共依附特質、情緒調節、人際效能與正負向情感性之相關

一部份以皮爾森積差相關分析，探討各變項之間的相關情形及方向性；第二部份 則以逐步迴歸分析各研究變項對正負向情感性的預測情形。

一、大學生的「共依附特質」、「情緒調節」、「人際效能」與「正負向情感性」之 相關

為了解本研究各變項的相關程度與方向性，將「共依附特質」、「情緒調節」、

「人際效能」與「正負向情感性」等變項，進行皮爾森積差相關分析。以下將各 變項之相關情形根據表4-2-1 說明如下：

（一）大學生的「共依附特質」（含以他人為焦點、認同照顧者角色、無法公開 表達情感、透過關係獲得意義感）與「正負向情感性」（含正向情感性、負向情 感性）有顯著相關

共依附特質與正向情感性未達顯著相關，與負向情感性呈高度正相關（r=.56, p<.01），顯示大學生的共依附特質傾向越高時，其負向情感性會越高，而與正向 情感性未有顯著關係。

此外，共依附特質各分量表與正負向情感性的相關性顯示，「以他人為焦點」

與正向情感性未達顯著相關，與負向情感性呈顯著正相關（r=.45, p<.01）；「認同 照顧者角色」與正向情感性呈顯著正相關（r=.15, p<.01），與負向情感性呈顯著 正相關（r=.27, p<.01）；「透過關係獲得意義感」與正向情感性呈顯著負相關（r=-.09, p<.01），與負向情感性呈顯著正相關（r=.52, p<.01）；「無法表達情感」與正向情 未達顯著相關，與負向情感性呈顯著正相關（r=.36, p<.01），故本研究假設1-1 得 到部分支持。由以上結果可知，「透過關係獲得意義感」越高，正向情感性越低且 負向情感性越高；「以他人為焦點」和「無法表達情感」越高，只有負向情感性會 越高；「認同照顧者角色」越高，則正向情感性和負向情感性皆高。

（二）大學生的「共依附特質」（含以他人為焦點、認同照顧者角色、無法公開 表達情感、透過關係獲得意義感）與「情緒調節」（含情緒覺察、情緒表達、調 整策略、情緒反省、情緒效能）有顯著相關

大學生的共依附特質與情緒調節呈顯著負相關（r=-.34, p<.01），顯示大學生 的共依附特質傾向越高時，其情緒調節能力也越低。

其中，共依附特質各分量表與情緒調節各分量表的相關性顯示，「以他人為焦 點」與情緒覺察未達顯著相關，與情緒表達呈顯著負相關（r=-.37, p<.01），與調 整策略呈顯著負相關（r=-.25, p<.01），與情緒反省呈顯著負相關（r=-.16, p<.01），

與情緒效能呈顯著負相關（r=-.25, p<.01）；「認同照顧者角色」僅與情緒表達呈顯 著負相關（r=-.14, p<.01）；「透過關係獲得意義感」與情緒覺察未達顯著相關，與 情緒表達呈顯著負相關（r=-.41, p<.01），與調整策略呈顯著負相關（r=-.24, p<.01），與情緒反省呈顯著負相關（r=-.21, p<.01），與情緒效能呈顯著負相關

（r=-.30, p<.01）；「無法表達情感」與情緒覺察未達顯著相關，與情緒表達呈顯著 負相關（r=-.48, p<.01），與調整策略呈顯著負相關（r=-.16, p<.01），與情緒反省 呈顯著負相關（r=-.18, p<.01），與情緒效能呈顯著負相關（r=-.20, p<.01），故本 研究假設1-2 得到部分支持。

（三）大學生的「共依附特質」（含以他人為焦點、認同照顧者角色、無法公開 表達情感、透過關係獲得意義感）與「人際效能」（含社交效能預期、社交結果 預期）有顯著相關

大學生的共依附特質與人際效能呈顯著負相關（r=-.14, p<.01），顯示大學生 的共依附特質傾向越高時，其人際效能感也越低。

其中，共依附特質各分量表與人際效能各分量表的相關性顯示，「以他人為焦 點」與社交效能預期呈顯著負相關（r=-.24, p<.01），與社交結果預期呈顯著負相 關（r=-.06, p<.01）；「認同照顧者角色」與社交效能預期、社交結果預期皆未達顯

著相關；「透過關係獲得意義感」僅與社交效能預期呈顯著負相關（r=-.21, p<.01）， 與社交結果預期未達顯著相關；「無法表達情感」僅與社交效能預期呈顯著負相關

（r=-.20, p<.01），與社交結果預期未達顯著相關。故本研究假設 1-3 得到部分支 持。

（四）大學生的「情緒調節」（含情緒覺察、情緒表達、調整策略、情緒反省、

情緒效能）與「正負向情感性」（含正向情感性、負向情感性）有顯著相關 大學生的情緒調節能力，與正向情感性和負向情感性之間的相關皆達.01 的顯 著水準。其中，情緒調節與正向情感性呈度中度正相關（r=.53, p<.01），與負向 情感性呈中度負相關（r=-.44, p<.01），顯示大學生的情緒調節程度越高時，其正 向情感性會越高，而負向情感性則越低。

此外，情緒調節各分量表與正負向情感性的相關性顯示，「情緒覺察」與正向 情感性呈顯著正相關（r=.30, p<.01），與負向情感性呈顯著負相關（r=-.11, p<.01）；

「情緒表達」與正向情感性呈顯著正相關（r=.27, p<.01），與負向情感性呈顯著 負相關（r=-.45）；「調整策略」與正向情感性呈顯著正相關（r=.44, p<.01），與負 向情感性呈顯著負相關（r=-.35, p<.01）；「情緒反省」與正向情感性呈顯著正相關

（r=.48, p<.01），與負向情感性呈顯著負相關（r=-.30, p<.01）。「情緒效能」與正 向情感性呈顯著正相關（r=.49, p<.01），與負向情感性呈顯著負相關（r=-.40, p<.01），故本研究假設 1-4 得到支持。

（五）大學生的「人際效能」（含社交效能預期、社交結果預期）與「正負向情 感性」（含正向情感性、負向情感性）有顯著相關

大學生的人際效能感，與正向情感性和負向情感性之間的相關皆達.01 的顯著 水準。其中，人際效能與正向情感性呈度中度正相關（r=.47, p<.01），與負向情 感性呈顯著負相關（r=-.31, p<.01），顯示大學生的人際效能程度越高時，其正向

情感性會越高，而負向情感性則越低。

此外，人際效能各分量表與正負向情感性的相關性顯示，「社交效能預期」與 正向情感性呈顯著正相關（r=.45, p<.01），與負向情感性呈顯著負相關（r=-.34, p<.01）；「社交結果預期」與正向情感性呈顯著正相關（r=.37, p<.01），與負向情 感性呈顯著負相關（r=-.20, p<.01），故本研究假設 1-5 得到支持。

（六）大學生的「情緒調節」（含情緒覺察、情緒表達、調整策略、情緒反省、

情緒效能）與「人際效能」（含社交效能預期、社交結果預期）有顯著相關 大學生的情緒調節能力與人際效能感呈中度正相關（r=.56, p<.01），顯示大 學生的情緒調節能力越高時，其人際效能感也越高。

此外，情緒調節各分量表與人際效能各分量表的相關性顯示，「情緒覺察」與 社交效能預期呈顯著正相關（r=.32, p<.01），與社交結果預期呈顯著正相關（r=.28, p<.01）；「情緒表達」與社交效能預期呈顯著正相關（r=.40, p<.01），與社交結果 預期呈顯著正相關（r=.20, p<.01）；「調整策略」與社交效能預期呈顯著正相關

（r=.48, p<.01），與社交結果預期呈顯著正相關（r=.37, p<.01）；「情緒反省」與 社交效能預期呈顯著正相關（r=.41, p<.01），與社交結果預期呈顯著正相關（r=.31, p<.01）。「情緒效能」與社交效能預期呈顯著正相關（r=.50, p<.01），與社交結果 預期呈顯著正相關（r=.35, p<.01），故本研究假設 1-6 得到支持。

小結：歸納各研究變項之間的相關後發現，共依附特質與負向情感性呈中度正相 關，與正向情感性卻未有顯著相關；情緒調節與正向情感性呈中度正相關，與負 向情感性呈顯著負相關；人際效能正向情感性呈顯著正相關，與負向情感性呈顯 著負相關；共依附特質與情緒調節呈顯著負相關，且各分量表皆與情緒表達的相 關最高；共依附特質與人際效能呈顯著負相關，且各分量表皆與社交效能預期的 相關最高；情緒調節能力與人際效能感呈中度正相關，且各分量表皆與社交效能

預期的相關最高。

表 4-2-1 大學生的「共依附特質」、「情緒調節」、「人際效能」與「正負向情感性」

之相關矩陣

*p<.05；**p<.01

二、大學生的「共依附特質」、「情緒調節」、「人際效能」對「正負向情感性」之 預測分析

為了解大學生之「共依附特質」、「情緒調節」和「人際效能」對其「正負向 情感性」的預測情形，乃以階層迴歸分析進行檢驗，首先考量人口背景變項，探 討大學生在「共依附特質」、「情緒調節」和「人際效能」各個變項的聯合預測力；

再分析大學生在「共依附特質」、「情緒調節」和「人際效能」的各分量表中，對

「正負向情感性」的預測力。

（一）大學生的「共依附特質」、「情緒調節」、「人際效能」對「正負向情感性」

co co1 co2 co3 co4 er er1 er2 er3 er4 er5 se se1 se2 pa na co共依附總分 1 .73^** .67^** .81^** .69^** -.34^** -.04 -.48^** -.25^** -.19^** -.26^** -.14^** -.21^** -.02 -.03 .56^**

co1以他人為焦點 1 .33^** .48^** .35^** -.31^** -.07 -.37^** -.25^** -.16^** -.25^** -.18^** -.24^** -.06 -.06 .45^**

co2認同照顧者角色 1 .36^** .31^** -.02 .07 -.14^** -.07 .01 .02 .05 .03 .05 .15^** .27^**

co3透過關係獲得意義感 1 .42^** -.33^** -.07 -.41^** -.24^** -.21^** -.30^** -.13^** -.21^** -.01 -.09^* .52^**

co4無法表達情感 1 -.29^** -.01 -.48^** -.16^** -.18^** -.20^** -.14^** -.20^** -.04 -.07 .36^**

er情緒調節總分 1 .56^** .61^** .82^** .82^** .87^** .56^** .57^** .41^**.53^**-.44^**

er1情緒覺察 1 .19^** .31^** .44^** .36^** .34^** .32^** .28^**.30^**-.11^**

er2情緒表達 1 .35^** .36^** .38^** .34^** .40^** .20^**.27^**-.45^**

er3調整策略 1 .60^** .70^** .49^** .48^** .37^**.44^**-.35^**

er4情緒反省 1 .73^** .41^** .41^** .31^**.48^**-.30^**

er5情緒效能 1 .49^** .50^** .35^**.49^**-.40^**

se人際效能總分 1 .90^** .86^**.47^**-.31^**

se1社交效能預期 1 .57^**.45^**-.34^**

se2社交結果預期 1 .37^**-.20^**

pa正向情感性總分 1 -.01

na負向情感性總分 1

由於本研究的正負向情感性為各自獨立的情感指標，遂分成兩個效標變項說 明如下：

1.各研究變項對「正向情感性」的聯合預測情形

為了解大學生的「共依附特質」、「情緒調節」、「人際效能」對其「正向情感 性」的預測情形，乃以階層迴歸進行檢驗分析。首先，在第一層放入背景變項（包 括：性別、年級、感情狀況、家中居住地、家中排行、父母婚姻狀況、父母親教 育程度、父母親職業），採強迫進入的方式，控制背景變項的影響力，第二層放入

「共依附特質」，第三層放入「情緒調節」，第四層放入「人際效能」，採強迫進入 的方式，依變項則放入「正向情感性」。

由 表4-2-2 得 知 ， 模 式 一 的 背 景 變 項 共 可 解 釋 正 向 情 感 性 2.9% 的 變 異 量

（F=1.638, p>.01），其中十個背景變項中，僅「性別」達顯著預測力（β=.142, p<.01）。

模式二加入「共依附特質」，模式二共可解釋正向情感性3.2%的變異量（F=1.823, p>.01），排除掉背景變項之後，單獨「共依附特質」變項對正向情感性增加了0.2%

的解釋變異量，且「共依附特質」未具有顯著預測力（β=-.047, p>.01）。模式三加 入「情緒調節」，模式三共可解釋正向情感性32.3%的變異量（F=21.371, p<.01），

排除掉背景變項、共依附特質之後，單獨「情緒調節」變項對正向情感性增加了29.1%

的解釋變異量，且「情緒調節」具有顯著預測力（β=.582, p<.01）。模式四加入「人

的解釋變異量，且「情緒調節」具有顯著預測力（β=.582, p<.01）。模式四加入「人