第四章 研究結果
第二節 中介效果與調節效果的檢驗
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在情緒反應量表中的總分（t(58)=2.672, p< .05）與所有分量表之得分皆顯著大於 男性受試者，顯示相較於男性，女性對於情緒的敏感度較高（t(58)=2.111, p< .05）、 激發度較大（t(58)=3.179, p< .01），且持續度較久（t(58)=2.186, p< .05）。其他相 關測量與量表分數上皆無顯著的性別差異。為因應性別差異可能帶來的影響，本 研究將在後續分析中把性別納入控制變項進行分析。
第二節、中介效果與調節效果的檢驗
為驗證本研究之假設，在進行中介與調節效果檢驗之前，首先進行淨相關
（Partial Correlation）的分析，在控制 ISI、BAI 與 BDI 分數，以排除睡眠與情緒 相關障礙之影響後，分別探討睡眠脆弱程度與睡前激發程度、反芻特質、情緒遲 惰特質、睡眠失功能信念與態度和情緒反應性間的關係；接著再採階層回歸分析
（hierarchical regression analysis）與 Sobel test 檢定以進行中介效果與調節效果之 檢驗。
(一) 各變項間之相關
表 2.呈現在控制 ISI、BAI 與 BDI 分數，以排除睡眠與情緒相關障礙之影響 後，各測量變項間的偏相關分析之結果。依照定義，相關係數落於 0.1~0.3 為「低 度相關」，0.3~0.5 為「中度相關」，0.5 以上為「高度相關」（Cohen, 1988）。
結果顯示，睡眠失功能信念與態度量表之總分和睡前激發程度量表之總分 無顯著的相關（r = .135, p >.05）；然而若仔細檢視分量表之相關，則可發現睡眠 失功能信念量表中的對失眠的擔憂與無助分量表得分和睡前認知激發分量表得 分呈顯著的中度正相關（r = .313, p <.05），即對於睡眠有較多的過度擔憂信念者，
其睡前認知激發程度也較高；而藥物使用分量表得分則和睡前生理激發分量表得 分呈現顯著的中度正相關（r = .303, p <.05），顯示對於睡眠相關藥物有較多不良 信念者，其睡前容易有較高的生理激發情形。另外，在情緒反應性量表總分和睡 前激發程度量表之總分有接近顯著的正相關（r = .261, p =.05）；若再仔細檢視分 量表之相關，則可發現情緒反應性量表中的持續度分量表得分和睡前認知激發分
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量表得分呈現顯著的中度正相關（r = .309, p <.05），顯示個體若情緒持續度越久，
睡前認知激發程度則較高。
睡前激發程度量表之總分和壓力下失眠反應量表總分呈顯著的高度正相關
（r = .546, p <.001），顯示睡前激發程度越高者，越容易經歷壓力下的失眠反應；
其中睡前認知激發分量表得分與壓力下失眠反應量表總分亦呈顯著的高度正相 關（r = .589, p <.001），而睡前生理激發分量表得分與壓力下失眠反應量表總分 則呈顯著的中度正相關（r = .336, p <.05）。
此外，睡眠失功能信念與態度量表之總分和壓力下失眠反應量表總分無顯 著的相關（r = .214, p >.05）；但在分量表部分，可發現對失眠的擔憂與無助分量 表得分和壓力下失眠反應量表總分呈顯著的低度正相關（r = .297, p <.05），顯示 對於睡眠有較多的過度擔憂信念者，其越容易經歷壓力下的失眠經驗。在情緒反 應性量表總分和壓力下失眠反應量表總分無顯著的相關（r = .201, p >.05）；若再 仔細觀察分量表之相關，則可發現情緒反應性量表中的持續度分量表得分和壓力 下失眠反應量表總分呈現顯著的低度正相關（r = .295, p<.05），顯示個體若情緒 持續度越久，其睡眠越容易受壓力影響而變差。
由前述相關分析結果顯示，對睡眠有較多的過度擔憂信念者，其睡前認知 激發程度較高，也越容易經歷壓力下的失眠經驗；情緒持續度越久者，其睡前認 知激發程度也較高，睡眠也越容易受壓力影響而變差；另外，睡前激發程度越高 者，越容易經歷壓力下的失眠反應。
(二) 睡前激發程度在失功能信念與情緒持續度預測睡眠脆弱程度上的中介效果
為檢驗睡前激發程度是否為失功能信念與情緒持續度兩者預測睡眠脆弱程 度的中介變項，故將進行兩次迴歸分析。根據前述偏相關分析之結果，因睡眠失 功能信念量表、情緒反應量表以及睡前激發程度量表間的相關結果大多在分量表 層次才有顯著的相關結果，如：失功能信念量表-對失眠的擔憂與無助分量表、
情緒反應性量表-持續度分量表與睡前認知激發分量表。因此，接下來進行的迴
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歸分析將主要探討有顯著相關的測量與分量表得分變項上。
第一次迴歸分析以睡前認知激發分量表之得分為效標變項，於第一層投入人 口學變項性別、ISI 得分、BDI 得分、BAI 得分和平均負向情緒分數及平均正向 情緒分數後，以第二層的失功能信念量表中的對失眠的擔憂與無助分量表與情緒 反應性中的持續度分量表之得分為主要的預測變項；第二次迴歸分析以壓力下失 眠反應量表得分為效標變項，分三個階層進入，第一層先投入人口學變項性別、
ISI 得分、BDI 得分、BAI 得分和平均負向情緒分數及平均正向情緒分數，第二 層投入失功能信念量表中的對失眠的擔憂與無助分量表與情緒反應性中的持續 度分量表之得分，第三層投入睡前認知激發程度分量表得分。
以失功能信念-對失眠的擔憂與無助分量表與情緒反應-持續度分量表之得分 為預測變項進行之迴歸分析如表 3.，失功能信念-對失眠的擔憂與無助分量表得 分可顯著預測睡前認知激發分量表得分（β = .362, p < .01），情緒反應-持續度分 量表得分可顯著預測睡前認知激發分量表得分（β = .196, p < .05）；另外，如表 4.所示，失功能信念-對失眠的擔憂與無助分量表得分也可顯著預測壓力下失眠反 應量表得分（β = .396, p = .01），情緒反應-持續度分量表得分對壓力下失眠反應 量表得分之預測力則落於邊緣顯著的範圍（β = .246, p = .057）；而在加入睡前 認知激發分量表得分為預測變項之後，睡前認知激發分量表得分對壓力下失眠反 應量表之得分具有顯著的預測力（β = .611, p = .001），失功能信念-對失眠的擔 憂與無助分量表得分與情緒反應-持續度分量表得分對壓力下失眠反應量表得分 則不具預測力。另外，使用 Sobel test 檢驗睡前認知激發於失眠的擔憂與無助失 功能信念與壓力下的失眠反應間的中介效果，結果顯示失眠的擔憂與無助失功能 信念確實會透過睡前認知激發的中介效果進一步影響個體壓力下的失眠反應（z
= 2.693, p < .01）。若同樣使用 Sobel test 檢驗睡前認知激發於情緒持續度與壓力 下的失眠反應間的中介效果，結果顯示情緒持續度可能會透過睡前認知激發的中 介效果進一步影響個體壓力下的失眠反應（z = 1.902, p = .057）。
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由上述階層迴歸分析與 Sobel test 結果可知，對睡眠有過度擔憂的失功能信 念將透過睡前認知激發程度的中介效果作用而影響壓力下的失眠反應，增加睡眠 受壓力影響的脆弱程度。此外，情緒持續度對壓力下失眠反應的預測力與 Sobel test 檢驗結果皆落於邊緣顯著水準，顯示睡前認知激發仍可能於情緒持續度與壓 力下失眠反應間扮演中介作用的角色。由於中介關係僅存在於特定類型的失功能 信念與情緒反應性，且特別透過睡前認知激發的中介作用去增加壓力下的失眠反 應，故此結果部分支持研究假設一。
(三) 負向情緒遲惰特質、反芻特質在對失眠的擔憂與無助失功能信念、情緒持續
度與認知激發程度間的調節效果
針對研究假設二：睡眠失功能信念與反芻特質之交互作用、情緒反應性與 情緒遲惰特質之交互作用將透過睡前過度激發程度去增加個體在壓力下睡眠的 脆弱性。因此，將以對失眠的擔憂與無助失功能信念得分與情緒持續度得分為預 測變項，睡前認知激發程度量表得分為效標變項；反芻特質得分、負向情緒遲惰 特質得分為調節變項，進行迴歸分析。實際操作分四個階層進入，第一層先投入 人口學變項性別、ISI 得分、BDI 得分、BAI 得分和平均負向情緒分數及平均正 向情緒分數；第二層投入失功能信念量表中的對失眠的擔憂與無助分量表與情緒 反應性中的持續度分量表之得分；第三層投入反芻反應風格量表得分與負向情緒 遲惰得分；第四層投入兩個交互作用項：對失眠的擔憂與無助分量表得分與反芻 反應風格量表得分的交互作用以及情緒持續度分量表得分與負向情緒遲惰得分 的交互作用。
如表 5. 所示，模式二在控制性別、ISI 得分、BDI 得分、BAI 得分和平均負 向情緒分數及平均正向情緒分數後，對失眠的擔憂與無助失功能分量表得分可顯 著預測睡前認知激發程度量表得分 （β = .362, p < .01）；情緒持續度分量表可 顯著預測睡前認知激發程度量表得分 （β = .196, p < .05）；整體模式解釋量為 56.1%；模式三加入反芻反應風格量表得分與負向情緒遲惰得分後，此二變項皆
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無法顯著預測睡前認知激發程度量表得分，整體模式解釋量為 54.9%；而模式四 加入對失眠的擔憂與無助分量表得分與反芻反應風格量表得分的交互作用以及 情緒持續度分量表得分與負向情緒遲惰得分的交互作用後，此二交互作用項無法 顯著預測睡前認知激發程度量表得分，整體模式解釋量為 53.6%。根據上述統計 結果顯示，反芻特質及負向情緒遲惰特質不具調節效果，不符合研究假設二。
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表1. 研究中各量表之描述統計資料及性別在各量表之得分差異資料
總受試者 (60 位) 女(38 位) 男(22 位)
t 值 研究相關測量 向度/分量表 平均數 標準差 平均數 標準差 平均數 標準差
t 值 研究相關測量 向度/分量表 平均數 標準差 平均數 標準差 平均數 標準差