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應用聯合分析法探討接觸經驗 對身心障礙者偏好決定的影響
王敏行
國立高雄師範大學
本研究旨在嘗試應用聯合分析法（conjoint analysis），探討不同水準身心障 礙接觸經驗者在對身心障礙者特質偏好上是否差異，在決定偏好時對身心障礙者 特質訊息之考量程度是否不同。以南部某國立師範大學特殊教育導論網路課程學 生 293 人為對象，在社區生活輔導活動的情境，要求研究對象在聯合分析法所發 展出的 16 張「社區生活適應個案卡」，依輔導意願的高低進行排序，並使用「身 心障礙者接觸經驗量表 （Wang, 1998）及接觸障礙類別數目經驗問項來了解研｣ 究對象之接觸經驗水準。研究發現無論有、無接觸經驗的研究對象，在對身心障 礙者特質水準偏好順序上相當一致，同時在決定偏好順序時，障礙相關特質訊息 的相對重要性皆顯著高於非障礙相關特質訊息。然而，研究也發現有接觸經驗組 之年齡特質訊息重要性提高，且接觸障礙類別數目越多者，越能同時考慮較多元 的特質訊息，且可多加考慮非障礙相關特質訊息。
關鍵詞：接觸經驗、對身心障礙者偏好、非直接調查法、聯合分析法、成份效用 值、相對重要值
特殊教育研究學刊
民 96，32 卷 1 期，15-34 頁
本文為國科會92 年度補助之專題計畫（NSC92-2413-H-017-019）。
緒論
接觸（contact）一直被認為是改變對陌生 群體態度的有效方法，因此在促進族群合作的 研究方案中，探討群體間的接觸（intergroup contact）與態度改變的相關性，往往被視為是 非常重要的研究主題（Dovidio, Glick, & Rud- man, 2005）。同樣的，接觸身心障礙者經驗也 被視為改變一般人對身心障礙者態度的關鍵 因素，而廣為研究者所關注（Yuker, 1994）。接 觸身心障礙者經驗與對身心障礙者態度間之 相關議題探討大多植基於 Allport 於 1954 年提 出 的 族 群 間 接 觸 假 說 （ inter-group contact hypothesis） （以下簡稱接觸假說），認為在正 面接觸情境下（例如：彼此是平等的、為了共 同目標、合作且非競爭的情境），接觸經驗有 助於減低不同族群或群體間（如性別間、年齡 間等）的負面態度（Dovidio, Glick, & Rudman, 2005）。
應用接觸假說的觀點，嘗試探討接觸身心 障礙者經驗與對身心障礙者態度改變間之研 究結果，早期研究常有不一致之處。例如：國 外學者 Choi 與 Lam （2001）、Lyons （1991）
以及 Yazbeck、McVilly 與 Parmenter （2004）
等都發現曾經與身心障礙者接觸者或接觸程 度較多者，對身心障礙者態度較為正面；然 而，Goodspeed 與 Celotta （1982）則發現不曾 與身心障礙者接觸者態度較正面，Tait 與 Purdie
（2000）則發現接觸與否在對身心障礙者態度 上並未有顯著差異。
國內此方面研究也有類似不一致之處。例 如：杞昭安、何東墀與張勝成（1995）就師範 學院學生對視覺障礙兒童態度進行調查研 究，發現曾有視覺障礙同儕或親戚之師院學 生，對視覺障礙兒童的態度較積極，未有接觸 者則較為負向。陳鳳雅（1996）藉由分析雇主 態度了解定額進用之成效不彰原因，也發現曾
在工作場所與身心障礙者接觸之雇主，態度較 為正向。其它研究如：李碧真（1992）、洪雪 萍（1998）、莊妙芬（1993）、黃馭寰（2001）
與曾月琴（2004）也都發現較多接觸經驗者，
對身心障礙者態度較正面。
然而邱佩瑩（1994）則發現與自閉症兒童 接觸越少的國小學童，接納態度愈高。黃金美 歡（2005）則發現有視障同學為親戚之國中學 生，在認知態度層面上與從未接觸之國中學生 並無顯著差異。邱鈺喬（2003）也發現國中生 未因過去接觸經驗，而對身心障礙學生態度上 有顯著差異。
上述接觸經驗與態度間相關性無法獲得 一致的結果，Yuker （1994）與 Smart（2001）
認為可能與接觸經驗本身的差異有關。若一般 人與身心障礙者間接觸可以是在平等的、合作 且非競爭的情境下，接觸經驗應有助於減低負 面態度（Yuker, 1994；Smart, 2001）。然而，近 期之研究者針對近五十年來接觸與態度改變 相關研究進行後設分析（meta-analysis） 顯 示，在未設定正面情境下，大多數的研究仍顯 示接觸可以有效減低負面偏見與態度，且可擴 及不同群體樣本（不同種族間、性別間、年齡 間等），並且就障礙者及非障礙者間之接觸與 負面態度改變研究，後設分析結果也顯示具低 度效用值（平均值 d = - 0.25） （Pettigrew &
Tropp, 2005, 2006）。
雖然上述之後設分析研究顯示，整體而言 接觸對態度改變具有正面的影響，接觸與態度 改變相關研究仍常遭受質疑，主要包括調查態 度所用的態度量表分數是否能真確反應出填 答者的態度，主要觀點說明如下：
一、常用調查態度的方法，較易受 社會期許（social desirability）
的影響
在態度評量方法的發展中，研究人員常懷 疑使用直接詢問方法調查所得結果的有效
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性。在態度評量工具的使用上，國內外一般都 以直接調查法調查，如最常用的 對身心障礙｢ 者態度量表」（Attitudes Toward the Disabled Persons）（吳武典、梁能，1978；吳武典、簡 明建、王欣宜、陳俊隆，2001；Yuker, 1988）
或是自編的態度量表，如「高職學生對智能障 礙同儕態度量表」（吳勝儒、張勝成，2004）
與「雇用殘障者態度量表」（陳鳳雅，1996；
Diksa & Rogers, 1996; Nordstrom, Huffaker, &
Williams, 1998）。當調查題目具社會敏感度時
（如國家認同、性態度、吸毒、對身心障礙者 態度），使用直接調查的方法調查態度時，常 被質疑易受到社會期許的影響。受訪者可能因 社會期許之要求，在填寫態度量表自我揭露 時，有所保留（Livneh & Antonak, 1994）。
二、只依據態度量表上得分高低判 斷態度變化，可能並不足夠
過去在探討接觸經驗與對身心障礙者態 度研究上，常比較不同接觸經驗水準間對身心 障礙者態度改變的差異。這些態度調查研究通 常 都 視 接 觸 經 驗 與 態 度 為 單 一 方 向
（unidirectional）的相關，如態度量表上分數 提高，就認為是態度的增進。然而這樣的看法 卻可能受到質疑。
Linville （1982）和 Linville 與 Jones （1980）
認 為 對 評 價 對 象 有 不 同 的 認 知 複 雜 度
（cognitive complexity）時，個體會有不同的態 度表達模式。具較低認知複雜度的個體，在決 定對象評價時，評價容易有過高或過低的極化 反應（extremity 或 polarization）現象；具較高 認知複雜度的個體在決定對象評價時，則評價 反而趨中（moderate）。因此，態度量表上的高 分，有可能僅是反應出受測者對於評價對象不 了解時，填答反應上的極化現象，不必然代表 填答者有較正面態度（Linville & Jones, 1980；
Sotirovic, 2001）。
這 種 極 化 反應 現 象已 得 到研 究 上 的支 持。Sotirovic（2001）發現對死刑及入獄者更 生等議題具高認知複雜度者在態度上反而較 為中性（neutral）。同樣的，Godfrey（1995） 及 Nordstrom、Huffaker 與 Williams （1998）等 人都分別發現，在初次面試時，若身心障礙求 職者在面試表現為中等或中等以上時，面試者 給的評比會優於同樣表現的一般求職者。只依 據態度量表上的高低分數，作為判斷態度改變 的唯一指標，很可能受未有接觸經驗之填答者 的極化分數混淆，而做了錯誤的判斷。
另一方面，近來有更多研究對於探討態度 改 變 的 歷 程 或 機 制 甚 感 興 趣 （ Kenworthy, Turner, Hewstone, & Voci, 2005; Pettigrew &
Tropp , 2005）。這些研究大多基於社會認知
（social cognition）觀點，探討在判斷或決定
（ decision making ） 態 度 時 刻 板 印 象
（stereotypes）對個體資訊處理（information processing）時的影響，以及如何減低或改變刻 板印象作用（stereotyping）的影響（Biernat &
Dovidio, 2000; Bodenhausen & Wyer, 1985;
Johnston, 1996; Pettigrew, 1998）。這些研究主張 刻板印象的形成有其需要性，因可以協助個體 更有效率處理外界資訊，是社會化的自然過程
（Leyens, Yzerbyt, & Schadron, 1994）。然而刻 板印象的存在讓個體傾向依循捷徑與方便
（short-cut）模式，優先考慮與刻板印象一致 性的訊息，因而忽略不一致或複雜資訊。因 此，個體可能依賴少數特質或依循與刻板印象 相符的的社會負面觀點，來描述或看待不熟悉 的個體或團體（Biernat & Dovidio, 2000 ； Bodenhausen & Lichtensein, 1987；Bodenhausen
& Wyer, 1985; Johnston, 1996; Leyens, et al., 1994）。
接觸經驗之所以有助於態度改變，學者主 張可以增進認知複雜度（Linville, 1982; Linville
& Jones, 1980），並在態度上（無論認知、情感、
與 行 為 上 ） 對 評 價 對 象 重 新 分 類
（re-categorization）（Pettigrew, 1998）。由於有 了接觸經驗，增進了個體的認知複雜度，因此 在決定態度時較能從多元角度考量，並能不受 囿於原有刻板印象的觀點，對個體有新的評 價，因此可能改變原有之偏差態度。
由於個體在決定態度時對評價對象相關 訊息的應用反映了刻板印象作用影響程度，因 此若能觀察到個體在決定態度時對評價對象 相關訊息應用上的改變，則可能表示刻板印象 作用的影響程度已有不同，態度改變可能發 生。因此若欲探討接觸對身心障礙者態度改變 的影響程度，從觀察決定態度過程中個體對評 價對象相關訊息的考量情形也可了解。若能發 現具接觸經驗的個體在決定態度時，相對於不 具接觸經驗者，表現出更具多元角度的訊息考 量，例如，可同時考量更多的身心障礙者特質 訊息，包括障礙相關特質訊息（如障礙類別、
障礙程度、攻擊行為）與非障礙相關特質訊息
（如障礙者的年齡、性別、就業情況），則接 觸可能減低刻板印象作用的影響，因此對態度 有正面影響。由此可見，藉由觀察個體決定態 度時對於訊息應用上的改變，也可能可以觀察 到態度的變化，可能提供態度量表分數外的另 一個態度改變的指標，有助於增進態度調查結 果的判斷。
最近間接調查方法一直受到注目，其中聯 合分析法是其中重要的方法之一。聯合分析法 被認為具良好外在效度且可以減少社會期許 的影響，因而常被應用於市場調查與社會政策 釐定（Chan, et al., 2002；Shamir & Shamir, 1995）。聯合分析法發展的源頭與心理學領域 中的資訊處理理論（information processing）及 人類決策行為（decision making behaviors）的 研究很有相關，主要的目的在了解人類處理資 訊 的 過 程 及 形 成 決 策 的 過 程 （ Hammond, McClelland, & Mumpower, 1980）。
聯 合 分 析 法應 用 在研 究 消費 決 策 行為 時，可以模擬真實生活中的消費行為，並且分 析消費行為的特質，藉此發展出最符合消費者 的產品（黃俊英，2000; Louviere, 1988）。應用 聯合分析法所發展出來的市場調查工具，消費 者必須在虛擬的眾多不同產品中，依其對產品 喜好程度進行排序，研究者分析受訪者的排序 結果，將可以回答下列問題：(1)這個產品的特 質（attributes）（例如價錢、舒適度、安全性等）
中，何者為消費者選擇產品時較重要的考量？
(2)產品的特質中，哪個水準（level）為消費 者最喜歡的？例如功能特質中，功能 A、功能 B、功能 C，哪一個為消費者之優先考量？
（ American Marketing Association[AMA], 1992）
例如要調查消費者選擇航空公司的消費 行為，可以請消費者在利用聯合分析法發展出 來的組合方案中，進行喜好順序排序：
A 方案：服務好、安全紀錄好、座位普通、
價錢高、餐點差
B 方案：服務普通、安全紀錄差、座位寬 敞、價錢低、餐點好
C 方案：服務好、安全紀錄差、座位普通、
價錢高、餐點好
由消費者選擇的順序可以分析：(1)產品的 五項特質中，其被重視之順序如何？例如，優 先順序依序為安全、價錢、餐點、座位、服務。
研究者可以計算出每個特質之相對重要性; (2) 單項特質中，其各水準優先順序為何？例如安 全性高比安全性低有較高的優先，並可以計算 出每個特質中各水準之成份效用值（part-worth score）（AMA, 1992）。
由於應用聯合分析法可模擬市場消費行 為，每個產品都有消費者喜歡和不喜歡的特 質，消費者必須從中作選擇，相對於過去直接 詢問單一產品某個特質的喜好情形，是較為不 直 接 ， 可 更 接 近 真 實 生 活 的 方 法 （ AMA,
應用聯合分析法探討接觸經驗對身心障礙者偏好決定的影響 ．19．
1992）。Shamir 與 Shamir（1995）指出，應用 聯合分析法，所發展出來的調查工具，可以讓 受訪者處於難於抉擇的情境，減低了心理的防 衛，所做的決定因此減少了社會期許的干擾，
應用在態度調查上的研究也很適合。
綜合上面說明，應用聯合分析法在探討接 觸與對身心障礙者態度相關性的研究上，有下 列的好處：
一、研究對象回答由聯合分析法發展的問卷 時，較為不直接，減低了可能的社會期許 影響。例如在排序偏好順序時，研究對象 可能必須面對「輕度肢體障礙者、有攻擊 行為問題紀錄、沒有工作」及「中度精神 障礙、沒有攻擊行為問題、有工作」進行 抉擇。選擇項中各有喜歡與不喜歡之選 項，研究對象於排序中，不致於太直接表 達了個人的態度，減低了心理防衛。
二、應用聯合分析法發展的態度評量工具所得 結果，可以分析態度決定時資訊應用的情 形。由於聯合分析法模擬了人做決定時的 真實情境，必須同時考慮很多不同的資訊
（Greenhalgh & Neslin, 1981；Shamir &
Shamir, 1995；Wang, 1998），藉由聯合分 析法所得結果，研究者可分析研究對象在 決定對身心障礙者態度時，障礙相關特質 訊息與非障礙相關特質訊息所佔的相對 重要值，並可藉此進一步分析研究對象是 否過度重視某些身心障礙者特質訊息的 現象。
近年來聯合分析法已被嘗試應用在對身 心 障 礙 者 態 度 的 調 查 ， 在 國 外 如 Wang 、 Thomas、Chan、Larson 與 Lin（2003）與 Wong、
Chan、Cardoso、Lam 與 Miller（2004）利用聯 合分析法發展出的調查工具探討大學生與研 究生對身心障礙者的態度；Tsang、Chan 與 Chan
（2004）則利用聯合分析法調查居民對於身心 障礙者安置於社區內的意見。國內則有陳育雅
（2006）應用聯合分析法調查接受特殊教育課 程學生態度改變情形。 Livneh 與 Cook （2005）
在文獻回顧中也認為聯合分析法所發展之調 查問卷可以有助於檢視不同情境下的對身心 障礙者態度。
本研究目的即嘗試應用聯合分析法，探討 不同身心障礙接觸經驗者在對身心障礙者特 質偏好上是否差異，並分析在態度決定時訊息 考量程度上是否不同。本研究除了有興趣了解 有、無接觸經驗者是否在對身心障礙者特質偏 好排序上有差異，也同時想了解接觸水準越高 者，在決定偏好態度時是否傾向考量非障礙相 關特質訊息多於障礙相關特質訊息。同樣的，
接觸水準越多者在決定偏好態度時，是否傾向 同時考量更多元的障礙者特質訊息。
本研究之研究目的為：1.探討不同接觸經 驗水準者在對身心障礙者特質偏好上是否差 異；2.探討不同接觸接觸經驗水準者在決定偏 好態度時，在考量身心障礙者之非障礙相關特 質訊息與障礙相關特質訊息的程度是否有差 異；3. 接觸經驗水準與考量身心障礙者特質訊 息程度的相關性。
研究方法
本 研 究 應 用聯 合 分析 法 所發 展 出 的問 卷，調查不同身心障礙者接觸經驗水準（接觸 障礙類別數目及接觸程度與頻率）之研究對象 在對身心障礙者特質偏好順序上的差異，以及 在「非障礙相關特質」（性別、年齡、就業狀 況）與「障礙相關特質」（障礙類別、障礙程 度、攻擊行為紀錄）訊息處理上的異同。本研 究之自變項為「接觸經驗水準」，分別以「接 觸障礙類別數目」與「身心障礙者接觸經驗量 表 （Wang, 1998） （以下簡稱「CDP 量表」）｣ 總分定義之；依變項則為「對身心障礙者特質 偏好順序」、「特質重視程度」與「特質訊息重
視多元程度」，依序以「成分效用值大小排 序」、「各特質之相對重要值」以及「極化指標」
定義之，詳如下說明。
一、研究對象
以南部某國立師範大學特殊教育導論 3 學 分網路課程之學生為調查對象，利用第一週上 課之面授時段在課堂進行調查，以減少網路調 查可能的重覆填寫議題。發出與回收問卷皆為 304 份，扣除研究對象本身領有身心障礙者手 冊，以及在「CDP 量表 （Wang, 1998）、與｣
「社區生活適應個案卡」等問卷問項填答不完 整者，共獲得 293 份有效問卷（96.4%）。其中，
男性占 106（36.2%），女性 187（63.8%），年 齡範圍 20 歲至 53 歲，平均 29.20（SD=6.23）；
專職學生 149 人（50.9%）、教師或代課教師 105 人（35.8%）、從事其它行業者（工程師、檢驗 師、家管等）34 人（11.6%）、未填者 5 人
（1.7%）。在研究對象之接觸經驗水準方面如 下說明，並請參考表一：
（一）有、無接觸經驗組
在基本資料問項中，有 165 位（56.3%）
表示「未曾有機會接觸任何障礙類別」視為無 接觸經驗組，其餘 128 位表示「有機會接觸障 礙者」，曾經接觸的對象包括工作的服務對 象、當志工的服務對象、親人、朋友或同事等，
則視為有接觸經驗組。
（二）接觸經驗水準
本研究界定身心障礙者接觸之經驗水準 如下：
1.接觸障礙類別數目：依據研究對象在基 本資料問項中所填答之接觸障礙類別數目，其 中無接觸經驗（接觸類別數目為 0）共 165 位，
曾經接觸一類有 39 位，二類有 36 位，三類有 32 位，曾接觸四類（含）以上 21 人；
2.接觸程度與頻率：依據研究對象填答
「CDP 量表 （Wang, 1998）總分。無接觸經｣ 驗組之「CDP 值」平均為 35.41（SD = 7.03），
有接觸經驗組則平均為 45.45（SD = 11.19），見 表一。進一步以「CDP 值」了解有、無接觸經 驗組在接觸身心障礙者經驗水準上的差異，進 行 t 檢驗，可得 t（201.92）= 8.88，p < .01，表 示兩組間之接觸經驗水準存有顯著差異。
表一 有、無接觸經驗組之基本資料與接觸經驗水準
接觸經驗分組 無接觸經驗組 有接觸經驗組 人數（百分比） 165（56.30%） 128（43.70%）
男 61 45
性別 女 104 83
平均值 28.13 30.56 年齡 標準差 5.99 6.29
平均值 35.41 45.45 標準差 7.03 11.19 CDP 值
中數 35 44
曾接觸一類 0 39
曾接觸二類 0 36
曾接觸三類 0 32
曾接觸四類 0 10
曾接觸五類 0 5 曾接觸六類 0 2 接觸障礙類別
數目
曾接觸七類 0 4
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二、研究工具
（一）「CDP量表 （Wang, 1998） ｣ 本研究採用 Wang（1998）將「The Contact with Disabled Persons Scale」 （Yuker & Hurley, 1987） 中文化之「身心障礙者接觸經驗量表
｣ （簡稱「CDP 量表」）。「The Contact with Disabled Persons Scale」共有 20 題，每題為五 分 Likert-type 選項，問項如「您有多常與身心 障礙者有過長談？」及「您有多常與身心障礙 者在一起用餐？」等。根據 Yuker 和 Hurley
（1987）所述，此量表屬於單一向度評量表，
旨在提供量化之身心障礙者接觸經驗之水 準。進行構念效度分析時，Geskie（1985） 發 現「The Contact with Disabled Persons Scale」
分數與復健人員及護理人員執業年資呈正相 關，相關係數分別為 .29 與 .23（引自 Yuker&
Hurley, 1987, p. 152）。信度方面在復健專業人 員與研究生調查上，分別發現 .82 至 . 93 的折 半效度；Cronbach α係數則為 .89 至 .95
（Yuker & Hurley, 1987）。
中文化「CDP量表 翻譯過程中，曾經進｣ 行 Brislin、Lonner 與 Thorndike（1973）所建 議之雙重翻譯步驟（double-translation）（Wang, 1998）。Wang（1998）應用「CDP量表 進行｣ 調查，內部一致性在台灣男大學生得α係數 為 .85，女大學生α係數為 .87。本研究之α 係數為 .89。
（二）社區生活適應個案卡
本研究應用聯合分析法進行調查問卷設 計，在研究設計上參考黃俊英（2000）、AMA
（1992）、Chan 等人（2002）與 Wang 等人（2003）
在聯合分析法的應用上的建議，在調查問卷設 計與受測體描述上採取整體輪廓法（full-profile approach），並以文字描述法呈現各特質（身心 障礙者特質，如障礙程度）與特質水準（如障 礙程度特質則具有三個特質水準為輕、中、重
度）。特質水準均使用類別量尺。
為顧及問卷本身之效度，本研究選定之身 心障礙者特質，以先前相關研究中（邱佩瑩，
1994；吳勝儒、張勝成，2004；黃富廷，1995；
Wang, et al., 2003; Wong, et al., 2004; Yuker, 1994），被認為是影響態度的重要特質，而且 適合國內情境者。另外，為避免資訊過多造成 疲乏而影響回答意願與調查結果，本研究須限 定所選擇之變項與水準數目，最後之卡數以不 超過 30 張為原則（Green & Srinivasan, 1978）。
最後選用之特質變項包括「非障礙相關特 質」的三個變項（性別、年齡與就業狀況），
以及「障礙相關特質」的三個變項（障礙類別、
障礙程度與攻擊行為紀錄）。「非障礙相關特 質」乃為一般基本背景變項，與障礙本身不直 接相關，但仍可能受社會期許影響；「障礙相 關特質」則考慮障礙刻板印象與負面態度來源 之變項。障礙類別特質水準選定顏面損傷、智 能障礙、視覺障礙與精神障礙等四項，則希望 研究可以探討受測者對生理、感官、認知、與 情緒功能受限者的態度。障礙類別名稱則係依 據身心障礙者保護法第 3 條內容而來。在其它 特質之水準上則參考 Wang 等（2003）與 Wong 等（2004）實際應用聯合分析法發展問卷之特 質水準設計。特質與水準說明如下表二：
表二 「社區生活適應個案卡」選定之特質 與水準
特質 水準 性別 男、女
年齡 青少年 （16 歲）、壯年 （40 歲）、老年 （60 歲）
非障 礙相 關特
質 就業狀況 正就業、待業中
障礙類別 顏面損傷、智能障礙、視覺障 礙、精神障礙
障礙程度 輕度、中度、重度 障礙
相關
特質 攻擊行為 記錄
沒有紀錄顯示有過攻擊行為、一 年內未有攻擊行為紀錄、三年內 未有攻擊行為紀錄
由於選定的特質與水準之組合達 432 種
（2*3*2*4*3*3），在實際上不可能操作。因此 研究者應用 SPSS 12.0 版之聯合分析法的直交 步驟（orthogonal plan）功能，將上述六項身心 障礙者特質之水準進行組合，形成 16 張卡的
｢ 社區生活適應個案卡 （如下表三）。圖一｣ 即為本研究所使用之個案資料卡之一，其內容 為：「申請人是位男性，現年 16 歲，患有重度 智能障礙，過去未有攻擊行為的記錄，目前待 業中」。
表三 16 張「社區生活適應個案卡」
卡號 障礙類別 障礙程度 性別 年齡 攻擊行為 就業情況 1 智能障礙 重度 男 16 未曾有紀錄 待業 2 精神障礙 中度 男 60 三年內未有紀錄 待業 3 顏面損傷 中度 男 40 未曾有紀錄 就業 4 精神障礙 輕度 男 16 一年內未有紀錄 就業 5 智能障礙 輕度 女 40 三年內未有紀錄 就業 6 精神障礙 重度 女 40 未曾有紀錄 待業 7 視覺障礙 中度 女 16 未曾有紀錄 就業 8 智能障礙 中度 女 16 一年內未有紀錄 待業 9 視覺障礙 輕度 男 40 一年內未有紀錄 待業 10 視覺障礙 重度 男 16 三年內未有紀錄 就業 11 顏面損傷 輕度 女 16 三年內未有紀錄 待業 12 精神障礙 輕度 女 16 未曾有紀錄 就業 13 視覺障礙 輕度 女 60 未曾有紀錄 待業 14 智能障礙 輕度 男 60 未曾有紀錄 就業 15 顏面損傷 重度 女 60 一年內未有紀錄 就業 16 顏面損傷 輕度 男 16 未曾有紀錄 待業
申請人是位男性，現年 16 歲，患有重度智能障 礙，過去未有攻擊行為的 記錄，目前待業中
圖一 卡1 內容
在聯合分析法所發展的調查問卷信度方 面，Wang 等人（2003）利用五個特質所發展 之 16 張卡組進行調查，研究對象隨機分兩組
（split-half）後，兩組卡序之 Spearman 相關性 分析結果為 r = .98（台灣大學生）與 r = .99 （美
國大學生）。Wong 等人（2004）則利用六個特 質所發展之 38 張卡組進行調查，同樣進行隨 機分組後，兩組卡序在三種不同情境下之
Spearman 相關係數為 r = .63 至 r = .89，皆達顯
著相關。陳育雅（2006）利用五個特質所發展 之 16 張卡組進行調查，前後測（兩週後重測）成分效用值排序之 Spearman 相關係數為 r
=.96，p < .01。本研究將 293 份機分成兩組（各 為 146 與 147）進行兩組卡序之 Spearman 相關 係數 r = .99，p < .01；兩組成分效用值 Pearson 相關分析 r = .99，p < .01。顯示利用聯合分析 法所發展之問卷具有良好的信度。
應用聯合分析法探討接觸經驗對身心障礙者偏好決定的影響 ．23．
三、研究步驟
本研究先請研究對象填寫基本背景之相 關問項，了解過去接觸身心障礙者經驗，隨後 施以 CDP 量表」（Wang, 1998）。接著每位研｢ 究對象將依照問卷指導語： 若您參加社區輔｢ 導的計畫，您必須於每週日與您的輔導對象單 獨相處六小時，協助其社區生活的適應，包括 一起搭車、看電影、及看展覽等，請您就下列 十六位身心障礙申請者，排出您願意提供協助 的優先順序 進行作答，把最優先卡片排在最｣ 上面，最不優先排在最下面，然後再用橡皮筋 圈起來放入信封內繳回。在實際施測時，每套 卡之上下順序都經過隨機組合，避免固定卡組 排列造成結果之偏誤。研究者將每位研究對象 在十六張｢ 社區生活適應個案卡｣ 排序結 果，登錄後進行聯合分析法分析。
四、資料分析
（一）成份效用值與相對重要值
資 料 分 析 上 採 取 成 份 效 用 值 模 式
（part-worth utility model），應用最小平方迴歸 法（Ordinal Least Square Regression, OLS）估 計各特質之相對重要值與特質水準之成份效 用值。本研究假設研究對象對身心障礙者偏好 之決定為加成模式（additive model），即每位研 究對象對 16 位身心障礙申請者中，任一位之 協助意願評價（評價高，優先順序高）可以使 用 U j = C + V（S1j） + V（S2j） + V（S3j） + V（S4j） + V（S5j） + V（S6j），U j代表某位 研究對象對第 j 個身心障礙個案總喜好分數，C 是常數，S1j代表第 j 個個案的第一個特質之水 準，V （S1j） - V （S6j）等代表對此身心障 礙者特質之水準的評價權重，即為成份效用值
（Louviere, 1988）。
將每位研究對象之各個特質之水準的成 份效用值間距（最大值與最小值相減取絕對 值），除以所有特質的成份效用值間距之總
和，然後乘以 100，可獲得每位研究對象對各 身心障礙者特質之相對重要值（即百分比重）
（Green & Srinivasan, 1978），。
（二）極化指標（Index of extremity）
本研究假設理想之相對重要值平均分配 在六個特質上，即每個特質之相對重要值各為 100 / 6 （相關方法參考 Sotirovic, 2001）。因此 每位研究對象之極化指標為乃根據其六個特 質相對重要值分別減去 100 / 6 後平方和。極化 指標越高代表研究對象進行排序決定時，傾向 集中較高的相對重要值在較少數的特質上。
結果與討論
一、有、無接觸經驗者對身心障礙 者特質水準偏好順序
依聯合分析法分析結果，可以獲得研究對 象對身心障礙者六項特質（障礙類別、障礙程 度、年齡、性別、就業情況、攻擊行為記錄）
之水準的「成份效用值」。研究對象對各特質 水準之偏好態度，可依其分成份效用值高低決 定。例如，無接觸經驗組的障礙類別水準視覺 障礙之成分效用值為 1.57，顏面損傷為 1.17，
表示無接觸經驗組在障礙類別中，偏好視覺障 礙者高於顏面損傷（表四）。
研究發現，就障礙相關特質（障礙類別、
障礙程度、攻擊行為記錄）而言，無論有、無 接觸經驗，研究對象在各特質水準偏好順序皆 相似：1.在障礙類別特質水準偏好順序，以視 覺障礙最高，然後依次為顏面損傷、智能障 礙，最不受喜好者為精神障礙；2.在障礙程度 特質水準偏好順序，以輕度最高，然後依次為 中度、重度；3.在攻擊行為紀錄特質水準偏好 順序，以沒有紀錄顯示最高，然後依次三年內 未有紀錄、一年內未有紀錄。
就非障礙相關特質（年齡、性別、就業情
況）而言，無論有、無接觸經驗，研究對象在 年齡與性別特質水準偏好順序皆相似：1. 在年 齡特質水準偏好順序，以青少年（16 歲）最高，
然後依次為壯年（40 歲）、最不受喜好者為老 年（60 歲）；2. 在性別特質水準偏好順序，女 性高於男性；3. 在就業特質水準偏好順序，無
接觸經驗組較為偏好待業中，有接觸經驗組則 偏好正就業。
整體而言，無論有、無接觸經驗者對於身 心障礙者障礙類別、障礙程度、年齡、性別等 特質之水準的偏好順序，相當一致，僅在就業 情況有差異，詳如表四。
表四 有、無接觸經驗者對身心障礙者特質偏好順序比較
無接觸經驗組 有接觸經驗組 特質 水準 成分效用值 排序 成分效用值 排序
顏面損傷 1.17 2 1.29 2 智能障礙 -.59 3 -.94 3 視覺障礙 1.57 1 1.66 1 障礙類別
精神障礙 -2.15 4 -2.02 4 輕 1.41 1 1.56 1
中 -.16 2 .05 2
障礙程度
重 -1.25 3 -1.62 3 男 -.55 2 -.62 2
性別 女 .55 1 .62 1
青少年 1.17 1 1.58 1 壯年 -.55 2 -.47 2 年齡
老年 -.62 3 -1.10 3 沒有紀錄顯示 .52 1 .27 1 一年內未有紀錄 -.47 3 -.29 3 攻擊行為紀
錄 三年內未有紀錄 -.05 2 .01 2
待業中 .06 1 -.16 2 就業狀況
正就業 -.06 2 .16 1
二、有、無接觸經驗者決定偏好態 度時之各特質相對重要性
依據每位研究對象在 16 張個案資料卡排 序結果進行聯合分析，可獲得有、無接觸經驗 組之各身心障礙者特質的相對重要值（詳如研 究方法）。例如，以無接觸經驗組而言，障礙 類別相對重要值為 32.92（SD = 21.14），有接 觸經驗組之障礙類別相對重要值為 31.02（SD = 18.84） （表五）。相對重要值越高者表示研究
對象在決定偏好順序時，此特質訊息受考慮的 程度越高。
比較有、無接觸經驗組之各特質相對重要 值排序發現，兩組成員在決定 16 張卡排序時，
皆以障礙類別為最重要考量（相對重要值最 高），障礙程度或年齡次之，然後依次為攻擊 行為、性別，就業特質重要性最低。相對重要 值排序前三名皆為障礙類別、障礙程度、與年 齡。將排序前三名（障礙類別、障礙程度、與
應用聯合分析法探討接觸經驗對身心障礙者偏好決定的影響 ．25．
年齡）之相對重要值加總，在無接觸經驗組可 得 71.80，在有接觸經驗組則為 67.12，皆約占 七成的比重。顯示此三特質在研究對象決定偏 好時為主要影響特質訊息。
兩組不同之處，在於無接觸經驗組排序前 兩名為「障礙類別」與「障礙程度」，皆為障
礙相關特質之訊息；有接觸經驗組排序前兩名 則為「障礙類別」與「年齡」，障礙相關特質 與非障礙相關特質訊息各為一。這結果顯示相 對於無接觸經驗組，有接觸經驗組之偏好順序 的決定時，非障礙相關特質訊息重要性提高
（年齡特質）。
表五 身心障礙者特質訊息重要程度與排序
接觸組 特質 障礙類別 障礙程度 性別 年齡 攻擊行為 就業情況 平均值 32.92 20.91 8.64 17.97 12.00 7.56
標準差 21.14 14.76 10.53 15.71 13.88 11.63 無接觸
經驗組
重要度排序 1 2 5 3 4 6
平均值 31.02 19.79 9.94 20.89 11.24 7.13 標準差 18.84 13.30 12.67 16.31 10.13 9.70 有接觸
經驗組
重要度排序 1 3 5 2 4 6
進一步將障礙相關特質訊息（障礙類別、
障礙程度、攻擊行為）與非障礙相關特質訊息
（性別、年齡、就業情況）之相對重要值分別 加總，並以 t-檢驗分析障礙相關特質與非障礙 相關特質訊息相對重要值之差異是否顯著。分 析發現在無接觸經驗組方面，t （164） = 9.85，
p < .01；在有接觸經驗組方面，t （127） =
6.61， p < .01，如下表六。此結果顯示有、無 接觸經驗組對於障礙相關特質訊息之重視程 度，皆顯著高於非障礙相關特質訊息。另將有、無接觸經驗組之障礙相關特質與非障礙相 關特質訊息相對重要值之差異值進行 t 檢驗，t
（291） = 1.56， p > .05，結果顯示有接觸經 驗組差異值（24.09）雖然較小，但兩組間差異 並不顯著。因此，就本研究之六項特質而言，
無論有、無接觸經驗者，在決定對身心障礙者 偏好態度時，障礙相關特質訊息的相對重要性 皆顯著高於非障礙相關特質訊息，有接觸經驗 組雖在非障礙相關特質訊息相對重要性有提 高的現象，但並未達顯著。
表六 有、無接觸經驗組間障礙相關特質與非障礙相關特質 t 檢驗
障礙相關特質總和 非障礙相關特質總和 差異值 df t 無接觸經驗組
（n=165）
65.84
（SD=20.65）
34.17
（SD=20.65）
31.67
（SD=41.30） 164 9.85**
有接觸經驗組
（n=128）
62.04
（SD=20.62）
37.96
（SD=20.62）
24.09
（SD=41.24） 127 6.61**
註： ** p < .01
三、接觸經驗水準與考量身心障礙 者特質訊息程度的相關性
為 了 能 了 解研 究 對象 在 決定 偏 好 態度 時，有較高的接觸經驗水準（「CDP 值」或障 礙類別數目）者，是否越能同時考慮六項特質 訊息，或較減少考慮障礙相關特質訊息，分別 進行(1)接觸經驗水準（「CDP 值」與障礙類別 數目） 與極化指標（詳如研究方法） Pearson 相關分析，及(2)接觸經驗水準（「CDP 值」與 障礙類別數目） 與障礙相關特質訊息相對重 要值總和（以下簡稱障礙相關重要值）之
Pearson 相關分析。若接觸經驗水準與障礙相
關重要值或極化指標相關性成負相關，表示接 觸經驗水準高者越能同時考慮六項特質訊 息，或可減少考慮障礙相關特質訊息。為了了 解「CDP 值」與接觸數目間的相關性，也進行 兩者間 Pearson 相關分析（表七）。表七 接觸水準與極化指標及障礙相關重
要值
Pearson 相關分析結果
接觸數目 極化指標 障礙相關 重要值 CDP 值
r. .54** -.05 -.09 n 293 293 293 接觸數目
r 1 -.15** -.11*
n 293 293 293 註： * p < .05； ** p < .01
「CDP 值」分別與極化指標及障礙相關重 要值進行 Pearson 相關分析，結果發現「CDP 值」與障礙相關重要值及極化指標皆呈負相 關，但皆未顯著。表示「CDP 值」越高者，在 決定偏好態度時，並未越能多加考慮非障礙特 質訊息或同時考慮此六項特質訊息。再以接觸 障礙類別數目分別與極化指標及障礙相關重 要值進行 Pearson 相關分析。結果發現兩者皆
呈負相關且達顯著。接觸數目與極化指標之相 關值 r = -.15，p < .01 （單尾） ；接觸數目與 障礙相關重要值之相關值 r = -.11，p < .05 （單 尾）。表示接觸障礙類別數目越多者，在決定 偏好態度時，越能同時考慮研究的六項特質訊 息，且可多加考慮非障礙相關特質訊息（與障 礙相關重要值呈負相關）。
進一步進行「CDP 值」與接觸數目間的
Pearson 相關性分析，得 r = .54，p < .01 （單
尾）。表示「CDP 值」所代表的接觸經驗水準 與接觸數目有顯著正相關，接觸障礙者數目越 多者，「CDP 值」之接觸經驗水準也越高。四、綜合討論
本研究之目的乃嘗試應用聯合分析法探 討過去之接觸經驗與對身心障礙者偏好態度 之關係。過去之接觸與態度改變的研究由於過 於重視觀察態度改變的結果，以及偏重於使用 直接調查法，研究結果常受質疑；聯合分析法 因具有間接調查法的特質，較不受社會價值需 求的影響，同時可應用在分析態度決定時之資 訊處理歷程，提供研究者另一可資應用的工 具。
依據本研究之結果發現，過去有、無接觸 經驗者在障礙相關特質水準偏好順序上並未 有明顯的差異；過去有接觸身心障礙之研究對 象仍對智能障礙者與精神障礙者有較低的偏 好（相對於肢體障礙與視覺障礙），對較嚴重 程度的障礙與較高可能的攻擊行為也有較低 的接受度。這樣的發現某種程度反應對身心障 礙者態度改變的不易。Livneh 和 Cook（2005）
就曾表示，一般人對身心障礙者的態度具有結 構上複雜的特性，且通常抗拒改變。Pettigrew 和 Tropp（2005, 2006）之後設分析研究結果也 顯示，障礙者與非障礙者間的接觸之於態度改 變的效用值屬於低度。
另一方面，Bohlander（1985）和 Gilfoyle
應用聯合分析法探討接觸經驗對身心障礙者偏好決定的影響 ．27．
與 Gliner （1985）都曾指出，要增進對身心障 礙者的態度，減少刻板印象，除了 身心障礙｢
｣ ｢
者直接的接觸經驗 ，還要有 正確認識身心 障礙者的知識 ，兩者不可或缺。本研究要求｣ 研究對象決定 16 張卡排序的情境，也可能影 響障礙相關特質水準之偏好順序。本研究的假 設情境為 …必須於每週日與您的輔導對象｢ 單獨相處六小時，協助其社區生活的適應，包 括一起搭車、看電影、及看展覽等…｣ 。由於 研究對象皆為剛選修特教導論 3 學分課程的學 生，在身心障礙者特質與輔導方法的知識與技 能可能自認尚未完備，因此無法（或不願）嘗 試提供協助給社會普遍觀感困難度較高之對 象，如智能障礙者與精神障礙者，或障礙程度 較為重度及攻擊行為可能性較高者。
雖然有、無接觸經驗組間，在身心障礙者 特質偏好順序上並未發現明顯不同，進一步分 析兩組成員在決定偏好排序時之各特質訊息 相對重要值，卻可發現兩者是有差異的。在各 特質訊息相對重要值排序上，有接觸經驗者之 最重要前兩特質訊息為障礙類別與年齡特 質，無接觸經驗者最重要前兩特質訊息為障礙 類別與障礙程度。有接觸經驗組之年齡訊息重 要程度高於障礙程度訊息，可能顯示有接觸經 驗比無接觸經驗者考慮非障礙相關特質訊息 更多些。
再者，本研究同時也發現，有、無接觸經 驗者之障礙相關特質訊息重要值皆顯著高於 非障礙相關特質訊息重要值（就本研究之六項 特質訊息而言），表示無論有、無接觸經驗皆 重視障礙相關特質訊息高於非障礙相關特質 訊息。然而進一步分析接觸水準中的接觸數目 與障礙相關特質訊息重要分數及極化指標 時，卻可發現，接觸水準較高者（接觸障礙者 數目越多者），個體在決定偏好態度時，較不 會集中只考慮障礙者的某些少數特質訊息，可 以同時考慮障礙者多方面的特質訊息，且可減
少對障礙相關特質訊息的重視。
整體而言，本研究結果雖未發現有、無接 觸經驗者在特質水準偏好順序上有明顯差 異，卻可發現接觸水準較高者決定偏好排序 時，傾向可同時考慮障礙者多方面的特質訊 息，並且減低對障礙相關特質訊息之重視。雖 然本研究尚未直接探討能同時考慮障礙者多 元特質訊息的研究對象，是否在對身心障礙者 態度上較為正向，然而卻可合理的推測，相較 於未有接觸經驗者，有接觸經驗者在偏好態度 決定時納入多元障礙者特質訊息進行考量，應 可有助於減低對身心障礙者的刻板印象或錯 誤的認知，對於身心障礙者態度應較為正面。
Pettigrew（1998）曾提出接觸經驗改變態度 的歷程之三階段模式，主張接觸經驗促進個體 對評價對象在評價上去分類（decategorization）
（第一階段）、分類（categorization）（第二階 段），最後達到態度改變的重新分類（第三階 段）。依據此態度改變三階段觀點，本研究在訊 息應用上的分析結果顯示接觸經驗具有影響 力，但有、無接觸經驗組在特質水準偏好順序 上並無不同，這可能顯示有接觸經驗組對身心 障礙者偏好態度可能仍處於去分類或分類階 段，接觸經驗尚未促成態度改變的最後結果- 重新分類（第三階段）。這結果也顯示，訊息 考量程度可以提供另一個看待接觸對態度影 響的參考指標。
另外，本研究對象之「CDP 值」與接觸數 目雖達顯著正相關，令人意外的是「CDP 值」
之於障礙相關重要值及極化指標竟未得到顯 著相關，反而是接觸數目更明顯預測研究對象 在決定偏好過程上的表現。接觸障礙者類別數 目與障礙相關特質訊息及極化指標有顯著負 相關，很可能代表增加多元障礙類別的接觸對 於身心障礙者態度是有幫助的。這發現可能對 於未來教育訓練課程的規劃是有意義的，例如 提供實習學生更多元類別之障礙者接觸的機
會，可能比接觸單一類別更能促使態度正向改 變。當然，這仍然需要實証上進一步探討。
另一方面，「CDP 值」未能與障礙相關重 要值及極化指標得到顯著相關，可能有二個因 素值得進一步探討。首先，本研究未能涵蓋較 高分數之接觸經驗者，對於了解「CDP 值」與 障礙相關重要值及極化指標之間的關係可能 尚有不足。本研究有接觸經驗組之「CDP 值」
總分平均值為 44 分，每題平均分數為 2.20，
僅略高於量表中「接觸一、兩次」之選項 2 （2 分），整體接觸經驗水準偏低。
同時，可能有必要進一步探討「CDP 量表」
所 涵 蓋 的 接 觸 向 度 合 適 性 與 完 整 性 ， 如 Pruett、Chan 與 Wang（in press）針對「The Contact with Disabled Persons Scale」 （Yuker&
Hurley, 1987）題項進行因素分析發現，此量表 中含有三個子因素，分別為一般接觸、快樂接 觸、同情接觸等經驗。未來也許可以進一步探 討此三個不同接觸子因素對於態度偏好預測 之情形；或者誠如 Yuker （1994）所建議的應 進一步發展多元向度之接觸身心障礙者量 表，涵蓋更多的接觸經驗變項，包括平等關 係、合作關係、親密關係等不同類型接觸。
本研究旨在呈現應用非直接調查法-聯合 分析法，探討不同接觸經驗水準者對身心障礙 者偏好態度上的差異。聯合分析法可能無法取 代傳統應用已久的態度量表，但所提供的非直 接調查法的優點，以及偏好態度決定之相對重 要值分析，可能提供研究者另一個有用指標來 看待態度表現，而這個指標更著重在內在決定 過程的歷程分析，有別於態度調查容易受外在 情境的影響，對於態度改變歷程的探討可能會 有幫助。
結論
本研究應用聯合分析法所發展的間接調
查問卷，調查 293 位修習特教導論學生，探討 過去接觸經驗與對身心障礙者偏好態度之關 係，結論如下：
一、無論有、無接觸經驗者對於身心障礙者障 礙類別、障礙程度、年齡、性別等特質之 水準的偏好順序相當一致，僅在就業情況 有差異。
二、無論過去接觸經驗各特質訊息相對重要值 排序皆為障礙類別、障礙程度或年齡、攻 擊行為紀錄、性別、就業，且「障礙相關 特質」訊息的相對重要性皆顯著高於「非 障礙相關特質」訊息。
三、接觸障礙類別數目越多者，越能同時考慮 研究的六項特質訊息，且可多加考慮非障 礙相關特質訊息，「CDP 值」所代表之接 觸水準則未得到顯著相關。
研究限制
主要的研究限制有以下四項：
一、本研究中所用的身心障礙者六項特質，未 必是研究對象在決定偏好態度時共同認 為重要的考慮因素。將來研究中可以先請 研究對象建議最重要之特質再選定。
二、本研究中有接觸經驗組之接觸水準偏低
（依據 CDP 值），未來研究的研究對象有 必要同時包括高低接觸水準者，對於接觸 經驗與偏好態度決定間的關係的了解可 能可以更為精確。
三、本研究在設定接觸經驗水準，只用接觸障 礙類別數目與接觸頻率，較乏時間長度的 調查，以及清楚的接觸型態定義。未來的 研究也可以嘗試更清楚的定義不同的接 觸型態與時間長度的調查，對於探討接觸 經驗與態度改變間的關係，可以更為明 確。
四、本研究將六項身心障礙者特質之水準，進
應用聯合分析法探討接觸經驗對身心障礙者偏好決定的影響 ．29．
行直交步驟後發展形成可操作的 16 張卡
（｢ 輔導身心障礙者社區生活適應個案 資料卡 ），而非不可操作的 432 張卡。｣ 使 用 直 交 步驟 的 好處 在 於可 以 簡 化卡 數，但相對失去對特質水準變項間交互作 用的了解。本研究各變項間（如障礙類別 與障礙程度）對於研究對象偏好排序是否 有交互作用，可能仍需進一步探討。
建議
以下分別就本研究之結果在實務上的應 用，以及聯合分析法在研究上的應用提供建 議：
實務應用的建議
（一）社區融合上的應用：本研究發現研 究對象對身心障礙者的特質有其偏好順序，將 來可以嘗試應用在社區融合部分。例如：專業 人員常有困難將身心障礙者推向社區居住，此 時可以嘗試先將較受偏好特質的身心障礙者 推介進入社區，如本研究之輕度女性視覺障礙 與顏面損傷者，則對於社區居民較為容易接 受，之後並且設計障礙者與居民互動機會，則 居民因接觸而減低刻板態度，後續可能可以更 容易接受具較不受偏好特質之障礙者。
（二）教育訓練課程中的應用：本研究發 現對於教育工作者可能有兩個意義，其一為本 研究發現曾接觸較多障礙類別之研究對象，傾 向考慮更多元之障礙者特質，這可能有助於減 低對身心障礙者之刻板印象。因此，可考慮在 教育訓練課程中提供學員更多元障礙類別之 直接接觸機會，對於態度的正向改變可能有幫 助；其二，本研究發現有接觸經驗者與無接觸 經驗者在對身心障礙者特質偏好排序上非常 相似，可能意味態度改變並不容易。因此僅藉 由短期教育課程希望達到改變對身心障礙者
的態度可能不足夠，仍可能有必要透過長期追 蹤及使用較不受社會價值影響的量表調查態 度的改變，較能確認課程成效。
（三）社會教育上的應用：本研究發現研 究對象對於智能障礙者與精神障礙者的偏 好，相對低於視覺障礙者與顏面損傷者，這結 果可能反應出社會整體對此兩種障礙類別具 某種程度的負面態度，因此在社會教育上，政 府應更重視提昇社會大眾對於智能障礙者與 精神障礙者的接納度，例如教導正確認知，以 及如何與其互動的相關知識。
（四）專業人員訓練上的應用：研究對象 對於智能障礙者與精神障礙者的偏好，相對低 於視覺障礙者與顏面損傷者，對於專業人員訓 練上，也有其重要意涵：
1.應在訓練課程中加強專業人員對於智能 障礙者與精神障礙者的認識，並且訓練其在實 務工作中（例如：就業服務與社區安置過程），
能夠解決相關人員（例如：雇主與社區居民）
的疑慮並取得認同；
2.應加強專業人員自我覺知，減低對於此 兩類障礙類別不自覺之刻板印象與負面態 度，避免於服務過程中，做了不利於個案的決 定。
未來研究上的建議
由 於 聯 合 分析 法 具非 直 接調 查 法 的優 點，並且可用以分析偏好態度決定時之過程，
提供研究者另一個有用指標來看待態度表 現，將來在探討態度改變的研究上，可考慮同 時應用直接調查之態度量表與聯合分析法調 查問卷，並比較之。
由於態度的表現，可能與設定的態度情境
（contexts）有關，本研究設定之態度情境僅為 社區適應輔導情境，尚無法推估其他情境。因 此將來研究可以將聯合分析法更多元的應用 在不同情境方面的調查，例如雇主僱用員工的
考量、社區居民接受身心障礙鄰居的考量等。
聯 合 分 析 法所 發 展的 問 卷屬 間 接 調查 法，由於其屬性與外觀設計，被認為可減少社 會期許之影響。然而目前仍少有人直接探討此 方法所設計出來的問卷，是否比直接態度問卷 減少社會期許之影響，兩種調查法所得結果之 相關性如何，仍有需要進一步取得實證上的支 持。
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The Influence of Prior Contact on Determining Prefer- ences toward Attributes of Individuals with Disabilities:
A Conjoint Analysis
Wang Ming-Hung
National Kaohsiung Normal University
ABSTRACT
The present study investigated the impact of prior contact on determining prefer- ences toward attributes of individuals with disabilities. The method of conjoint analysis was used to develop an instrument for measuring attitude - a card set consisting of 16 cards. The 293 participants, members of an introductory class on special education at a National Normal University in southern Taiwan, were asked to sort this card set based on their personal preferences for working with persons with disabilities in a hypothetical companion program. The participants’ degree of prior contact experiences with persons with disabilities was also investigated using a Chinese Contact with Disabled Persons Scale. Results of the conjoint analysis showed that: (1) the participant group with no prior personal contact and the participant group with prior contact showed very similar orders of preference with regard to attributes of persons with disabilities; (2) the relative impor- tance scores for disability-related attributes were found to be significantly higher than those for disability-unrelated attributes for both participant groups; however, the age at- tribute was seen as being more important than the severity of disability attribute for the group with prior contact; (3) Six attributes of individuals with disabilities were found to be more equally weighted in their preference determination for participants who had more contact with various disabilities.
Key Words: Degree of Contact, Preference for Individuals with Disabilities, Indirect Methods, Conjoint Analysis, Part-worth Score, Relative Importance Score Bulletin of Special Education
2007, 32(1), 15-34
