第四章 研究結果與討論
第三節 中年人中庸思維對情緒表達衝突與心理困擾關係的調節效果
在線性迴歸分析中，當自變項與調節變項的交乘項與依變項的路徑係數達顯著水準，可 證實調節變項對於自變項與依變項之間的關係具有調節效果（Baron & Kenny, 1986）。開始 進行迴歸分析之前，為了避免高度相關而引發的共線性問題，研究者將自變項、調節變項、
依變項及自變項與調節變項的交乘項，進行標準化處理，再以標準化係數進行迴歸分析，考 驗研究假設三。研究者為了清楚呈現，中庸思維對情緒表達衝突與心理困擾關係整體與細部 的調節效果，因此將三個自變項（情緒揭露困難、情緒抑制、情緒表達衝突）與調節變項（中 庸思維）之交乘項
（情緒揭露困難 x 中庸思維、情緒抑制 x 中庸思維、情緒表達衝突 x 中庸思維、），對四個依 變項（憂鬱、焦慮、壓力、心理困擾），進行迴歸分析，檢驗調節效果，共有四種迴歸模型，
以下根據不同依變項之，依序呈現迴歸分析結果於表 4-3-1、表 4-3-2、表 4-3-3、表 4-3-4。
一、中庸思維對情緒表達衝突與憂鬱關係之調節效果
表 4-3-1 中庸思維對情緒表達衝突與憂鬱關係之迴歸分析摘要表（N=429）
依變項 自變項
憂鬱
Model1 Model2 Model3 Model4
控制變項
性別 -.016 -.031 -.027 -.023 自變項
情緒揭露困難 .36*** .27*** .30***
情緒抑制 -.06 .078 .064
情緒表達衝突 .29*** .32*** .33***
調節變項
中庸思維 -.29*** -.28***
交互作用項
情緒揭露困難 x 中庸思維 -.202
情緒抑制 x 中庸思維 -.04
情緒表達衝突 x 中庸思維 .159
迴歸分析結果
F 值 .115 17.12*** 23.74*** 13.74***
R2 .00 .108 .181 .186
Adjuested-R2 -.002 .102 .173 .174
R2 .00 .108 .073 .005
註：* p < .05 ** p < .01 *** p < .01
整體而言，控制性別之後，情緒揭露困難、情緒表達衝突、中庸思維對於憂鬱有顯著的 預測力，研究假設二獲得部分支持，然而情緒表達衝突與中庸思維的交乘項對於憂鬱之影響，
均未達顯著水準，研究假設三未獲得支持，玆敘述如下：
在 Model 1 中，「性別」背景變項進入迴歸方程式的第一區塊。結果顯示背景變項對憂鬱 的預測效果不顯著，解釋量趨近 0，代表背景變項對憂鬱不具預測力。
在 Model 2 中，加入自變項「情緒揭露困難」、「情緒抑制」、「情緒表達衝突」進入迴歸 方程式的第二區塊。結果顯示所有自變項對憂鬱的聯合預測力達顯著水準（F=17.12, p < .01），
整體解釋量為 10.2%。研究者進一步對各分量表進行分析，發現「情緒揭露困難」（β = .36, p < .01）與「情緒表達衝突」（β = .29, p < .01）對憂鬱具有正向預測力，因此中年人的 情緒揭露困難與情緒表達衝突程度越高，憂鬱指數也會越高。
在 Model 3 中，加入調節變項「中庸思維」進入迴歸方程式的第三區塊。結果顯示「中庸 思維」對憂鬱的預測力達顯著水準（F=23.74, p < .01），整體解釋量為 17.3%，預測效果方 面「中庸思維」對憂鬱具有負向預測力（β = -.29, p < .01），因此中年人的中庸思維程度 越高，憂鬱指數相對而言會越低。
在 Model 4 中，針對調節效果將交互作用項「情緒揭露困難 x 中庸思維」、「情緒抑制 x 中 庸思維」、「情緒表達衝突 x 中庸思維」進入迴歸方程式的第四區塊。從表 4-3-1 可知所有自 變項對憂鬱的聯合預測力達顯著水準（F=13.74, p < .01），不過所有交乘項對憂鬱的影響皆 未達顯著水準（p >.05），表示中庸思維對於情緒表達衝突與憂鬱之關係不具有調節效果，研 究假設三未獲得支持。
二、中庸思維對情緒表達衝突與焦慮關係之調節效果
表 4-3-2 中庸思維對情緒表達衝突與焦慮關係之迴歸分析摘要表（N=429）
依變項 自變項
焦慮
Model1 Model2 Model3 Model4
控制變項
性別 -.001 -.015 -.013 -.011 自變項
情緒揭露困難 .34*** .28*** .31***
情緒抑制 .01 .107 .102
情緒表達衝突 .33*** .35*** .37***
調節變項
中庸思維 -.20*** -.20***
交互作用項
情緒揭露困難 x 中庸思維 -.077
情緒抑制 x 中庸思維 -.008
情緒表達衝突 x 中庸思維 -.10
迴歸分析結果
F 值 .029 18.89*** 18.93*** 13.13***
R2 .00 .118 .152 .157
Adjuested-R2 -.002 .111 .144 .145
R2 .00 .118 .034 .006
註：* p < .05 ** p < .01 *** p < .01
整體而言，控制性別之後，情緒揭露困難、情緒表達衝突、中庸思維對於焦慮有顯著的 預測力，研究假設二獲得部分支持，然而情緒表達衝突與中庸思維的交乘項對於焦慮之影響，
均未達顯著水準，研究假設三未獲得支持，玆敘述如下：
在 Model 1 中，「性別」背景變項進入迴歸方程式的第一區塊。結果顯示背景變項對焦慮 的預測效果不顯著，解釋量趨近 0，代表背景變項對焦慮不具預測力。
在 Model 2 中，加入自變項「情緒揭露困難」、「情緒抑制」、「情緒表達衝突」進入迴歸 方程式的第二區塊。結果顯示所有自變項對焦慮的聯合預測力達顯著水準（F=18.89, p < .01）， 整體解釋量為 11.1%。研究者進一步對各分量表進行分析，發現「情緒揭露困難」（β = .34, p < .01）與「情緒表達衝突」（β = .33, p < .01）對焦慮具有正向預測力，因此中年人的 情緒揭露困難與情緒表達衝突程度越高，焦慮指數也會越高。
在 Model 3 中，加入調節變項「中庸思維」進入迴歸方程式的第三區塊。結果顯示「中庸 思維」對焦慮的預測力達顯著水準（F=18.93, p < .01），整體解釋量為 14.4%，預測效果方 面「中庸思維」對焦慮具有負向預測力（β = -.20, p < .01），因此中年人的中庸思維程度 越高，焦慮指數相對而言會越低。
在 Model 4 中，針對調節效果將交互作用項「情緒揭露困難 x 中庸思維」、「情緒抑制 x 中 庸思維」、「情緒表達衝突 x 中庸思維」進入迴歸方程式的第四區塊。從表 4-3-1 可知所有自 變項對焦慮的聯合預測力達顯著水準（F=13.13, p < .01），不過所有交乘項對焦慮的影響皆 未達顯著水準（p >.05），表示中庸思維對於情緒表達衝突與焦慮之關係不具有調節效果，研 究假設三未獲得支持。
三、中庸思維對情緒表達衝突與壓力關係之調節效果
表 4-3-3 中庸思維對情緒表達衝突與壓力關係之迴歸分析摘要表（N=429）
依變項 自變項
壓力
Model1 Model2 Model3 Model4
控制變項
性別 -.025 -.041 -.038 -.034 自變項
情緒揭露困難 .38*** .31*** .34***
情緒抑制 -.02 .097 .085
情緒表達衝突 .35*** .37*** .39***
調節變項
中庸思維 -.25*** -.24***
交互作用項
情緒揭露困難 x 中庸思維 -.080
情緒抑制 x 中庸思維 .026
情緒表達衝突 x 中庸思維 .191
迴歸分析結果
F 值 .269 22.90*** 25.21*** 14.85***
R2 .001 .139 .192 .197
Adjuested-R2 -.002 .133 .184 .186
R2 .001 .139 .053 .005
註：* p < .05 ** p < .01 *** p < .01
整體而言，控制性別之後，情緒揭露困難、情緒表達衝突、中庸思維對於壓力有顯著的 預測力，然而情緒表達衝突與中庸思維的交乘項對於壓力之影響，均未達顯著水準，研究假 設三未獲得支持，玆敘述如下：
在 Model 1 中，「性別」背景變項進入迴歸方程式的第一區塊。結果顯示背景變項對壓力 的預測效果不顯著，解釋量趨近 0，代表背景變項對壓力不具預測力。
在 Model 2 中，加入自變項「情緒揭露困難」、「情緒抑制」、「情緒表達衝突」進入迴歸
方程式的第二區塊。結果顯示所有自變項對壓力的聯合預測力達顯著水準（F=22.90, p < .01）， 整體解釋量為 13.3%。研究者進一步對各分量表進行分析，發現「情緒揭露困難」（β = .38, p < .01）與「情緒表達衝突」（β = .35, p < .01）對壓力具有正向預測力，因此中年人的 情緒揭露困難與情緒表達衝突程度越高，壓力指數也會越高。
在 Model 3 中，加入調節變項「中庸思維」進入迴歸方程式的第三區塊。結果顯示「中庸 思維」對壓力的預測力達顯著水準（F=25.21, p < .01），整體解釋量為 18.4%，預測效果方 面「中庸思維」對壓力具有負向預測力（β = -.25, p < .01），因此中年人的中庸思維程度 越高，壓力指數相對而言會越低。
在 Model 4 中，針對調節效果將交互作用項「情緒揭露困難 x 中庸思維」、「情緒抑制 x 中 庸思維」、「情緒表達衝突 x 中庸思維」進入迴歸方程式的第四區塊。從表 4-3-1 可知所有自 變項對壓力的聯合預測力達顯著水準（F=14.85, p < .01），不過所有交乘項對憂鬱的影響皆 未達顯著水準（p >.05），表示中庸思維對於情緒表達衝突與壓力之關係不具有調節效果，研 究假設三未獲得支持。
四、中庸思維對情緒表達衝突與心理困擾關係之調節效果
表 4-3-4 中庸思維對情緒表達衝突與心理困擾關係之迴歸分析摘要表（N=429）
依變項 自變項
心理困擾
Model1 Model2 Model3 Model4
控制變項
性別 -.014 -.03 -.027 -.023 自變項
情緒揭露困難 .39*** .31*** .35***
情緒抑制 -.022 .104 .092
情緒表達衝突 .36*** .38*** .399***
調節變項
中庸思維 -.27*** -.26***
交互作用項
情緒揭露困難 x 中庸思維 -.218
情緒抑制 x 中庸思維 -.062
情緒表達衝突 x 中庸思維 .168
迴歸分析結果
F 值 .073 24.02*** 27.71*** 19.04***
R2 .00 .145 .207 .213
Adjuested-R2 -.002 .139 .2 .202
R2 .00 .145 .062 .006
註：* p < .05 ** p < .01 *** p < .01
整體而言，控制性別之後，情緒揭露困難、情緒表達衝突、中庸思維對於心理困擾有顯 著的預測力，然而情緒表達衝突與中庸思維的交乘項對於心理困擾之影響，均未達顯著水準，
研究假設三未獲得支持，玆敘述如下：
在 Model 1 中，「性別」背景變項進入迴歸方程式的第一區塊。結果顯示背景變項對心 理困擾的預測效果不顯著，解釋量趨近 0，代表背景變項對心理困擾不具預測力。
在 Model 2 中，加入自變項「情緒揭露困難」、「情緒抑制」、「情緒表達衝突」進入迴歸 方程式的第二區塊。結果顯示所有自變項對心理困擾的聯合預測力達顯著水準（F=24.02, p
< .01），整體解釋量為 13.9%。研究者進一步對各分量表進行分析，發現「情緒揭露困難」（β
= .39, p < .01）與「情緒表達衝突」（β = .36, p < .01）對壓力具有正向預測力，因此 中年人的情緒揭露困難與情緒表達衝突程度越高，心理困擾指數也會越高。
在 Model 3 中，加入調節變項「中庸思維」進入迴歸方程式的第三區塊。結果顯示「中庸 思維」對心理困擾的預測力達顯著水準（F=27.71, p < .01），整體解釋量為 20%，預測效果 方面「中庸思維」對壓力具有負向預測力（β = -.27, p < .01），因此中年人的中庸思維程 度越高，心理困擾相對而言會越低。
在 Model 4 中，針對調節效果將交互作用項「情緒揭露困難 x 中庸思維」、「情緒抑制 x 中 庸思維」、「情緒表達衝突 x 中庸思維」進入迴歸方程式的第四區塊。從表 4-3-1 可知所有自 變項對心理困擾的聯合預測力達顯著水準（F=19.04, p < .01），不過所有交乘項對心理困擾 的影響皆未達顯著水準（p >.05），表示中庸思維對於情緒表達衝突與心理困擾之關係不具有 調節效果，研究假設三未獲得支持。