的第一個典型相關結果顯示:台灣女性的工具性特質愈高且表達性特質愈高時，則其以他人為焦點、因低自尊而企圖透過關係的建立獲得意義感和無法表達情感的傾向會愈低;也就是說，台灣女性愈兩性化取向峙，則其近似共依附特質的傾向愈低。反之，台灣女性工具性特質和表達性特質愈低峙，貝IJ其以他人為焦點、因低自尊而企圖透過關係獲得意義感和無法表達情感的情形會愈多;換言之，若台灣女性的未分化取向愈高時，貝IJ其近似共依附特質的傾向也愈高。研究者所閱讀的文獻中缺少兩性化取向或未分化取向的個體與近似共依附特質之間的關係之研究，加以本研究之共依附以SPCDS 為研究工具，所呈現之共依附現象侷限於「以他人為焦點」、「認同照顧者角色」、「透過關係獲得意義感」和「無法表達情感」四個特質，其特定性使得本研究相近似的文獻更難獲得，因而研究者以相關的文獻探討「兩性化J (或未分化)和「近似共依附特質」的關係。

(11)

95 .

圍內外的兩性化相關研究(林邦傑，民 70 ;陳淑緝，民 84

;

Boan

,

1999) 指出兩性化的人的自尊較其他性別取向為高，本研究也顯示兩性化的女性的「近似共依附特質」較低，似乎兩性化女性是較為健康的。從研究中(林邦傑，民 70

;

Falbo.

1982) 大致可以歸結出，兩性化取向的個體似乎擁有較高的自我價值感、較為獨立自主，與人互動中也較能表達自己、採取較正向的溝通策略以解決問題。本研究也有類似的結果，兩性化取向的個體似乎是較不會出現共依附中以他人為生活重心、將個人價值建黨在和他人的關係上、無法表達自己的情形。

另一方面，在有關未分化的相關研究(王慶福，民84

;

Falbo

,

1982;

Th

omas

&

Rezniko缸，

1984)

中我們可以發現未分化的個體在親密關係裡，容易依賴對方、較難相信對方、會意圖控制和限制對方，但是他們卻也承受了較多關係中的緊張和不安全感。似乎未分化取向所呈現的人際關係型態與互動模式是較相近於共依附的，與本研究結果相互呼應支持。 (二)第二組典型相關結果之討論在性別角色特質與共依附的第二個典型相關結果顯示:台灣女性的工具性特質愈低且表達性特質愈高時，貝IJ其認同照顧者角色、國低自尊而企圖透過關係獲得意義感的傾向會愈高;也就是說，台灣女性愈為女性化取向時，則其「認同照顧者角色」和「透過關係獲得意義感」的傾向愈高。反之，台灣女性工具性特質愈高和表達性特質愈低時，亦即，台灣女性愈男性化取向時，貝IJ其「認同照顧者角色 J 和「透過關係獲得意義感」傾向愈低。然而，當女性個體具有高女性化特質且同時不具有男性化特質峙，其與共依附的關連只有其中的二項 (r 認同照顧者」和「透過關係獲得意義感J) ，這兩項是否能代表病態「共依附」的內涵是值得商榷的。 Dear與 Roberts (2∞2) 以典型相關分析性別角色和共依附的相關發現，共依附中的「外在焦點」愈高，則個體的正向男性特質愈低、負向女性特質愈高;共依附中的「自我犧牲」愈高，則正向女性特質愈高、負向男性特質愈低。 Mcglone (1993) 指出女性性別角色取向和共依附具有顯著相關，

Roehling 、 Koelbel 與 Rutger (1996) 、 Cowan 與 Wa訂閱(1994) 和 Loring 與 Cowan (1997) 的研究結

果也顯示女性特質和共依附有相關，但是這些與本研究PAQ 量表所測得的正向女性特質和共依附中某些因素相關的關係並不盡相同，無法直接支持本研究結果。由本研究結果看到，似乎台灣女性具高女性化特質的受試者有「認同照顧者」和「透過關係撞得意義感」的傾向，研究者由傳統女性的社會地位和女性自我發展兩個概念探討這個現象。 1.傳統女性的社會地位中國的傳統社會中上對下的父子權威性關係會侵入夫妻關係裡，使丈夫的權力高於妻子(楊圓樞，民的;莊耀嘉，楊國樞，民86) 。傳統女性處於遵從男性的威權，無法有自我的社會環境(李美枝，鍾秋玉，民的)。即便至今，莊耀嘉，楊國樞(民86 )對台灣大學生所做的研究仍然發現，在大學生的內隱認知裡仍有「夫為妻綱」的想法，儒家傳統文化對台灣現代女性的影響仍然存在，也可能造成台灣的女性仍然會認同照顧者角色、透過關係的維護獲得個人的價值感，本研究第三個典型相關所呈現的結果似乎也支持莊耀嘉和楊國樞(民86) 的說法。 2. 女性自我發展有些學者以 self

-

in-relation 的觀點認為，女性是透過關係連結而發展自我的，女性需要在相互同理、相互鼓勵支持的關係中才能健康成長(劉珠利，民 90

;

Granell0

&

Beamish

,

1998)

，甚至可能委屈自己去關心別人或壓抑自主性去維繫關係(

Granell0

&

Beamish

,

1998) 。

女性重視關係的特質使得擁有女性特質的人有較成功的人際關係和婚姻滿意度(鍾秋玉，李美

枝，民 85)

,

Sayers

、 Baucom與 Tierney (1993) 以 286 位女大學生為受試者的研究結果指出，女性化

的個體比較在意同伴的感受及彼此的關係，也因而較受同伴的歡迎(黃慧涵，民86) 。所以女性化的

(12)

96 .

教育心理學報果也支持以上的說法。 (三)綜合討輸 1. r共依附」似乎不同於「近似共依附特質 J 在這兩組的典型相關中，我們發現 Y 變項的四個變項未同時和 17 真有相同方向且有影響力(相關大於.3 0) 的相關關係，由「以他人為焦點」、「透過關係獲得意義感」、「無法表達情感」的 ηl 線性組合分數和由「認同照顧者角色」、「透過關係獲得意義感」所形成的 η2 線性組合分數有不同的內涵。研究者對於 ηl 和 η2 能否等同於「共依附」持謹慎保留的態度，因此我們稱本研究結果中的 ηl 和 η2 的線性組合分數為「近似共依附特質」或「認同照顧者角色和透過關係獲得意義的傾向 J '而非「共依附」。本研究結果中所指的「近似共依附特質」並非病態共依附，未同時具備「共依附」中所列出的四個因素。在 2002 年數篇採用典型相關分析研究共依附(林淑芳，民 91 ;陳秀菁，民 91 ;蔡椒鈴，民 9 1) 的研究中，我們似乎可以發現「近似共依附特質」與四個因素同時具有同方向的影響力的「共依附」

不相同， Dear 與 Robert (2002) 和 Cowan 與 Warren (1994) 也指出一般人和臨床受試的共依附研究

結果是有差異的。綜上所述，研究者推測 ηI (近似共依附特質)與共依附並不相同:首先，就量表來說，

Fischer

所定義的共依附包含四個因素，本研究的第一組典型相關的ηl 並不符合這個定義;再者，在上列的研究比較中，我們也可以看到ηI (近似共依附特質)和共依附與其他變項的關係不同，似乎ηI (近似共依附特質)和共依附有內涵上的差異。可能既往的研究並沒有去區別共依附和近似共依附特質的不同，所以研究者懷疑在以往的研究中，可能在以一般受試者為對象的共依附研究中，較常看到的可能是近似共依附特質，並非臨床受試者的病態共依附現象。Dear 與 Robert (2∞2) 以典型相關分析為研究方法的研究結果中顯示，似乎暗喻著這個現象不只在中間文化影響下的台灣受試者身上出現，西方文化下的澳洲人也存在此現象。亦即，可能因「典型相關」方法啟用，將開啟對共依附和「近似共依附特質」區別的新嬰機，也避免共依附定義空泛模糊、莫衷一是的情形。 2. 共依附與女性特質似乎不相同本研究積差相關中的研究結果指出共依附中「認同照顧者角色」和女性特質為正相關，而在第二組典型相關中又發現，女性化取向愈高且男性化取向愈低的台灣女性，買IJ 其「認同照顧者角色」和「透過關係獲得意義感」的傾向愈高。這似乎顯示女性特質和共依附中某些因素有相闕，但和共依附是有差別的，也不像女性主義所主張的兩者有高度的相似性;也就是說，雖然「社會文化脈絡J 觀點以女性劣勢地位來解釋女性特質和共依附形成的原因，且強調其為一體的兩面，甚至視共依附概念為

男性文化壓制女性的機制 (Haak凹，

199 0;

Loring &

Cow血，

1997; Spann

,

1996)' 但是本研究結果和文獻

中的研究結果 (Cowan&W，叩開，

1994; Loring & Cowan

,

1997; Roehling

,

Koe1be1 &

Rutg釘， 1996) 都指出

女性特質僅和共依附中的一部分有關係，二者是有差別的，並非兩個相同或相似的概念。

「社會文化脈絡」觀點的學者觀察到傳統文化中男性威續對女性心理特質的影響，也思考了女性地位與共依附形成的關聯性 (Haaken，

1990; Loring & Cowan

,

1997;

Kr

estan & Bepko

,

1990)

，然而，研

究者認為其所想要突顯的是，其反對以共依附病態名詞來貶抑女性特質 (Haak凹，

1990; Tavris

,

1992)

，不贊成將某一個現象歸因個人特性而忽略脈路因素，例如忽略社會期待女性在關係中所扮演的角色，未見到關係、脈絡的互動型態，而僅歸因處理個人的特性。因此，其主張要正視社會期待和關係互動型態加諸在女性身上的力量，其目的在於不要貶抑或標籤女性。本研究從個人心理特質的角度去了解共依附，目的也在於區別共依附和女性特質，讓共依附的獨特性得以彰顯，同時也不讓女性特質被病態、標籤化。本研究所得到的結果是臨床病態的共依附和女性「重視關係」、「替他人著想」的善良溫柔特質雖然有部分的關聯，但似乎並不是相同的概念。

(13)

_·

₉₇

3.

r 認同照顧者角色」特貴的討論「性別角色特質和共依附」的積差相關中，我們發現共依附中的「認同照顧者角色」此一特質的特殊性。因此研究者意圖了解此一因素與台灣女性的心理健康會呈現怎樣的關係，於是以「自尊」為心理健康指標進行相關研究。研究者以「認同照顧者角色」為自變項， r 自尊」為依變項，進行趨向分析結果如下: 表 4 台灣女性之共做附「認同照顧者角色」興「自尊」之揖向分析摘要表依變項(自尊) 均方自由度

F

bO

b2

b3

一次趨向 (lin.

)

.∞3

.86

34.11 -.11

二次趟向 (quad.)

.029

2 4.67**

43.32

-1.

97 .088

**p<.OI

從表 4 的結果中，我們可以知道， r 認同照顧者角色」在預測「自尊」時加入二次函數的係數後，其預測力達.01 的顯著水準;也就是說「認同照顧者角色」與「自尊」存在非直線相關的關係。我們可以發現當「認同照顧者角色」的得分在中間值(大約為11) 以下時，其與自尊的關係為負相關，而當「認同照顧者角色」的得分超過中間值(大約為11) 時，其與自尊的關係則轉為正相關。這個結果指出，在某個程度以下時， r認同照顧者角色」和「自尊」的關係如同文獻中指出自尊和共依附的關係為負相關，而在某個闆值以上卻呈現出正相關的關係，似乎對「高認同照顧者角色」的個體而言，照顧者角色有其正向意涵，茲推測原因可能是:

(I)

r認同照顧者角色」的女性普遍性「認同照顧者角色」是中外女性都普遍存在的，學者指出「照顧是女人自我認同的中心J '也是第一個自我認同(劉芳助，民87

;

Haak凹， 1993) 。女性被要求成為家庭的主要照顧者(李美枝、鍾秋玉，民的;賴豐美，民 84

;

Collette

,

1984)

，而在人際關係中，女性會習於犧牲自己和單方面的付出，造成女性太同理他人而太少顧及自己的感受，照顧別人而不照顧自己(劉珠利，民90) 。在台灣的女性，受華人文化的影響， r 照顧」不但是一種自我認間，也是責任(鍾秋玉，李美枝，民的)。因此我們或許可說， r 認同照顧者角色」對於台灣女性而言，可能是種普遍存在的責任，無論女性的性別角色取向為何，台灣女性都承擔了或多或少的「照顧者」責任。當女性為較多女性化，較少男性化的性別角色取向時，則這樣的傾向就會明顯清楚地產生具有影響力的相關關係，正如本研究中第二個典型相關的研究結果。

(2)

r 認同照顧者角色」的華人文化普遍性本研究的研究對象為台灣女性，研究結果可能受華人社會文化脈絡的影響。林淑芳(民9 1)和蔡淑鈴(民91 )以青少年為研究對象， SFCDS為研究工具的結果中同時指出，共依附中的「認同照顧者角色」分量表得分，男性顯著高於女性，所以「認同照顧者角色」的特質並非女性獨有。華人的人際關係中「助人」是普遍的道德情操，而在親密的家人關係中更強調要關心、無私的助人或自我犧牲，並且不求回報(莊耀嘉，楊國樞，民86 ;楊中芳，民88) 。在這樣的人際模式下，「助人」、「照顧」的人際準則似乎是跨越性別，也跨越性別角色取向的，所以在台灣文化下討論「認同照顧者角色」因素也須考慮文化的影響，此情況不獨為女性所有，也可能普遍存在於男性身上，此可再進一步研究之。另一方面，我們也可以發現似乎台灣女性的「認同照顧者角色」因素同時受文化期待和性別角色期待的影響，因此對一個「認同照顧者角色」的個體，社會環境可能給予正向的回饋，也可能因而提高其對自己的評價，這或許能解釋在某個闆值以上，r認同照顧者角色」和「自尊」為正相關的原因。

(14)

98

教育心理學報五、不同性別角色取向興高但不同共做附之二因子變異數分析之結果分析本研究為探討不同性別角色取向、高低不同共依附之台灣女性之自尊量表上的得分是否有差異存在，分別以性別角色特質取向、高低共依附為自變項，以自尊量表的得分為依變項，進行二因子變異數分析，以考驗假設2-1 、 2-2 、 2-3 '並以 Bonferroni事後比較進一步分析。台灣女性在自尊量表上的得分之平均數與標準差統計結果如表5 '三因子變異數分析結果如表6 '而後進行事後比較如表 7 。表 5 變項高共依附低共依附全體不同性別角色取向及高低共做附之台灣女性之自尊量表得分平均數與標準差未分化兩性化工具性取向表達性取向全體

M=28.36

M=35.09

加1=3 1.1 6

M=3

1.

oo

M=3

1.

28 SO=5.61

SO=5.23

SO=4.74

SO=5.5

SO=5.92

N=55

N=45

N=32

N=25

N=157

M=29.98

M=37

.I

8

弘1=35.81

M=34.27

M=34.64

SO=5.05

SO=3.75

SO=3.68

SO=4.

1O

SO=5.92

N=43

N=73

N=21

N=26

N=157

M=29.07

M=36.38

瓦1=33.00

M=32.67

M=33.oo

SO=5

.4

0 SO=4.67

S0

=4

.89

SO=5.09

SO=5.76

N=98

N=118

N=53

N=51

N=320

3

842.382 36.962**

575.809 25.265**

3

29.925

1.3

13 7110.606

312

22.790 10572.972

319

表 6 不同性別角色取向及高價共低附之台灣女性在自尊量義上的二因子變異數攝要衰變異來源離均差平方和自由度均方

F

Eta

Squared 解釋力性別角色特質取向

2527.147

共依附

575.809

性別角色特質取向*共依附

89.775

誤差全體

**

p<.01

表 7 不同性別角色取向之台灣女性在自尊量表上的事值比較未分化兩性化男性化女性化性別角色取向未分化兩性化男性化女性化

-7.31 *

3.93*

-3.60*

3.38*

3.71 *

.33

*

p

<

.05

表 6 顯示性別角色取向和共依附間交互作用未達 .05 統計顯著水準 (F= 1.3 13 'p<.05)' 表示性別角色取向與共依附間無交互作用存在，亦即不同性別角色取向的台灣女性在自尊量表上的得分表現並未受共依附高低的影響，此結果未支持本研究假設 2-3 。若以性別角色取向為自變工頁，自尊量表的得

(15)

99 .

分為依變項，貝IJ 不同性別角色取向的台灣女性在自尊量表上的得分有顯著的差異 (F=36.962

'

P

<

.00 。其中，兩性化顯著高於男性化、女性化和未分化，男性化顯著高於未分化，女性化顯著高於未分化。若以共依附高低為自變項，自尊量表的得分為依變項，買IJ 高低共依耐的台灣女性在自尊量表上的得分有顯著的差異 (F=25.265

' P

<

.01

)。其中低共依附者的自尊量表的得分高於高共依附者。同時表 6 也顯示，不同性別角色取向對自尊的解釋力 (Eta

Squared =

.262) 高於共依附對自尊的解釋力

(Eta Squared= .075

)。六、不同性別角色取向興高恆不同共做附之二因子變異數分析之討論 (一)不同性別角色目向和高低共做附對自尊的關係並未有交互關係存在不同性別角色取向的台灣女性在自尊量表上的得分表現並未受共依附高低的影響，此結果未支持

本研究假設 2-3 。雖然 Mcglone (1993) 和 Roehling 、 Koelbel 與 Rutger (1996) 、 Cowan 與 Warren

(1994) 和 Loring 與 Cowan (1997) 的研究都指出女性特質和共依附有正相闕，但是本研究積差相關和典型相關的結果更進一步發現，雖然某些共依附因素和女性特質確有關係，但是以此推斷共依附和女性特質的關係則太過武斷。 Dear 與 Robert (2002) 的研究以 17 歲到 52 歲的 192 位澳洲人為研究對象，發現共依附中某些因素 (f犧牲自我」和「外在焦點 J) 和表達性特質有相闕，其同時也指出，共依附的內涵遠較女性主義學者所主張的更為複雜。因此，我們可以發現女性特質和共依附似乎是有差別的。 (二)不輔性別角色即向為何，高共官附的自尊皆低~~共恆附者:不輸共做附的高位，性別角色取間和自草草的關係一致為:兩性化者的自尊高於男性化書、女性化者和未分化者的自尊;而男性化者和女性化者的自尊高於未分化書。

本研究結果呈現的共依附和自尊的關係和文獻中大部分的研究結果 (Clark

&

Stoffel

,

1992; Cook

&

Barber

,

1997; Fischer

&

Beer

,

1990; Lindly

, Gi

ordno

,

& Hammer

,

1999;

Martso匠" Sedl此，

& Doheny

,

20∞)大致相間，也支持本研究假設 2-1 '高共依附者的自尊得分低於低共依附者。然而本研究是以

「共依附總分」為變項所得的結果，各個共依附和自尊的關係則有待以後研究探討。因為共依附內涵

的複雜，相信對各個共依附特質的探討和對共依附的界定將是日後研究可以努力的方向。

另一方面，本研究結果中所呈現的性別角色取向和自尊的關係與本研究結果中所呈現的性別角色取向和自尊的關係與 Baon (1999) 的結果相似，而不同於 Thomas 與 Reznikoff (1984) 、 Wells (1980) 、 Del Rey 與 Sheppard (1981) 的研究，其認為工具性特質對女性心理健康有決定性的影響。我們若進一步比較，可以有二點發現:

(I)研究年代的不同

本研究單OBoan (1999) 的研究為近五年的研究結果，其所透露的可能是近代的社會價值，而後

三者的 80 年代的研究結果則表現出當時世代的價值觀。不同的社會價值會影響個體如何表現他的性

別角色特質與行為，其性別角色特質的行為表現也會影響一個人的社會適應 (Egan

&

Peηy，

2001;

Kl

einplatz

,

McCarrey

, &

Kat曲，

1992)

0

Boan

(1 999) 和本研究所呈現的可能是不同的價值觀在多元文

化的現代是同時被欣賞、重視的，一個女性無論其為男性化或女性化取向，皆為社會價值接受和尊重，其自尊較不會有差異。 (2) 受試者族群的不同後三者的研究對象為女大學生;而本研究的對象是18 歲到 65 歲的婦女，

Boan

(1999) 的研究則是中小學的學生。現代女大學生在面對學校的要求下，表現出較多的工具性特質以符合老師和社會的期待 (Welte，

1998)

，所以女大學生可能有較一般女性為高的學業成就，也有較高的成就取向。對她

(16)

100 .

教育心理學報

們來說，工具性的成就取向也可能因而是比一般人更重要的價值標準，也影響其評估自己的自尊。 (三) Bonferro肘，後比較申得知，不同性別角色取向對聾試看自尊的解彈力高於共官附的解釋力。

在共依附的定義和相關研究中，自尊所佔的地位是核心的 (Cermak，

1986; Schaef

,

1986) 、具有指

標性的 (Fischer，

Spann

, &

Crawford

,

1991)

，然而在本研究的結果中卻似乎未能反映出其對自尊的影響力，本研究的結果顯示了性別角色取向對自尊的影響大於共依附。研究者推測其原因之一可能是共依附各個因素和自尊關係間的複雜性所造成的，共依附的總分中同時包含了四個因素，而這四個因素和自尊的關係並不同時為負相關。此情形也可以在以SFCDS 為研究工具的研究(林淑芳，民91 ;陳秀菁，民9 1)中看到，其他費項和共依附的關係並不單純是同一方向的相關，共依附分量表和其他變項的關係是複雜的。這個複雜的特性可能使共依附各個分量表對自尊的影響力相互抗括，而使共依附總分對自尊解釋力下降，而低於性別角色取向的解釋力。另外，在國內以SFCDS為研究工具的研究(林瓶芳，民91 ;陳秀菁，民91 ;蔡淑鈴，民9 1)和本研究的研究結果中，我們都可以發現台灣研究結果不同於國外的研究結果，似乎有文化性的因素在影響結果，這有可能使SFCDS 的某些因素並不如國外文化觀點下的病態(在本研究積差相關和典型相關的研究結果顯示的可能是「認同照顧者角色」此因素)，因而使共依附對自尊的負向影響力下降。結論興建鸝一、結輸 (一)台灣女性的性別角色特質和共低附的關係 1.台灣女性的性別角色特質和共依附的積差相關表達性特質和共依附中的「以他人為焦點」、「無法表達情感J 肩負相關;表達性特質與共依附中「認同照顧者角色」為正相關。工具性特質和共依阿總分、共依附中「以他人為焦點」、「透過關係獲得意義感」和「無法表達情感」為負向相關。 2. 台灣女性的性別角色特質和近似共依附特質有兩組典型相關存在 (I)第一組典型相關為:台灣女性的工具性特質愈高且表達性特質愈高時，則其以他人為焦點、因低自尊而企圖透過關係獲得意義感和無法表達情感的傾向會愈低。即台灣女性愈為兩性化時，貝IJ其「近似共依附特質」的傾向會愈低;若非兩性化時，貝IJ其「近似共依附特質」的傾向會愈高。 (2) 第二組典型相關為:台灣女性的工具性特質愈低而表達性特質愈高時，貝IJ其認同照顧者角色和因低自尊而企圖透過關係獲得意義感的傾向會愈高;即台灣女性愈為女性化時，則其認同照顧者角色和透過關係攪得意義感的傾向會愈高。 (二)不同性別角色敢向和高低不同共做間對台獨女性自尊的關係沒有交E作用存在;經Bonferroni 事後比較得知，不同性別角色取向對台灣女性自尊的解釋力團於高恆不同共值陶的解釋力。二、單單 (一)輔導應用上的鐘韓 1.在案主的文化脈絡下了解案主的心理動力本研究結果發現，當台灣女性愈女性化時，則「認同照顧者角色」和「透過關係獲得意義感」的傾向愈高。這個結果似乎支持了在台灣的社會文化下對女性的期待會讓個體朝向「照顧他人」、「努力維繫與人的關係」發展，這兩個共依附的特質對女性的意義可能是獨特的，也可能和其心理發展、

(17)

101

社會期待有密切的關係(

Kr

estan

&

Bepko

,

1990)

.甚至 Granello 與 Beamish (1998) 認為在鼓勵相互支持依靠的文化下. r照顧他人」、「努力維繫與人的關係」的特質可以被視為正向的特質。這提醒了我們，在面對案主賣不只看見案主的心理特質或心理弱點，還需要了解其所處的脈絡環境及成長背景，並且也進一步看到案主的心理特質可能的正向力量。如此，身為輔導工作人員的我們才有可能準確地岡理案主的處境與心情。 2. 避免以病態化的觀點看待案主的近似共依附特質共依附的現象是在臨床觀察中被發現(楊睛蔥，民89) .這使得後來的的大部分關於共依附討論一直在扁態或負向特質的思維下。即使在社會文化的脈絡下，仍將共依附視為一負向特質，是被壓迫的心理狀態 (Schaef，

1986; Spann

,

1996) 。少數的共依附研究雖然看到臨床研究和一般人研究對象的研究結果有差異 (Cowan

&

Warren

,

1994; Dear

&

Roberts

,

2∞2) ·卻很少進一步去提醒或探究共依附和近似共依附特質的不同、去區分臨床上共依附和近似共依附特質的差異。這使得我們缺少分別共依附和近似共依附特質的警覺性，而容易陷入「病態化」可能是健康的、具有近似共依附特質的個體。本研究結果建議，我們在面對個案時需要更謹慎小心「共依附」的話斷或標籤。 (二)未來研究的建鵲 1.共依附概念的釐清在本研究結果中，我們發現，共依附和不同組型的近似共依附特質似乎具有不同的意涵，其所展現的和性別角色特質的關係也不同。目前大部分的國內外文獻是以共依附總分概括解釋共依附和其他變項的關係，研究者認為這樣的做法有武斷之嫌。這個作法可能會將共依附過於泛化，而形成現在對共依附毫無邊際界定的情形，而無法正視真實承受「共依附」苦痛的人。因而探討共依附不同線性組合，甚至從線性組合或非線性組合的內涵重新定義「共依附」是未來研究可以努力的方向。 2. 本研究之限制及未來研究之建議 (1)男性受試者本研究只納入女性為受試者，對共依附現象的了解仍不完整。本研究在設計之初為了解女性受試者的共依附現象，因此只納入女性受試者。然而，共依附現象似乎並非只發生在女性身上，因此納入男性受試者將有助我們了解男性的共依附現象。另一方面，納入男性受試者也可以透過男女的差異比較了解文化、性別、不同性別的不同性別取向等因素和共依附現象的關係。 (2) 臨床樣本本研究的對象為一般的台灣女性，所以所得知的共依附現象為一般成年台灣女性的共依附和性別角色特質的關係。但有研究指出，臨床研究和一般人研究對象的研究結果有差異 (Cowan

&

Warren

,

1994; Dear

&

Roberts

,

2002)

·本研究也發現臨床受試者的關如使這個研究在區分女性特質、近似共依

附特質與病態共依附時遇到實証數據的瓶頸，因此未來研究或許可以從臨床和一般受試者的共依附現象的不同，也可能區分出共依附和近似共依附特質。

(3

)低教育水準或年齡較大的婦女樣本在本研究所蒐集的女性樣本中，其年齡集中在民國50 年次之後，學歷也多在大專以上，而較少可能是傳統華人文化影響較深的年老婦女樣本。這使本研究結果所得到的，可能是受西方文化與觀念影響較多的近代女性的共依附現象，而可能較不能推論到傳統或年長的婦女族群，因此建議未來研究可以蒐集低教育水頭或年齡較大的婦女樣本，以幫助我們了解這個族群的共依附現象。 (4) 本研究之研究資料收集為自陳式量表的填答結果，受試者會因社會期待因素而影響其填答誠實性，建議讀者在推論本研究結果時需考慮此限制。 3. 研究方法未來研究如果能以質化方式了解共依附現象，將有助於我們釐清共依附形成的因素，也才有機會

(18)

102 .

教育心理學報更深入了解本研究在討論中的推測與懷疑。

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