第四章 研究結果
第三節 中介效果之檢驗
依據本研究架構，本節主要探討「情緒調節」在「共依附特質」與「正負向 情感性」之間是否具有中介效果，並進一步探討前一節階層迴歸分析中，對「正 負向情感性」具有顯著預測力的「情緒調節」分量表，在「共依附特質」分量表 與「正負向情感性」之間是否具有中介效果；接著探討「人際效能」在「共依附 特質」與「正負向情感性」之間是否具有中介效果，並進一步探討前一節階層迴 歸分析中，對「正負向情感性」具有顯著預測力的「人際效能」分量表，在「共 依附特質」分量表與「正負向情感性」之間是否具有中介效果，遂分成兩個部份 說明如下：
一、大學生的「情緒調節」在「共依附特質」與「正負向情感性」之中介效果。
為了解大學生的情緒調節力在共依附特質與正負向情感性之間的中介效果，
本研究參考Baron 和 Kenny（1986）提出的中介效果檢驗方法，以簡單迴歸和階 層迴歸進行三種路徑的迴歸分析。首先，第一種路徑的迴歸（模式一），以「共依 附特質」做為預測變項，以「正負向情感性」做為依變項，進行簡單迴歸分析，
檢驗「共依附特質」對於「正負向情感性」的預測力。第二種路徑的迴歸（模式 二），以「共依附特質」作為預測變項，以「情緒調節」作為依變項，進行簡單迴 歸分析，檢驗「共依附特質」對於「情緒調節」的預測力。第三種路徑的迴歸（模 式三），以「共依附特質」和「情緒調節」作為預測變項，以「正負向情感性」作 為依變項，進行階層迴歸分析，檢驗「共依附特質」和「情緒調節」對於「正負 向情感性」的共同預測力。
（一）大學生的「情緒調節」總量表在「共依附特質」總量表與「正負向情感性」
之中介效果。
1.以正向情感性做為依變項
由於「共依附特質」在進行中介檢驗的第一種路徑迴歸時，因未能夠顯著預
測「正向情感性」（β=-.036, p>.01），故中介檢驗停止，因此「情緒調節」總量表 在大學生的「共依附特質」和「正向情感性」之間不具有中介效果，但在加入情 節調節之後，共依附特質對正向情感性的預測力卻由負轉正，其中介效果摘要表 請參見附錄三。因此「情緒調節」作為大學生的「共依附特質」和「正向情感性」
之間的完全中介效果不成立，本研究假設3-1 並未得到支持。
2.以負向情感性作為依變項
迴歸分析結果如表 4-3-1 所示，大學生的「共依附特質」能夠顯著正向預測
「負向情感性」（β=.561 p<.01），表示大學生的共依附特質越高，負向情感性之程 度越高。其次，大學生的「共依附特質」能夠顯著負向預測「情緒調節」（β=－.341, p<.01），表示大學生的共依附特質越高，情緒調節之程度越低。而當控制了大學 生的「共依附特質」之後，「情緒調節」仍能顯著負向預測「負向情感性」（β=－.284, p<.01），表示大學生的情緒調節越高，負向情感性的程度越低。最後，當加入「情 緒調節」之後，大學生的「共依附特質」雖能顯著預測「負向情感性」，但預測力 略有降低（β=.464, p<.01）。因此「情緒調節」作為大學生的「共依附特質」和「負 向情感性」之間的完全中介效果不成立，但仍有部份中介效果的影響，故本研究 假設3-2 得到部分支持。
表4-3-1 情緒調節在共依附特質與負向情感性間的中介效果（N=589）
β t值 ΔR2 R2
模式一
依變項：負向情感性
共依附特質 .561** 16.172 .315 .315 模式二
依變項：情緒調節
共依附特質 -.341** -8.518** .116 .116 模式三
表4-3-1 （續）
依變項：負向情感性 共依附特質 情緒調節
.464**
-.284**
13.094**
-8.020**
.116
.27 .386
*p<.05；**p<.01
（二）大學生的「情緒調節」分量表在「共依附特質」分量表與「正負向情感性」
之中介效果。
1.以正向情感性做為依變項
根據前一節迴歸分析結果的表 4-2-4 所示，選擇情緒調節分量表中具有顯著 預測力的「調整策略」、「情緒反省」、「情緒效能」，分別探討其在共依附分量表的
「認同照顧者角色」與「正向情感性」之間的中介效果。
由迴歸分析結果得知，大學生的「認同照顧者角色」能夠顯著正向預測其「正 向情感性」（β=.154, p<.01），表示大學生的認同照顧者角色越高，其正向情感性 之程度越高，然而「認同照顧者角色」在進行中介檢驗的第二種路徑迴歸時，因 未能夠顯著預測「調整策略」（β=-.071, p>.05）、「情緒反省」（β=.014, p>.05），「情 緒效能」（β=.021, p>.05），故中介檢驗停止，因此「調整策略」、「情緒反省」、「情 緒效能」在大學生的「認同照顧者角色」和「正向情感性」之間不具有中介效果，
其中介效果摘要表請參見附錄三。以上結果顯示本研究假設3-3 並未得到支持。
2.以負向情感性做為依變項
根據前一節迴歸分析結果的表 4-2-5 所示，選擇情緒調節分量表中具有顯著 預測力的「情緒表達」、「情緒效能」，分別探討其在共依附分量表的「以他人為焦 點」、「透過關係獲得意義感」，其與「負向情感性」之間的中介效果。
以「以他人為焦點」做為自變項時，迴歸分析結果如表4-3-2、表 4-3-3 所示，
大學生的「以他人為焦點」能夠顯著正向預測「負向情感性」（β=.450, p<.01），
表示大學生的以他人為焦點越高，其負向情感性之程度越高。其次，大學生的「以 他人為焦點」能夠顯著負向預測「情緒表達」、「情緒效能」（β=-.377, p<.01；β=-.250, p<.01），表示大學生的以他人為焦點越高，情緒表達、情緒效能之程度越低。而 當控制了大學生的「以他人為焦點」之後，「情緒表達」、「情緒效能」仍能顯著負 向預測「負向情感性」（β=-.330, p<.01；β=-.314, p<.01），表示大學生的情緒表達、
情緒效能之程度越低，其負向情感性的程度越高。最後，當加入「情緒表達」、「情 緒效能」之後，大學生的「以他人為焦點」雖能顯著預測「負向情感性」，但預測 力略有降低（β=.325, p<.01；β=.371, p<.01）。因此「情緒表達」、「情緒效能」作 為大學生的「以他人為焦點」和「負向情感性」之間的完全中介效果不成立，但 仍有部份中介效果的影響。
以「透過關係獲得意義感」做為自變項時，迴歸分析結果如表4-3-4、表 4-3-5，
大學生的「透過關係獲得意義感」能夠顯著正向預測「負向情感性」（β=.523, p<.01），表示大學生的透過關係獲得意義感越高，其負向情感性之程度越高。其 次，大學生的「透過關係獲得意義感」能夠顯著負向預測「情緒表達」、「情緒效 能」（β=-.414, p<.01；β=-.305, p<.01），表示大學生的透過關係獲得意義感越高，
情緒表達、情緒效能之程度越低。而當控制了大學生的「透過關係獲得意義感」
之後，「情緒表達」、「情緒效能」仍能顯著負向預測「負向情感性」（β=-.285, p<.01；
β=-.272, p<.01），表示大學生的情緒表達、情緒效能之程度越低，其負向情感性的 程度越高。最後，當加入「情緒表達」、「情緒效能」之後，大學生的「透過關係 獲得意義感」雖能顯著預測「負向情感性」，但預測力略有降低（β=.404, p<.01；
β=.440, p<.01）。因此「情緒表達」、「情緒效能」作為大學生的「透過關係獲得意 義感」和「負向情感性」之間的完全中介效果不成立，但仍有部份中介效果的影 響，故本研究假設3-4 得到部分支持。
表 4-3-2 「情緒表達」在「以他人為焦點」與負向情感性間的中介效果（N=589）
*p<.05；**p<.01
表 4-3-3 「情緒效能」在「以他人為焦點」與負向情感性間的中介效果（N=589）
*p<.05；**p<.01
表 4-3-4 「情緒表達」在「透過關係獲得意義感」與負向情感性間的中介效果
*p<.05；**p<.01
表 4-3-5 「情緒效能」在「透過關係獲得意義感」與負向情感性間的中介效果
*p<.05；**p<.01
二、大學生的「人際效能」在「共依附特質」與「正負向情感性」之中介效果。
為了解大學生的人際效能在共依附特質與正負向情感性之間的中介效果，本
研究參考Baron 和 Kenny（1986）提出的中介效果檢驗方法，以簡單迴歸和階層 迴歸進行三種路徑的迴歸分析。首先，第一種路徑的迴歸（模式一），以「共依附 特質」做為預測變項，以「正負向情感性」做為依變項，進行簡單迴歸分析，檢 驗「共依附特質」對於「正負向情感性」的預測力。第二種路徑的迴歸（模式二），
以「共依附特質」作為預測變項，以「人際效能」作為依變項，進行簡單迴歸分 析，檢驗「共依附特質」對於「人際效能」的預測力。第三種路徑的迴歸（模式 三），以「共依附特質」和「人際效能」作為預測變項，以「正負向情感性」作為 依變項，進行階層迴歸分析，檢驗「共依附特質」和「人際效能」對於「正負向 情感性」的共同預測力。
（一）大學生的「人際效能」總量表在「共依附特質」總量表與「正負向情感性」
之中介效果。
1.以正向情感性做為依變項
由於「共依附特質」在進行中介檢驗的第一種路徑迴歸時，因未能夠顯著預 測「正向情感性」（β=-.036, p>.01），故中介檢驗停止，因此「人際效能」總量表 在大學生的「共依附特質」和「正向情感性」之間不具有中介效果，其中介效果 摘要表請參見附錄三。因此「人際效能」作為大學生的「共依附特質」和「正向 情感性」之間的完全中介效果不成立，本研究假設4-1 未得到支持。
2.以負向情感性作為依變項
迴歸分析結果如表4-3-6 所示，大學生的「共依附特質」能夠顯著預測其「負 向情感性」（β=.561, p<.01），表示大學生的共依附特質越高，負向情感性之程度 越高。其次，大學生的「共依附特質」能夠顯著負向預測「人際效能」（β=-.143, p<.01），表示大學生的共依附特質越高，人際效能之程度越低。而當控制了大學 生的「共依附特質」之後，「人際效能」仍能顯著負向預測「負向情感性」（β=-.239, p<.01），表示大學生的人際效能越低，負向情感性的程度會越高。最後，當加入
「人際效能」之後，大學生的「共依附特質」雖能顯著預測「負向情感性」，但預 測力略有降低（β=.527, p<.01）。因此「人際效能」作為大學生的「共依附特質」
和「負向情感性」之間的完全中介效果不成立，但仍有部份中介效果的影響，故 本研究假設4-2 得到部分支持。
表4-3-6 人際效能在共依附特質與負向情感性間的中介效果（N=589）
β t值 ΔR2 R2
模式一
依變項：負向情感性
共依附特質 .561** 16.172 .315 .315 模式二
依變項：人際效能
依變項：人際效能