性侵害兒童的意願與行為的關聯及影響因素

DOI：10.6251/BEP.201712-49(2).0002

性侵害兒童的意願與行為的關聯及影

響因素

＊

黃軍義

玄奘大學 應用心理學系 犯罪意願與行為之間的關聯，過去研究甚少探討，然而此一議題的探討具有犯罪防制上的意涵。 而各類犯罪行為中，性侵害兒童行為是道德可責性較高者，且數量不少，有鑑於此，本研究特別 探討性侵害兒童的意願與行為的關聯，及其間的影響因素。本研究以台灣三所監獄裡的男性受刑 人，以及台北、新竹共計六所公、私立大學的男性學生為參與者。以無記名自陳式問卷調查法蒐 集資料，共計得到受刑人與大學生有效樣本數分別為915、559 位。研究結果顯示，性侵害兒童 的意願與行為具有關聯，男性受刑人、大學生性侵害兒童的意願可解釋性侵害兒童行為的變異量 分別為13.7~28.0%、2.2~8.4%。此外，偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、與觀看兒 童色情影刊，是影響受刑人性侵害兒童的意願與行為之間關聯的因子；反社會性格違常傾向、認 知扭曲、與觀看兒童色情影刊，是影響大學生性侵害兒童的意願與行為之間關聯的因子。兩樣本 的影響因子略有不同，各項影響因子可解釋意願與行為間隔的變異量亦不同。文未就研究結果的 意涵、實務應用、研究限制與未來研究方向提出討論。 關鍵詞：性侵害兒童、偏差性興奮、意願與行為

* 1. 本篇論文通訊作者：黃軍義，通訊方式：jiun@hcu.edu.tw。 2. 本研究獲國家科學委員會計畫補助計畫編號：（NSC101-2410-H-364-007-SS2）。

個人犯罪意願與其實際從事犯罪行為並不相同，而兩者是否有關，以及若有關，則關係有多 強，在過去犯罪學的研究中，此一主題的探討一直很有限。在法律的層次上，具有犯罪意願但未 實施，並不算犯罪；然而在實務上，具有犯罪意願而是否真的會去從事，卻是令人關切的議題； 如果兩者有相當關聯，則具有犯罪意願者，顯然應是犯罪預防的標的。從上述，可知此一議題的 探討不但可彌補過去文獻之不足，且具有犯罪防制上的意涵，故本研究探討此一議題。 在眾多犯罪類型當中，本研究選擇性侵害兒童行為予以探討，因為此類犯行不但造成被害人 身心創傷（黃雅羚，2010；Paolucci, Genuis, & Violato, 2001），且數量不少。根據內政部警政署（2015）

的統計，在2014 年強制性交罪（指違反刑法第 221 條，渉嫌對於男女，以強暴、脅迫、恐嚇、催 眠術或其他違反其意願之方法而為性交之犯罪行為）的被害人數為962 人，其中 11 歲未滿的兒童 人數為110 人（11.4%），12 至 17 歲的少年人數為 439 人（45.6%）。 此外，性交猥褻罪（指違反刑法224 條至 229 條案件，涉嫌強制猥褻、性交猥褻男女、乘機 猥褻、權勢猥褻、詐術猥褻與其他猥褻方法等）的被害人數為2,914 人，其中被害人為兒童的人數 為 471 人（16.2%），少年的人數為 1,589 人（54.5%）。上述兩項性侵害行為被害人為兒童或少年 者，共2,609 人，占這兩項性侵害被害人全體的 67.3%。官方統計資料尚不足以顯示實際發生的數 量（有黑數存在），因此，國內外學者進行了加害人與被害人盛行率的調查，以補官方資料在這方 面的限制。在國內方面，胡淑貞、吳慧敏（2001）針對花蓮市與台南市高中（職）二年級的在學 學生進行性侵被害盛行率的調查（該研究將遭遇性侵害界定為被強迫接觸性器官之經驗，包括被 迫撫摸性器官、被迫性交、及被迫口交或肛交等三類型），顯示7.9% 的受訪者曾有被性侵害的經 驗。Chen、Dunne 與 Han（2004）以中國大陸四個省份的高中青少年為樣本，調查其被性侵害的 經驗，結果顯示在十六歲以前遭遇接觸（例如被強迫撫摸胸部、生殖器、口交、性交等）或非接 觸（例如暴露生殖器、在其面前自慰等）任何一種性侵害行為者，在高中男生為 10.5%，女生為 16.7%。國外方面，Finkelhor 與 Lewis（1988）曾委託洛杉磯時報民調中心針對全美國 18 歲以上 之成人進行電話訪談調查，結果發現在男性樣本中，約有10%自陳性侵害過兒童。Briere（1989） 以自陳量表的方式詢問193 位男性大學生對兒童的「性趣」，結果發現 21%的男性大學生自陳兒童 對他們具有性吸引力，9%對兒童曾有性幻想，5%對兒童性幻想有自慰的情形，7%表示具有某種 程度的與兒童發生性行為的意願。Fergusson 與 Mullen（1999）整理相關文獻後指出，早年被性侵 害的盛行率，在女性方面為15%至 30%之間，在男性方面為 5%至 15%之間。 從上述國內外調查研究結果以觀，性侵害兒童行為發生數量確實不容小覷，是應該受到重視 的犯罪行為。然而事實上，台灣社會探討性侵害兒童行為的研究並不多，社會對此一行為的關注 常會隨著相關新聞事件的熱度過去而消褪；同時，性侵害兒童的意願與行為關聯的探討，在國內、 外研究中更是付之闕如。鑑於上述，本研究探討性侵害兒童的意願與行為的關聯，及其間的影響 因素。 一、意願與行為 在社會心理學的領域中，態度與行為的關聯曾經受到熱烈探討。這項探討源於LaPiere（1934） 的研究。該研究利用中國人在美國遭受歧視的時空背景，探討美國餐廳接待中國人的態度與行為 （依規定不得招待中國人），結果發現大多數餐廳在 LaPiere 函詢時表達不招待的態度，然而實際 到訪時卻予以招待，據此，LaPiere 指出態度與行為之間沒有關聯。

態度與行為的關聯的後續研究眾多，其研究結果並不一致（Glasman & Albarracin, 2006）。近 期研究者將重心移至在什麼情況下，態度與行為之間會有關聯，發現態度與行為間的關聯會受到 態度的強度（strength）、穩定性（stability）、特定性（relevance of the attitude andbehavior）、與情境 壓力（situational pressure）的影響（Taylor, Peplau, & Sears, 1997）。

Fishbein 與 Ajzen（1975）為說明態度與行為並非簡單的因果關係，而提出理性行動理論（theory of reasoned action）。該理論指出個人的態度與主觀規範（subjective norm，知覺到參照他人對該行

為的接受度與自身順從該規範的程度），影響意願（intention，反映人們願意盡多少力去執行）的 形成，而意願是影響個人行為的主要直接因素。Ajzen（1991）後續修訂理性行動理論，而提出計 畫行為理論（theory of planned behavior），增加行為控制知覺（perceived behavior control，即個人

有多少能力、技術、或資源實施此一行為的知覺），認為此變項亦影響意願與行為。上述兩項理論，

受到廣泛探討，應用在不少領域中（李碧霞，1998；許義忠、莊麗君、葉智魁、余泰魁，2009； Allom, Mullan, & Sebastian, 2013; Rhodes, 2014; Turchick & Gidycz, 2012; Wu & Chen, 2014）。

然而在後續研究中陸續發現，意願與行為之間仍有間隔（intention-behavior gap）（Allan, Johnston, & Campbell, 2011; McEachan, Conner, Taylor, & Lawton, 2011; Rhodes & Bruijn, 2013; Sniehotta, Scholz, & Schwarzer, 2005），意願所能解釋行為的變異量不高。依據 Sheeran（2002）針對 10 個統 合分析（meta-analysis）研究所進行的統合分析，顯示意願對行為的平均解釋量為 28%，即行為還

有72%無法被意願解釋。此外，以 2（有意願，無意願）×2（有行動，沒行動）的矩陣解構意願與

行為的關係，結果顯示在有意願的人中有 47%的人實際上沒有行動。上述種種，皆顯示意願與行

為之間還有不少變項的影響（Allom et al., 2013; Reuter et al., 2010; Rhodes, 2014; Turchick & Gidycz, 2012），這些（調節或中介）變項可增減意願與行為間的聯結，或者說明意願與行為間仍有變項扮 演著橋樑的角色。 意願與行為之間的關聯，有不少研究探討，且具有實務價值，卻很少應用在犯罪行為研究上。 目前有限的探究較集中在性侵害行為的領域，始於 Malamuth（1981）提出的強暴意願（rape proclivity）（註一）。此種意願指男性在確定不會被發現或沒有風險的情況下，自評強迫女性發生 性行為的可能性有多少。Malamuth（1988）並探討強迫女性發生性行為的意願與實際強迫女性發 生性行為的經驗之間的關聯。他詢問男性參與者以下問題：在保證不會被發現因而不會受懲罰的 情況下，你強迫女性發生性行為的可能性有多少？來測量男性參與者強迫女性發生性行為的意 願；以Koss 及其同事（Koss& Oros, 1982; Koss, Gidycz, & Wisniewski, 1987）所發展的性經驗調查 量表（Sexual experiences survey），來測量男性參與者過去強迫女性發生性行為的經驗。結果顯示， 強迫女性發生性行為的意願，與過去實際強迫女性發生性行為的經驗，具有關聯：現在有意願者 在過去有較多強迫女性發生性行為的經驗，實際具有強迫女性發生性行為經驗者亦有較高的強迫

女性發生性行為的意願。不過仍有 14%的參與者表示，有強迫女性的意願，實際上並未強迫；另

有51.3%的參與者表示，沒有強迫女性的意願，實際上卻有強迫女性發生性行為的經驗。

Thomas 與 Gorzalka（2013）探討性脅迫意願（sexual coercion proclivity）與認知促發（cognitive priming）對性攻擊行為（sexual aggression）的影響。性脅迫是指以語言哄騙、勸說（persuade）對 方與自己發生性行為，但違反對方意願，卻並未使用暴力（force）。性脅迫的意願在該研究中以強 暴意願、過去性侵害女性經驗、強暴迷思接受度、與敵視女性程度四項指標界定。認知促發分為 兩組，一組請男性參與者以強迫（forced）、開放（open）、攻擊（aggressively）、大腿（thighs）、 與交纏擠壓（grinding）五個性攻擊意涵明顯的字詞造句；而另一組以走路（walk）、大海（sea）、 冷靜（calm）、沈默（silent）、與靜止（still）五個與性攻擊無關的字詞造句。性攻擊行為則以男性 參與者是否對一名女性共謀者唸出具有性行為情節的故事，露骨程度隨故事進行加深，檢視參與 者是否會唸以及唸到什麼程度，為實驗室裡操弄性攻擊行為的指標。在研究程序上，參與者到實 驗室後，先請他們完成測量性脅迫意願的自陳問卷，接著隨機分派至認知促發兩組中的一組，再 詢問他們是否有意願參加另一項研究（掩飾研究目的），即唸一則具有性意味的故事給參與另一項 研究的女性聽，而這些女性被選為參與者是因為她們表示聽到性意涵的材料會使她們感覺不舒 服。結果顯示，具有性脅迫意願的男性，較會唸具有性意涵的故事給女性共謀者聽，而且意願愈 強者愈會唸到性行為情節露骨的故事後端。性脅迫意願與認知促發具交互作用，意願弱者在認知 促發（即以性攻擊意涵明顯的字詞造句）的情況下，出現的性攻擊行為程度與意願高者無差異， 說明男性即使性脅迫的意願不高，但在性暴力（影片或其他媒介）的影響（促發）下，亦有可能 出現性攻擊行為。 從上述文獻回顧可知，意願與行為有關，但解釋力仍有限。據此，本研究假設：性侵害兒童 的意願與實際從事性侵害兒童的行為有關，但解釋力有限。此外，意願與行為並非簡單直線的因 果關係，當中仍有間隔，某些變項可以調節（增加或減少）當中的間隔，因此，本研究的另一項 目的，在於探討影響性侵害兒童的意願與行為間隔的因素。

二、意願與行為間隔的影響因素

回顧2000 年以後發表的文獻，可看出意願與行為的間隔受到以下因素的影響：自我調節與管

理能力（Allom et al., 2013; Rhodes & Bruijn, 2013; Rhodes, Plontnikoff, & Courneya, 2008）、自我效 能感與個人對結果的期待（personal outcome expectations）（Rhodes, 2014）、意願的穩定性（intention stability）（Conner & Godin, 2007; Dibonaventura & Champman, 2005; Turchick & Gidycz, 2012）、計 畫與準備（Reuter et al., 2010; Sniehotta et al., 2005; Turchick & Gidycz, 2012）、執行控管的能力 （executive control ability）（Allan et al., 2011; Hall, Fong, Epp, & Elias, 2008）、知覺事件的重要性與 關切程度（perceived importance and concern）（Rhodes et al., 2008）、對目標渴望程度（goal desires） （Prestwich, Perugini, & Hurling, 2008）、習慣強度（Allom et al.; Bruijn et al., 2007）、不可預期的障 礙因素（unforeseen barriers）（Dibonaventura & Champman）、道德規範（moral norms）（Godin, Conner, & Sheeran, 2005）、支持與不支持的環境（supportive and unsupportive environmental conditions）（Hall, Zehr, Ng, & Zanna, 2012）等等。綜觀之，本研究認為這些因素可用認知、情感、行為、與環境四 項因素歸類：（1）認知上，個人若知覺自己有能力、技術或資源可以完成該行為、知覺到該事件 非常重要，則較會去實踐該行為。（2）情感上，個人若對結果非常期待、渴望目標程度深，則較 會去實踐該行為。（3）行為上，個人若能自我管理、計畫與準備、具有執行力，則較會去實踐該 行為。（4）環境上，個人所處環境若支持該項行為、沒有不可預期的障礙，則較會去實踐該行為， 而縮減意願與行為間的距離。 將上述應用在性侵害兒童的意願與行為上，本研究提出以下影響因素：（1）偏差性興奮（deviant sexual arousal）：對兒童具有性幻想或兒童能引起性興奮是性侵害兒童者的一項重要特徵（黃軍義，

2015；Finkelhor, 1984; Hall & Hirschman, 1992; Quinsey & Lalumiere, 2001; Seto, 2016; Ward &

Siegert, 2002）。他們對兒童的圖片評價較成人圖片具有吸引力、在看到兒童圖片時較會產生性興奮

（Mokros et al., 2013; Renaud, et al., 2013）。尤其性侵害男童、陌生兒童、性侵害時使用暴力、被害 兒童人數愈多者，顯示此一偏差性興奮傾向愈強（Seto, Lalumiere, & Blanchard, 2000）。由於兒童 對他們具有性吸引力，並且與兒童發生性行為能令他們感到性興奮，可知在認知上，他們會期待 與兒童發生性接觸，在情感上，他們會對兒童渴望較深，在行為上，較有可能去計畫與準備找適 合的兒童對象，這些，驅使他們在有意願時，較會發動行為，使得意願與行為的距離減少。（2） 認知扭曲：性侵害兒童者傾向於認為與兒童發生性接觸或性行為並沒有什麼錯、兒童亦有性需求、 性接觸對兒童來說是一種性教育並無壞處反有好處、兒童在發生性接觸或性行為中並沒有受到傷 害（Gannon, 2009; Mann, Webster, Wakeling, & Marshall, 2007; Marziano, Ward, Beech, & Pattison, 2006）。具有以上信念者，本研究認為，在認知上，道德規範的限制會較弱，在情感上，較不認為 與兒童發生性行為會使兒童感到痛苦，在行為上，較不會克制他們性侵害兒童的行為，因而具有 意願者較會將意願付諸實現。（3）反社會性格違常傾向（antisocial personality disorder tendency）： 衝動、攻擊性、不斷的違規犯錯、難以遵守社會規範、說謊欺騙、欠缺懊悔、不顧自己與他人的 安危、與不負責任，是反社會性格違常者的特徵（American Psychiatry Association, 2013）。這些性 格特徵使得他們在行為上較為衝動，未能考慮長遠後果；情感上，汲汲於眼前慾望的滿足，不顧

他人痛苦；認知上，不認為遵守社會規範是重要的事，因而較會將性侵害兒童的意願付諸實現。（4）

觀看兒童色情影刊：究竟可透過觀看而抒發性欲因而減少性侵害兒童行為，或強化了性欲而減低 內在抑制力增加性侵害兒童行為，目前論者各執一詞（Seto, 2013）。然而觀賞、張貼或販售兒童色 情影刊是戀童癖的預測指標（Seto, Cantor, & Blanchard, 2006），且因接收到裡面的訊息，包括：兒 童是有性欲的、兒童喜歡與成人發生性行為、兒童會誘惑人、與兒童發生性行為不會傷害他們， 促使認知扭曲逐漸形成，而會增加性侵害兒童的可能性（Edelmann, 2010; Moultrie, 2006; Wood, 2013）。本研究據此推論，觀賞兒童色情影刊愈頻繁者，認知扭曲愈深，愈不會覺得與兒童發生性 行為是不對的事情，因而在有意願時，較會將意願付諸實現。

上述，分別從生理（偏差性興奮）、認知（性侵害兒童迷思）、性格（反社會性格違常傾向）、

過去研究在探討意願與行為的間隔時，多數是希望能減少兩者的間隔，而使得意願能付諸實 行，例如，健身、減重、戒菸、使用防曬措施等促進健康的行為（Allom et al., 2013; Conner & Godin, 2007; Rhodes, 2014）。然而在犯罪行為研究上，卻是希望能增加意願與行為兩者的間隔，使得具有 意願者，難以將意願付諸實行。表面上，兩領域研究目的相反，但實際上功能一致。因為將縮減 意願與行為間隔的因素抽離，意願與行為的銜接即困難。本研究目的，即在瞭解性侵害兒童的意 願與行為的關聯，以及兩者間隔的影響因素，因而在實務上，可將這些影響因素抽離或阻斷，使 得意願與行為間隔加鉅。 三、研究假設 具體而言，本研究的假設包括：（1）性侵害兒童的意願與行為具有關聯，但意願能解釋行為 的變異量有限，兩者仍有間隔。（2）偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、與觀看兒童 色情影刊，是影響性侵害兒童的意願與行為間隔的因子。 本研究將分別以男性受刑人與男性大學生為研究對象，檢視上述假設。如此做法，基於以下 理由：男性受刑人與大學生是兩個異質性頗高的群體。從犯罪者與一般人的比較，或從各犯罪理 論的論述，皆可知兩者在成長環境、個人特質、或犯罪行為等各層面具有差異（Godfreson & Hirschi, 1990）。故若在兩樣本中皆證實研究假設，則顯示研究的外部效度強。若研究結果在兩樣本中顯示 具有差異或並不一致，則可續探差異原因。此外，官方統計資料與過去研究皆顯示性侵害兒童者 以男性居多數（Seto, 2016），故本研究聚焦男性樣本探討。

研究方法

本研究以無記名自陳式問卷調查法資料蒐集。過去研究顯示，自陳的犯罪資料具有信度與效 度（Jolliffe et al., 2003; Singh, 1979），且較能保護參與者的隱私（Koss et al., 1987）。

一、研究參與者及研究程序 本研究以台灣北部、中部、及南部各一所監獄的男性受刑人，以及台北、新竹公立二所、私 立四所共計六所公、私立大學的男性學生為調查對象。在上述監獄樣本方面，三所監獄皆為收容 性罪犯的專門監獄。首先，研究者檢具有關規定資料包括：研究計畫書、研究倫理切結書等等， 由所服務的學校備函先後送法務部矯正署及各監獄審核，俟兩階段審核通過後，由兩位受過研究 倫理訓練之研究助理協同監獄調查人員，進行問卷調查。知情同意書在問卷調查之前發給受刑人， 有參加意願者在同意書上簽名。施測時，再度將本研究目的及研究倫理事項告知參與者（同意書 上已說明），內容包括：資料的保密性、僅供學術分析用途、參與者在問卷施測任何時間點皆可選 擇退出而無不利影響等等。此外，本研究在問卷開始之處，設定一個題目，請參與者在詳細閱讀 完整份問卷題目之後，若此時覺得不願意接受問卷調查，仍可勾選不願意，然後與其他人一樣以 同樣流程般繳回問卷。透過這樣的程序，可以讓參與者清楚瞭解本研究問卷題目後，再決定是否 參與，並可降低在任何壓力下參與研究。 在大學男生樣本方面，透過兩種方式招募研究參與者。其一是聯絡大學的軍訓室，請其教官 詢問選修軍訓課程的男同學參與本研究的意願。其二是由研究者接洽認識的大學教師，請其詢問 學生參與本研究的意願。施測程序同於上述監獄的程序。參與者皆可得到小禮物一份做為報酬。 監獄男性受刑人參與者計915 位，基本資料如下：（1）年齡：平均 39.23 歲，標準差 10.88 歲； 以22 至 50 歲間的人數占多數（82.1%），其餘年齡層者零星分布，至 60 歲以上者逐漸稀少。（2） 教育程度：小學占8.7%，國中占 33.7%，高中（職）占 43.4%，大專占 12.3%，研究所占 1.9%；

平均教育程度在國中與高中之間。（3）主要扶養者：父母親占 75.4%，父親一人占 4.3%，母親一 人占8.7%，祖父母或外祖父母占 8.4%，其他親人占 1.3%，其他占 1.9%。（4）父母是否離婚或分 居：勾選是者占23.5%。（5）父母其中一人已經過世：勾選是者占 39.2%。 男性大學生參與者計559 位，基本資料如下：（1）年齡：平均 20.21 歲，標準差 1.84 歲；以 18 至 22 歲之間人數 513 人占大多數（92.8%），其餘23 至 32 歲間者零星分布。（2）教育程度：540 人勾選大專程度，占97.3%；另有 15 人勾選研究所程度，可能是具備研究所程度者重返大學校園 或修習大學部課程因而參與本研究。（3）主要扶養者：父母親占 85.7%，父親一人占 2.7%，母親 一人占5.1%，祖父母或外祖父母占 4.3%，其他親人占 .9%，其他占 1.3%。（4）父母是否離婚或 分居：勾選是者占14.2%。（5）父母其中一人已經過世：勾選是者占 5.3%。 男性受刑人與男性大學生樣本在各背景變項上，顯示具有差異：受刑人平均年齡較大（t = 49.58，df = 908.24，p < .001）、受刑人平均教育程度較低（t = -44.68，df = 940.74，p < .001）、受 刑人的主要扶養者為雙親者較少（雙親扶養者編碼為1，其餘編碼為 0）（

χ

2（5，N = 1,390）= 21.62， p < .001）、受刑人父母離婚或分居者較多（

χ

2_{（1，N = 1,398）= 18.32，p < .001）、受刑人父母親} 中一人已經過世者較多（

χ

2（1，N = 1,375）= 199.13，p < .001）。這兩個樣本確如本研究緒論中所 述在成長背景上具有差異，故將這兩個樣本的結果分開分析，應具有合理性。 二、變項與測量工具 （一）偏差性興奮 偏差性興奮反映在接觸兒童時的性興奮反應以及對兒童具有性幻想上，包括以下五個測量題 目：「與兒童接觸，我會有性衝動或性興奮的反應」、「與兒童發生性關係對我來說是有快感的」、 「觀看兒童色情影刊，我會有性衝動或性興奮的反應」、「我的性幻想中有兒童出現」、「我的 性幻想對象是兒童」。研究參與者在李克特氏6 點量尺（從 1 非常不符合到 6 非常符合）上進行

圈選。經探索性因素分析（exploratory factor analysis），以主成份法（principal component method） 抽取多個不同因素（以下同），及Kaiser 之常態化直接斜交法（direct oblimin）轉軸（以下同），以

特徵值大於1 為選取因素的判準，結果得到一個因素，可解釋 80.3%的變異量，顯示此量表具有因

素效度（factorial validity）（邱皓政，2004）。內部一致性係數（Cronbach’s alpha）為 .93。 （二）認知扭曲 本研究依據黃軍義、簡誼萍（2012）編製的中文版「性侵害兒童迷思接受性量表」加以修訂 （例如，將「不少兒童從跟大人發生性關係來得到好處」修訂為「不少兒童跟大人發生性關係可 以得到實質上的好處」，並增加一個題目：「不少兒童跟大人發生性關係也會有快感」），成為本研 究測量性侵害兒童迷思的量表，共計十六個題目（例題如：如果兒童沒穿內衣褲，或是露出身體， 是在暗示她／他們想要「性」；大人跟兒童發生性關係，其實是很自然也很健康的事，只是社會規 範不能接受；跟兒童發生性關係並不是都不好，因為那樣做並不會真正傷害到兒童；其實兒童已 經夠大了，能夠自己決定要跟誰發生性關係）。研究參與者在李克特氏6 點量尺（從 1 非常不同意 到 6 非常同意）上進行圈選。經探索性因素分析，得到兩個因素，其中第二項因素的特徵值僅為 1.06；經徒坡圖（scree plot）觀察，可看出第項二因素與第項三因素相較在特徵值上並無急劇下滑 情形，並與其後因素呈現穩定直線狀態，故本研究認為，此量表主要只有一個因素，即第一項因 素，可解釋整體58.4%的變異量，由此觀之，此量表具有因素效度。內部一致性係數為 .95。 （三）反社會性格違常傾向 採用柯永河（1996）所編製的「健康、性格、習慣」量表中反社會性格違常量表的部分題目， 共計十題。經探索性因素分析，得到兩項因素，其一是由從小學或國中時代我就常常逃學、常常 與人打架、犯過幾次校規被記過、習慣犯了校規或班規也不後悔、與異性發生過好幾次性關係等 五個題目（因素負荷量從 .70 到 .86）所構成的「違規與打架」因素；第二項是由從小學到國中時 代我就有說謊習慣、常以對方感覺不到的方法占對方便宜、習慣偷拿或破壞我看不慣的人的財物、 偷拿父母印章去蓋連絡簿或成績單、一向非常喜歡看到車子開得很快才夠刺激等五個題目（因素

負荷量從 .54 到 .74）所構成的「說謊與偷占便宜」因素。此二因素共可解釋 55.6%的變異量，因 素間相關為 .41。其中，因素一為外顯性（overt）反社會行為（逃學、打架、犯校規、性行為）， 因素二為內隱性（covert）反社會行為（說謊、以對方感覺不到的方式占便宜、偷拿看不慣的人的 財物）。整體量表的內部一致性係數為 .84。 （四）觀看兒童色情影刊 本研究從觀看兒童色情影刊的頻率、影響、及持續期間，撰寫測量題目，包括：「我經常觀看 兒童色情影刊」、「兒童色情影刊對我具有影響」、「我觀看兒童色情影刊有一段時間」三個題 目。研究參與者在李克特氏6 點量尺（從 1 非常不符合到 6 非常符合）上進行圈選。經探索性因 素分析，得到一個因素，可解釋82.3%的變異量，顯示此量表具有因素效度。內部一致性係數為 .89。 （五）性侵害兒童的意願 本研究參考Malamuth（1988）建立的強制女性性交意願的題目，發展性侵害兒童意願的題目， 包括以下三題：（1）如果兒童願意的話，我也願意和她／他發生性接觸或性關係；（2）如果不 會被發現的話，我有意願和兒童發生性接觸或性關係；（3）如果法律不處罰的話，我有意願和兒 童發生性接觸或性關係。研究參與者在李克特氏6 點量尺（從 1 非常不符合到 6 非常符合）上進 行圈選。這三個題目之間的相關係數在 .85 與 .88 之間，呈現高度相關。經探索性因素分析，得 到一個因素，可解釋90.7%的變異量，顯示此量表具有因素效度。內部一致性係數為 .95。在量表 上，得分愈高，顯示性侵害兒童的意願愈強。本研究將參與者在這三個題目上皆勾選1（非常不符 合者）者，界定為「無性侵害兒童意願者」（簡稱「無意願」者），共計 956 人（66.3%），其餘界 定為「有某種程度性侵害兒童意願者」（簡稱「有意願」者），共計487 人（33.73%）。其中，男大 學生中無意願者計371 人（66.4%），有意願者186 人（33.4%）；男受刑人中無意願者計585 人（66%）， 有意願者301 人（34%），兩樣本在性侵害兒童意願上沒有顯著差異[

χ

2_{（1，N = 1443）= .05，p = .82]。} （六）性侵害兒童行為 本研究採用黃軍義、簡誼萍（2012）編製的量表測量性侵害兒童行為。該量表經檢證具有信 度與效度。包括以下六個題目：（1）我曾經用恐嚇或威脅的方式，跟兒童有過性接觸（像是：帶 有性意味的親吻、撫摸、身體接觸、或暴露性器官）或性關係（像是：性交、口交、肛交、或異 物插入）；（2）我曾經用讚美或玩遊戲的方式，跟兒童有過性接觸（像是：帶有性意味的親吻、撫 摸、身體接觸、或暴露性器官）或性關係（像是：性交、口交、肛交、或異物插入）；（3）我曾經 用毆打或捆綁的方式，跟兒童有過性接觸（像是：帶有性意味的親吻、撫摸、身體接觸、或暴露 性器官）或性關係（像是：性交、口交、肛交、或異物插入）；（4）我曾經使用武器，跟兒童有過 性接觸（像是：帶有性意味的親吻、撫摸、身體接觸、或暴露性器官）或性關係（像是：性交、 口交、肛交、或異物插入）；（5）我曾經用送禮物或金錢的方式，跟兒童有過性接觸（像是：帶有 性意味的親吻、撫摸、身體接觸、或暴露性器官）或性關係（像是：性交、口交、肛交、或異物 插入）；（6）我曾經使用我的權力（比如說：「如果你(妳)不…，我就…」，或是「如果你（妳）…， 就可以…」等），跟兒童有過性接觸（像是：帶有性意味的親吻、撫摸、身體接觸、或暴露性器官） 或性關係（像是：性交、口交、肛交、或異物插入）。研究參與者在「是」與「否」的選項上進行 圈選。在其中任何一項圈選「是」者，本研究界定為曾經做過性侵害兒童行為（簡稱「性侵害兒 童者」）；在所有題目上皆圈選「否」者，本研究界定為未做過性侵害兒童行為（簡稱「未性侵害 兒童者」）。在男大學生樣本中，性侵害兒童者計19 人（3.4%）；男受刑人樣本中，性侵害兒童者 計92 人（10.6%），兩樣本具顯著差異[

χ

2_{（1，N = 1418）= 24.38，p < .001]。此外，圈選的項目愈} 多（可複選），表示曾以各種手段與兒童有過性接觸或性關係，意味做過愈多的性侵害兒童行為， 稱為「多元性侵害兒童者」（簡稱多元性侵）。 （七）社會讚許反應 所謂社會讚許反應是指，人們在答題時的方向並不是依照其內在的心理感受，而是依照社會 所讚許的方向答題。為控制此一變項的可能影響，本研究採取廖玲燕（2000）所編製的「台灣本 土社會讚許量表」中，因素負荷量較高的正向題八題（例題如：「在任何情況下我都會先冷靜思考 後才行動」、「我總是虛心接受別人對我的批評」），與反向題八題（例題如：「有時我會把責任推到 別人身上」、「有時我會取笑別人的缺點」），做為測量社會讚許反應的工具。研究參與者在「是」

與「否」的選項上進行圈選。資料分析時將反向題進行轉碼，故本量表分數愈高，表示社會讚許 反應愈強。此量表的內部一致性係數為 .82。 三、統計分析策略 本研究將受刑人與大學生樣本的結果分開分析，以檢視這兩個樣本的結果是否皆支持本研究 假設。首先，就各人口變項、社會讚許反應、與各探究變項（偏差性興奮、認知扭曲、反社會性 格違常傾向、觀看兒童色情影刊、性侵害兒童意願、多元性侵害兒童行為）進行相關分析，檢視 各變項的關聯性。其次，以二元對數迴歸分析（binary logistic regression analysis）考驗性侵害兒童 的意願對性侵害兒童行為的預測力，以及以線性迴歸分析考驗性侵害兒童的意願對多元性侵害兒 童行為的預測力；並控制社會讚許反應的影響。再其次，以t 檢定有性侵害兒童意願且實際性侵害 兒童者（有意願且有行為組）與有性侵害兒童意願但無性侵害兒童行為者（有意願但無行為組） 在各探究變項上的差異，以檢定性侵害兒童的意願與行為間隔的影響因素。最後，以t 檢定受刑人 與大學生樣本在各探究變項上的差異，檢視此二樣本是否如緒論所言具有異質性。

研究結果

一、各變項間的相關 就男性大學生而言（表 1 右上），可看出年齡、教育程度、與社會讚許反應與多數的變項皆 無關（除了年齡與教育程度、教育程度與性侵害兒童意願呈現正相關外），說明男性大學生這一 族群年齡與教育程度相差不大，故多數變項在這兩個變項上顯示不出差異；而這一相對年輕族群 亦較不受社會讚許反應的影響，使得社會讚許反應與其他變項皆顯示無關。僅年齡與教育程度顯 示較明顯的正相關，應是填寫研究所教育程度者年齡較大所致。年齡與教育程度皆與性侵兒童意 願呈現低度正相關，其中一個可能原因是，填答研究所程度者自陳有較強的性侵兒童意願，這可 從年齡與教育程度的關聯推知。偏差性興奮（性幻想的對象為兒童）、認知扭曲（性侵兒童迷思）、 觀看兒童色情影刊、與性侵害兒童意願這四項，彼此具有中高度的正相關（相關係數值在 .53 至 .79 間），反社會性格違常傾向亦與這四個變項有中低程度的正相關（相關係數值在 .26 至 .36 間）。 多元性侵害兒童行為僅與反社會性格違常傾向、觀看兒童色情影刊、性侵害兒童意願呈現低度正 相關（相關係數值分別為 .12、.14、.09）。 就男性受刑人而言（表 1 左下），可看出年齡與教育程度、反社會性格違常傾向、觀看兒童 色情影刊呈負相關，即年齡愈小的受刑人，教育程度愈高、反社會性格違常傾向愈強、觀看兒童 色情影刊愈多。教育程度與反社會性格違常傾向、觀看兒童色情影刊亦呈負相關。社會讚許反應 與偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、觀看兒童色情影刊、性侵害兒童意願、教育程 度皆呈負相關，即社會讚許反應愈強的受刑人，自陳的偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常 傾向、觀看兒童色情影刊、性侵害兒童意願、及教育程度愈低。偏差性興奮、認知扭曲、觀看兒 童色情影刊、與性侵害兒童意願，具有中高度的正相關（相關係數值在 .55 至 .84 間），反社會 性格違常傾向亦與這四個變項有中低程度的正相關（相關係數值在 .22 至 .27 間）。多元性侵害 兒童行為與偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、觀看兒童色情影刊、性侵害兒童意願 皆呈現正相關（相關係數值分別為 .45、.32、.11、.33、.40）。

二、性侵害兒童的意願與行為的關聯

在男性大學生方面，由階層二元對數迴歸分析（hierarchical binary logistic regression analysis）

的結果（表2）可知，第一階層的性侵害兒童意願對性侵害兒童行為具有顯著預測力，可解釋性侵

害兒童行為2.2~8.4%的變異量（Cox & Snell R Square-Nagelkerke R Square，以下同）。在階層迴歸 分析的第二步，加入社會讚許反應，可知意願仍能有效預測行為，且模型適配[以 Hosmer-Lmeshow Goodness-of-fit 進行檢定，

χ

2_{（8，N = 541）= 4.04，p = .85]，社會讚許反應僅增加 0.06~2.4%的變}

異量。此外，以性侵害兒童意願與社會讚許反應為自變項，多元性侵害兒童行為為依變項，進行 階層迴歸分析（hierarchical regression analysis），結果顯示，性侵害兒童意願對多元性侵害兒童行 為具有顯著預測力（β = .09，t = 2.11，p < .05），可解釋其 0.6%的變異量（調整過後的 R 平方）。 在第二步驟加入社會讚許反應，可發現仍對多元性侵害兒童行為具有顯著預測力（β = .09，t = 2.13，p < .05），而社會讚許反應不具顯著預測力（β = .05，t = 1.27，p = .21），增添的變異量極微。 表1 各變項之間相關分析 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 年齡 100** .30** -.04** .07** .06** -.01** .03** .09** -.03** 2 教育程度 -.11** 100** -.00** .07** .04** .09** -.02** .13** -.02** 3 社會讚許 -.04** -.11** 100** .01** -.01** -.05** .00** -.01** .05** 4 偏差興奮 -.05** -.04** -.13** 100** .60** .28** .68** .79** .08** 5 認知扭曲 -.06** -.04** -.12** .67** 100** .36** .53** .65** .08** 6 反社會性 -.32** -.13** -.29** .22** .24** 100** .26** .30** .12** 7 兒色影刊 -.08** -.07** -.12** .72** .55** .27** 100** .66** .14** 8 性侵意願 -.07** -.04** -.13** .84** .66** .26** .64** 100** .09** 9 多元性侵 -.01** -.05** -.04** .45** .32** .11** .33** .40** 100** 註：偏差興奮：偏差性興奮；反社會性：反社會性格違常傾向；兒色影刊：觀看兒童色情影刊；性侵意 願：性侵害兒童願意；多元性侵：多元性侵害兒童行為。右上方 Pearson 相關係數值為大學生樣本 的資料，左下方Pearson 相關係數值為受刑人樣本的資料。 **p< 0.01.（雙尾）*p< .05.（雙尾）。 表2 二元階層對數迴歸分析 B S.E. Wald df 顯著性 R2 大學生 Step1 性侵意願 .19 .05 14.72 1 .000 .022- .084 Step2 性侵意願 .20 .05 14.85 1 .000 .028- .108 社會讚許 .13 .07 3.56 1 .059 受刑人 Step1 性侵意願 .38 .04 96.33 1 .000 .137- .280 Step2 性侵意願 .38 .04 91.71 1 .000 .138- .282 社會讚許 -.04 .03 1.02 1 .313 註： B：未標準化的迴歸係數。Wald：類似多元迴歸係數的 t 值，用以考驗對數迴歸係數的統計顯著性。 R2_{：性侵害兒童意願單獨可解釋性侵害兒童行為的變異量（不包括社會讚許反應）。性侵意願：性} 侵害兒童的意願；社會讚許：社會讚許反應。

在男性受刑人方面，由表 2 可知，第一階層的性侵害兒童的意願對性侵害兒童行為具有顯著 預測力，可解釋性侵害兒童行為 13.7~28.0%的變異量。在階層迴歸分析的第二步，加入社會讚許 反應，意願仍能有效預測行為，且模型適配[以 Hosmer-Lmeshow Goodness-of-fit 進行檢定，

χ

2_（8， N = 915）= 8.98，p = .34]，社會讚許反應僅增添 0.01~0.02%的變異量。此外，以性侵害兒童意願 與社會讚許反應為自變項，多元性侵害兒童行為為依變項，進行階層迴歸分析，結果顯示，性侵 害兒童意願對多元性侵害兒童行為具有顯著預測力（β = .39，t = 12.26，p < .001），可解釋其15.4% 的變異量（調整過後的R 平方）。在第二步加入社會讚許反應，可發現仍對多元性侵害兒童行為具 有預測力（β = .40，t = 12.19，p < .001），而社會讚許反應不具預測力（β = .01，t = .44，p = .66）， 增添的變異量極微。 三、性侵害兒童的意願與行為間隔的影響因素 在男性大學生方面，從表 3 可知，認知扭曲、反社會性格違常傾向、與觀看兒童色情影刊三 項在有意願且有行為組與有意願而無行為組間，具有顯著差異，可知這三項與意願的實現有關。 其中，經Levene 檢定，顯示在認知扭曲上的變異數不等，故使用不假設變異數相等的檢定；另外， 兩組在反社會性格違常傾向與觀看兒童色情影刊上的變異數無顯著差異，故使用假設變異數相等 的檢定。在偏差性興奮、年齡、教育程度、社會讚許反應上，兩組並無顯著差異。 在男性受刑人方面，偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、與觀看兒童色情影刊四 項，在有意願且有行為組與有意願而無行為組間，皆具有顯著差異（表 3），可知這四項與意願的 實現有關。這四項在兩組間經Levene 檢定，顯示變異數皆不等，故這四項的檢定使用不假設變異 數相等的檢定；另外，兩組在社會讚許反應上亦達顯著差異，顯示不在意外界觀感者，較會將意 願付諸實現。在年齡、教育程度上，兩組則無顯著差異。 基於社會讚許反應在大學生有性侵害兒童意願與有無行為兩組間瀕於顯著差異，在受刑人中 達於顯著差異，且與偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、觀看兒童色情影刊具有顯著 相關（表1），故再以二元階層對數迴歸分析檢定在控制社會讚許反應影響的情況下，偏差性興奮、 認知扭曲、反社會性格違常傾向、觀看兒童色情影刊是否仍對性侵害兒童有意願而有無行為兩組 具有預測力。結果如表 4 所示，可知，在大學生部分，反社會性格違常傾向、認知扭曲、觀看兒 童 色 情 影 刊 仍 具 有 預 測 力 ， 且 就 可 解 釋 變 異 量 的 區 間 而 言 ， 以 反 社 會 性 格 違 常 傾 向 最 高 （9.2~25.8%），偏差性興奮仍不具顯著預測力。在受刑人部分，偏差性興奮、認知扭曲、觀看兒 童色情影刊、反社會性格違常傾向仍具有預測力，且就可解釋變異量的區間而言，以偏差性興奮 最高（23.42~35.6%）。

表3 性侵害兒童的意願與行為間隔的影響因素 有意願 樣本數 平均數 標準差 t 值 自由度 顯著性 大學生 年齡 有行為 10 20.30 2.16 -0.06 180 .95 無行為 172 20.34 2.05 教育程度 有行為 10 4.00 0.00 -0.57 182 .57 無行為 174 4.04 0.22 社會讚許 有行為 11 8.36 3.44 -1.77 177 .08 無行為 168 6.61 3.18 偏差興奮 有行為 10 13.30 5.77 -1.60 181 .11 無行為 173 10.86 4.64 認知扭曲 有行為 10 54.20 20.96 -2.59 9.43 .03 無行為 166 36.83 13.05 反社會性 有行為 10 36.70 7.95 -4.72 178 .00 無行為 170 24.64 7.86 兒色影刊 有行為 10 10.70 4.65 -3.31 182 .00 無行為 174 7.13 3.24 受刑人 年齡 有行為 60 40.57 11.71 -1.25 262 .21 無行為 204 38.56 10.65 教育程度 有行為 59 2.56 0.93 -0.18 240 .86 無行為 183 2.54 0.88 社會讚許 有行為 61 7.84 3.83 -2.57 265 .01 無行為 206 9.24 3.72 偏差興奮 有行為 63 15.21 5.47 -7.48 73.78 .00 無行為 213 9.82 3.05 認知扭曲 有行為 53 44.89 18.15 -4.99 62.07 .00 無行為 180 31.87 10.25 反社會性 有行為 60 32.02 11.66 -2.70 79.56 .01 無行為 200 27.64 8.67 兒色影刊 有行為 64 9.30 4.23 -5.34 74.21 .00 無行為 216 6.35 2.29 註：社會讚許：社會讚許反應；偏差興奮：偏差性興奮；反社會性：反社會性格違常傾向；兒色影刊： 觀看兒童色情影刊。

表4 二元對數迴歸分析：分別以偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、觀看兒 色影刊為預測變項，控制社會讚許反應的影響，有意願有無行為兩組為依變項 大學生 B SE Wald df 顯著性 R2 偏差興奮 -.08 .06 1.79 1 .18 .014-.039 社會讚許 -.17 .10 03.06 1 .08 認知扭曲 -.06 .02 08.28 1 .00 .064-.177 社會讚許 -.13 .11 01.46 1 .23 反社會性 -.14 .04 10.42 1 .00 .092-.258 社會讚許 -.12 .12 01.01 1 .32 兒色影刊 -.26 .09 09.56 1 .00 .048-.138 社會讚許 -.22 .11 04.37 1 .04 受刑人 偏差興奮 -.32 .05 42.21 1 .00 .234-.356 社會讚許 -.10 .05 04.15 1 .04 認知扭曲 -.07 .01 26.73 1 .00 .144-.219 社會讚許 -.08 .05 02.78 1 .10 反社會性 -.04 .02 06.39 1 .01 .033-.051 社會讚許 -.06 .04 02.04 1 .15 兒色影刊 -.29 .05 28.75 1 .00 .136-.208 -.08 .04 03.10 1 .08 註：B：未標準化的迴歸係數。Wald：類似多元迴歸係數的 t 值，用以考驗對數迴歸係數的統計顯著性。 R2_{：各探討變項可解釋性侵害意願與有無行為兩組的變異量（不包括社會讚許反應）。偏差興奮：偏} 差性興奮；反社會性：反社會性格違常傾向；兒色影刊：觀看兒童色情影刊。 四、男大學生與受刑人在社會讚許反應與各探究變項上的差異 本研究在研究參與者中分析了大學生與受刑人在背景變項上的差異，此處再就社會讚許反應 與各探究變項上的差異進行檢視。首先，兩樣本經Levene 檢定顯示，在社會讚許反應、反社會性 格違常傾向、觀看兒童色情影刊、性侵害兒童的意願、多元性侵害兒童行為上的變異數均不等， 故採用不假設變異數相等的檢定。從表 5 可知，兩組在偏差性興奮、觀看兒童色情影刊、與性侵 害兒童的意願上無顯著差異；然而大學生在認知扭曲上顯著高於受刑人（t = 4.54，df = 1310，p < .01），在社會讚許反應、反社會性格違常傾向、多元性侵害兒童行為上，大學生顯著低於受刑人 （t = -15.02，df = 1227.92，p < .01；t = -6.29，df = 1307.02，p < .01；t = -3.62，df = 1396.52，p < .01）。

表5 男大學生與受刑人在各探究變項上的差異 樣本 樣本數 平均數 標準差 t 值 自由度 顯著性 社會讚許 大學生 547 6.75 3.52 -15.02 1227.92 .00 受刑人 871 9.72 3.81 偏差興奮 大學生 555 7.14 4.06 -0.26 1423 .80 受刑人 880 7.20 3.82 認知扭曲 大學生 539 28.21 12.73 4.54 1310 .00 受刑人 773 25.05 12.16 反社會性 大學生 551 22.93 8.10 -6.29 1307.02 .00 受刑人 835 25.95 9.65 兒色影刊 大學生 558 5.01 3.00 0.83 1114.95 .41 受刑人 886 4.88 2.78 性侵意願 大學生 557 4.66 3.02 0.96 1095.54 .34 受刑人 886 4.51 2.74 多元性侵 大學生 554 0.11 0.71 -3.62 1396.52 .00 受刑人 864 0.27 0.99

結論與討論

一、研究結果的意涵 本研究目的之一，在探討性侵害兒童的意願與行為之間的關聯，結果發現：在男性受刑人樣 本中，性侵害兒童的意願可解釋性侵害兒童的行為 13.7~28.0%的變異量；在男性大學生樣本中， 意願可解釋實際行為的變異量在 2.2~8.4%之間。上述說明性侵害兒童的意願與行為具有關聯，但 意願可解釋行為的變異量仍有限，支持本研究假設。Sheeran（2002）的研究顯示，意願對行為的 平均解釋量為 28%，故以此水準觀之，本研究所探討的性侵害兒童的意願對行為的解釋量較過去 研究所得到的平均量為低。對於此一結果，本研究推測原因如下：過去研究在探究意願與行為關 聯時，多數是一般或有益健康的行為，此時研究目的在於協助有意願者實現其意願；然而本研究 探討的是性侵害兒童行為，故縱使個人有意願，也還需要考量意願付諸實行的後果。一般人由於 害怕懲罰或道德的譴責，可能因此加深意願與行為的間隔，使得性侵害兒童的意願對實際行為的 解釋力較一般行為為低。過去研究亦證實道德規範是影響意願付諸實行的因素（Godin, Conner, & Sheeran, 2005）。

關於受刑人性侵害兒童的意願與行為的聯結程度與大學生不同，本研究提出可能的解釋如 下：過去研究證實自我克制或調節能力是影響意願與行為聯結的因子（Allom, Mullan, & Sebastian, 2013; Rhodes & Bruijn, 2013; Rhodes, Plontnikoff, & Courneya, 2008），而受刑人自我克制力較大學生 為低，因而將性侵害兒童的意願付諸於實行的可能性較高。受刑人自我克制力較大學生為低的論 述，主要根據有二：Gottfredson 與 Hirschi（1990）指出，自我克制力是影響犯罪的一般性因子（A general theory of crime），可解釋跨時空、年齡、性別、種族、不同教育程度者的各種犯罪行為的發

生。受刑人是犯罪者，依據Gottfredson 與 Hirschi 的論述，其自我克制力應較大學生為低。其二，

本研究在比較大學生與受刑人的反社會性格違常傾向時，發現受刑人顯著較高；而反社會性格違 常傾向者的特徵之一，即是衝動性強；衝動性與自我克制力是有關的概念（Forzano, Michels, Carapella, Conway, & Chelonis, 2011），故間接顯示受刑人的自我克制力較大學生為低。上述，或許 可說明受刑人性侵害兒童的意願可解釋其性侵害兒童的行為的變異量就數值以觀明顯高於大學 生。

大學生性侵害兒童的意願與受刑人相較並無顯著差異，然而性侵害兒童的行為的比率卻較受 刑人為低，此一發現呼應大學生性侵害兒童的意願可解釋實際行為的變異量較受刑人為低的結 果。但亦有其他面向值得推敲之處，首先，此一發現可能說明大學生較能思慮長遠後果、權衡利 弊得失；亦可能呼應Finkelhor 與 Lewis（1988）的論述。Finkelhor 與 Lewis 認為性侵害兒童行為 受到社會文化因素的影響，由男性主導的社會使男性具有泛性化需求（oversexualization of needs）、 對柔弱者較感性趣（sexualization of subordination）、對兒童較缺乏同理心（empathy-with-children deficiency），這些社會文化因素，使得性侵害兒童的盛行率不低（Finkelhor 與 Lewis 估計在 5~10% 之間）。在華人社會裡，亦有童身潔淨的觀念；六朝的性學書籍《玉房秘訣》中也說：「夫男子欲 得大益者…當御童女。」（劉達臨，1995）。台灣男性有「吃幼齒」的風氣，可能即沿襲自處女癖 好這項觀念。如社會文化是影響因素，則可說明大學生與受刑人在性侵害兒童意願上沒有顯著差 異的結果，因為兩者在發展過程中皆受到社會文化因素的影響，而使得在意願方面不分軒輊。再 次，本研究在行文各監獄請其抽取受刑人樣本時，說明包括性侵害犯（含所有的性侵害兒童犯）， 以及（隨機取樣）其他犯，故受刑人樣本中有一定數量的性侵害兒童犯。在這種情況之下，由意 願與行為具有關聯推論，受刑人樣本的性侵害兒童意願應高於大學生樣本，但本研究結果顯示兩 者無顯著差異，此一結果有可能顯示部分受刑人遮掩其性侵害兒童的意願。由受刑人的社會讚許 反應顯著高於大學生，可看出受刑人的掩飾心態較強。綜合而言，受刑人與大學生性侵害兒童的 意願沒有差異，有可能是社會文化因素與社會讚許反應綜合作用的結果。本研究同時亦發現：在 偏差性興奮、觀看兒童色情影刊、認知扭曲上，大學生與受刑人亦無顯著差異甚或高於受刑人， 可能亦可做上述觀。 由於社會讚許反應在受刑人中明顯（由平均數值可看出），可能使得此變項與其他探討變項具 有關聯，故本研究在檢證性侵害兒童的意願與行為的關聯，以及影響兩者間隔的因素時，皆另以 統計方法控制社會讚許反應的影響，以進行檢視。 本研究的另一項目的，在探討性侵害兒童的意願與行為間隔的影響因子，結果發現：認知扭 曲、反社會性格違常傾向、與觀看兒童色情影刊，是影響大學生樣本性侵害兒童的意願與行為間 隔的因子；偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、與觀看兒童色情影刊，是影響受刑人 樣本性侵害兒童的意願與行為間隔的因子。除了影響因子在兩樣本中有些微差異（大學生樣本中 偏差性興奮無影響但在受刑人樣本中具顯著影響），各影響因子可解釋的變異量亦有所不同。在大 學生樣本中，反社會性格違常傾向可解釋兩組差異的變異量最高，其次為認知扭曲、觀看兒童色 情影刊；在受刑人樣本中，偏差性興奮可解釋意願與有無行為兩組差異的變異量最高，其次為認 知扭曲、觀看兒童色情影刊、反社會性格違常傾向。此一結果顯示，影響大學生意願付諸實行的 主要因子是反社會性格違常傾向，而影響受刑人的則是偏差性興奮。此一結果顯示以下意涵：大 學生教育程度較高，較會衡量將性侵兒童意願討諸實行的各種成本，故對於反社會性格違常傾向 高的大學生，由於相對而言他們衝動性較強，故較會將意願付諸實行。對於受刑人而言，由於他 們汲汲於酬賞的追求，較不怕懲罰，較難制約（Hart, 1998），因而偏差性興奮成為一項動力（與兒 童發生性行為時興奮使然），在此一酬賞動力的驅使下，較會將意願付諸實現。 此外，本研究顯示大學生與受刑人樣本在背景變項、社會讚許反應、反社會性格違常傾向、 多元性侵害兒童行為上皆具有顯著差異；然而在偏差性興奮、性侵害兒童的意願、與觀看兒童色 情影刊上，不具顯著差異；在認知扭曲上，大學生低於受刑人。上述皆說明這兩個樣本的異質性。 另外值得注意的是，本研究發現受刑人樣本的性侵害兒童的比率為 10.6%，大學生樣本為 3.4%。此一資料暗示官方統計資料有大量黑數存在。依據教育部的統計，2014 年大學在學男生人 數為610,560 人（教育部，2015），若依本研究所得結果大學男生性侵害兒童的比率為 3.4%推估， 則性侵害兒童的大學在學男生數應為20,759 人，遠高於內政部警政署所發布的 2014 年大專教育程 度的男性從事對幼性交嫌犯計9 人，性交猥褻嫌犯計 295 人，合計 304 人（內政部警政署，2015）。 上述推估具有盲點，例如，內政部統計資料中大專教育程度男性嫌犯與大學男生在學人數的對應 性問題、以及本研究大學男生樣本是否具有代表性的問題，不過衡諸過去國內、外調查研究所得 到的盛行率資料（黃軍義、簡誼萍，2012；Finkelhor & Lewis, 1988），可知本研究結果並未高估， 而顯示官方統計數字確實存有大量黑數。

二、實務應用 本研究結果應用在實務上，可參考以下觀點：性侵害兒童的意願與行為具有關聯。其中受刑 人表示有某種程度性侵害兒童意願者，有23.2%的人會付諸實行，這個比率高於表示沒有意願者的 4.4%。大學生表示有某種程度性侵害兒童意願者，有 5.9%的人會付諸實行，比率高於表示沒有意 願者的2.2%。上述顯示，性侵害兒童的意願與行為的關聯強度不強，但有意願者仍有較高的比例 會去從事，因此，應是值得防範的對象。監獄受刑人若表示有性侵害兒童的意願，則此時需強化 其教化與處遇工作；並且在報請假釋時，須考量其再犯的可能性。假釋審查委員會如認為受刑人 坦誠的說出自己的意願，應是悔改有據，而再犯可能性較低，因此予以假釋，是缺乏證據的想法。 本研究顯示偏差性興奮、認知扭曲、反社會性格違常傾向、觀看兒童色情影刊，是影響性侵 害兒童的意願與行為關聯的因子。這些變項得分高，會使得意願與行為的間隔縮減。這四項中， 比較容易改變或改善的是兒童色情影刊的張貼或散播。網路已無國界，兒童色情影刊唾手可得， 可見警方未積極取締。只要網路警察認真執行取締工作，應可達到立竿見影的效果。 在認知扭曲方面，對於兒童的性欲、與兒童發生性行為對兒童的傷害的事實，應在學校教育 中不斷宣導，以免有性侵害兒童意願者（不少是青少年）找到合理化的藉口。 至於偏差性興奮（戀童癖，pedophilia）的形成，目前有三項觀點（Seto, 2016）：（1）制約 （conditioning）：對兒童有性欲者是在生命早期與其他兒童接觸時即發現有性興奮產生，而兩者產 生聯結，形成制約。然而這項論點無法說明不少人在生命早期與其他兒童在性遊戲時出現性興奮 反應卻未變成戀童癖者的事實。因此，其間可能有其他因素作用，例如，在童年期曾被性侵害、 具有不良的親子依附、或社交能力不良（social incompetence）；這些因素的存在，與前述性興奮經 驗交互作用，使得兒童與性興奮兩者聯結的制約發生。（2）童年期被性侵害（childhood sexual abuse）：這項經驗與戀童癖的連結可透過學習、性發展（sexual development）、與基因遺傳傾向 （genetic predisposition）加以說明。童年被性侵害的經驗使其學習到性侵害兒童的行為，若自身被 性侵害時有性興奮反應產生則更易推論兒童喜歡與人發生性行為，使其日後出現性侵害兒童行為 的可能性增加；但此一機制並無法完全說明戀童癖的形成。有證據顯示童年期被性侵害會影響個 體的性發展，例如，使性早熟、男同性戀者在童年期被性侵害的比率高於其兄弟，暗示此一經驗 可能影響其性取向的發展。性侵害兒童事件常發生在家庭內，顯示基因代間遺傳的現象。（3）神 經發展因素（neurodevelopmental factors）：戀童癖者的腦神經結構（neurostructure）與神經化學傳 導物質（neurochemistry）有著異常現象。童年被虐待、疾病、毒物感染、染色體突變、腦傷等都 是導致神經發展變異的影響因素。從上述研究資料可知，給予孩子良好的成長環境，避免虐待事 件發生，是防止孩子的腦神經系統變異進而影響其性發展的策略。 三、研究限制與未來研究方向 在本研究限制與未來研究方向上，提出以下：（1）性侵害兒童意願的測量：本研究以三個題 目形成的量表測量研究參與者的性侵害兒童意願；此量表測量某條件之下，與兒童發生性接觸或 性行為的意願。若是去除條件，而直接詢問：「我有與兒童發生性接觸（像是：帶有性意味的親吻、 撫摸、身體接觸、或暴露性器官）或性行為（像是：性交、口交、肛交、或異物插入）的意願」， 或是，「有時我想要與兒童發生性接觸或性行為」，以1 至 10 分的量尺讓參與者圈選意願的強弱（1 至 10 由弱至強），則此一測量方法是否更能代表參與者的意願，而不是在某條件下的意願，以及 所得結果是否更能代表意願與行為之間的關聯，或是否會與本研究結果有所不同，皆是值得後續 研究探討的課題。（2）其他影響意願與行為聯結因子的探討：除本研究所提出的四項因子外，由 緒論回顧可知還有其他可能的影響因子，例如：計畫與準備的周詳程度（愈周詳者愈有可能會將 性侵害兒童的意願付諸實行）、意願的穩定性（從過去到現在一直具有意願者，愈有可能會將性侵 害兒童的意願付諸實行）、道德脫離（moral disengagement）（Bandura, 2015）的程度（愈是不認為

與兒童發生性接觸有違道德者，愈有可能會將性侵害兒童的意願付諸實行）、對兒童缺乏同理心的 程度（愈是對兒童欠缺同理心者，愈無法看見兒童所受到的傷害，愈有可能會將性侵害兒童的意 願付諸實行）、自我克制力（在性格特質上缺乏自我克制者，愈有可能會將性侵害兒童的意願付諸 實行）、情境因素（愈是與兒童有接觸機會者，愈有可能會將性侵害兒童的意願付諸實行）等。（3） 回溯性研究（retrospective study）的限制：本研究採用由參與者回溯過去經驗以自陳的方式蒐集資 料，此一方法較無法突顯意願導致行為的因果關係（McEachan et al., 2011），故未來研究可採用前 瞻性研究（prospective study），例如，在受刑人出監前先調查其意願，與影響意願與行為聯結的各 項因子，在其出監一至三年後蒐集這期間他是否犯下性侵害兒童罪行的資料，如此可由發生時間 的先後順序確認變項間的因果關係。

註記

註1：傾向（proclivity）的意涵，反映了興趣與動機（Thomas & Gorzalka, 2013），而動機某種程度 對應到意願（Reuter, Ziegelmann, Wiedemann, & Lippke, 2008）。動機具有動力性、方向性，

與意願具有執行行為的動力與方向一致，故本研究認為傾向這一用詞在Malamuth 的研究中

實與意願有著類似的意涵。

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