第四章 研究結果與討論
第三節 壓力感受在自我分化與身心健康之調節作用分析
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第三節 壓力感受在自我分化與身心健康之調節作用 分析
本節分為三個部分，首先是以全部樣本進行階層迴歸分析，用以 探討壓力感受是否在自我分化與身心健康間具有調節作用；再者則是 從自我分化之理論基礎發現，在低壓力狀況下，自我分化與身心健康 的關連程度會下降，可能會造成壓力感受在自我分化及身心健康的關 係間不具有調節作用，所以刪除壓力感受分數較低的後 50％之樣本 數後，再進行階層迴歸分析，用以探討在高壓力感受的群體中是否具 有調節作用；最後則是進行事後比較，瞭解在不同程度自我分化與不 同程度壓力感受的狀況下，其身心健康之差異比較。
壹、壓力感受在自我分化與身心健康之調節作用--全部樣 本
Baron 與 Kenny (1986)提出調節模式的成立條件為自變項（自我 分化）與調節變項（壓力感受）的交互作用能顯著預測依變項（身心 健康），因為本研究之所有變項皆為連續變數，應採用階層迴歸分析 而非雙因子變異數分析驗證自我分化與壓力感受的交互作用是否達 顯著(Aiken & West, 1991)，此外，為避免自變項與調節變項的共線 性威脅，需進行平均數中心化（mean centering），即是將解釋變項 的數據減去該變項的平均數，再進行階層迴歸分析（邱皓政，2010）。
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準化迴歸係數為-.259（p
<.001）、壓力感受的標準化迴歸係數為.512‧ 國
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（
p
<.001），均達顯著水準。雖然在階層二之多元線性迴歸整體考驗 的 F 值為 172.483（p
<.001），達顯著水準，表示「自我分化」、「壓 力感受」、「自我分化＊壓力感受」三個預測變項中至少有一個以上的 迴歸係數達顯著，其中「自我分化」的標準化迴歸係數為-.263（
p
<.001）、「壓力感受」的標準化迴歸係數為.509（p
<.001），均達 顯著水準，但在「自我分化＊壓力感受」的標準化迴歸係數為-.034（
p>
.05）未達顯著，代表以全體樣本言，壓力感受對於自我分化與身心健康的關係並無調節作用，未符合研究假設三。
貳、壓力感受在自我分化與身心健康之調節作用--刪除壓 力較低之 50％樣本數
雖然以整體樣本進行的調節作用考驗未達顯著，但從大學生的壓 力感受來看，不論是題平均數 2.13 分或是平均總分 100.52 分皆未超 過最高分的一半，可見大學生在日常生活中的壓力感受較低，而 Bowen(1978)認為自我分化雖然會影響個體的身心健康，但在低壓力 的狀態下，理智系統仍能正常運作，縱使自我分化較低，也不足以出 現身心症狀，即代表低壓力感受的個體，其自我分化與身心健康的關 係程度較不明顯，造成壓力感受不具有調節效果，因此本研究認為可 能需先排除低壓力感受樣本造成的影響，再探討壓力在自我分化與健 康間是否具有調節作用，因此刪除壓力感受較低之後 50％樣本數後，
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以 295 位樣本再次進行階層迴歸分析，探討壓力感受是否為自我分化 與身心健康的調節變項。此 295 位樣本在各變項的得分狀況如表 4-7。
從表 4-7 可以發現，與全部樣本相比，其壓力感受之平均數由 100.52 提高至 138.32，表示 295 位樣本有較高壓力感受；標準差由 45.5 下降至 25.75，表示 295 位樣本在壓力感受中有較小的離散程度。
其階層迴歸統計分析結果如表 4-8：
表 4-7全部樣本與刪除壓力較低之 50％樣本在各變項的得分狀況 全部樣本與刪除壓力較低之 50％樣本在各變項的得分狀況
壓力感受 自我分化 身心健康
平均數 標準差 平均數 標準差 平均數 標準差 刪除壓力較低
之 50％樣本 138.32 25.75 78.54 19.89 93.64 13.59 全部樣本 100.52 45.50 66.35 22.36 101.25 16.23
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準化迴歸係數為.304（p
<.001）、自我分化的標準化迴歸係數為-.272（p=.000），均達顯著水準。在階層二之多元線性迴歸整體考驗的 F 值為 28.372（
p
<.001），達顯著，表示「自我分化」、「壓力感受」、「自 我分化＊壓力感受」三個預測變項中至少有一個以上的迴歸係數達顯‧ 國
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著，其中「壓力感受」的標準化迴歸係數為.286（
p
<.001）達顯著水 準，「自我分化」的標準化迴歸係數為-.278（p
<.001）達顯著水準。且在「自我分化＊壓力感受」的標準化迴歸係數為-.105（
p
<.05）達 顯著，代表壓力感受在自我分化與身心健康的關係產生調節作用。參、壓力感受與自我分化的事後比較
因為以壓力感受較高之樣本進行分析，其交互作用達顯著，為進 一步瞭解壓力感受的調節情形，因此以此樣本共 295 人進行事後比較。
因本研究的預測變項與調節變項皆為連續變項，依據 Aiken 與 West (1991)提出的方式，將調節變項（壓力感受）分為三個條件值
（conditional value）：正一個標準差、平均數、負一個標準差，計 算不同條件值的狀況下，預測變項（自我分化）對校標變項（身心健 康）的迴歸方程式，並據此繪製交互作用圖，並以 T 考驗驗證 CVZ1 組與 CVZ3 組的斜率差異是否達顯著，如公式 4.1：
(公式 4.1) 本研究以 Preacher、Curran 與 Bauer (2010)所撰寫的網頁計算 軟體，以調節效果的迴歸公式 4.2（Y 為校標變項、X 為預測變項、Z 為調節變項），分別鍵入尚未平均數中心化之下述資料：1.b0、b1、b2、 b3之迴歸係數與 b0、b1、b2、b3之標準誤的平方，其數值如
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表 4-9；2.調節變項的條件值（CVZ1：平均數+正一個標準差、CVZ2： 平均數、CVZ3：平均數+負一個標準差），其數值如表 4-10；3.b2與 b0 的迴歸係數共變量、b3與 b1的迴歸係數共變量，其數值如表 4-11；
4.自由度為 291，如表 4-12。
(公式 4.2) 其交互作用的結果如圖 4-1，三條迴歸方程式分別為：
CVZ1：Y=136.7876-0.5325X CVZ2：Y= 116.1052-0.3779X CVZ3：Y=95.427-0.2234X
以公式 4.1 進行斜率差異 T 考驗，其中 S33為 b1（預測變項）與 b3（預測變項與調節變項的交互作用）的變異數為 0.000009，b3為預 測變項與調節變項交互作用之迴歸係數為-0.006，計算之後的 t 值為 -2（p=.46），達顯著差異，代表 CVZ1 與CVZ3的斜率的確有顯著不同。因 此，從圖 4-1 可以發現 1.在較高壓力感受的狀況下，不同自我分化 之身心健康差距會擴大。2.在較低壓力感受的狀況下，不同自我分化 之身心健康差距則會縮小。
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表 4-9迴歸係數與標準誤的平方 迴歸係數與標準誤的平方
b0 b1 b2 b3
迴歸係數 5.032 0.452 0.803 -0.006 標準誤的平方 1649.1721 0.082369 0.187489 0.000009
表 4-10條件值 條件值
CVZ1 CVZ2 CVZ3
條件值 164.0792 138.3228 112.5716
表 4-11迴歸係數共變量 迴歸係數共變量
b2與 b0 b3與 b1
迴歸係數共變量 -11.455 -.001
表 4-12自由度 自由度
公式 結果
自由度 N-K-1 295-3-1=291
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圖 4-1 壓力感受與自我分化的交互作用圖
肆、不同壓力感受下自我分化與身心健康的關係
由於在高壓力與低壓力狀況下，自我分化與身心健康之關係有差 異，為進一步瞭解在不同壓力感受程度中，自我分化與身心健康關係 的差別為何，因此仍採用前述壓力感受較高之 50％樣本之壓力感受 平均得分為分組依據，區分為高壓力組與低壓力組，其自我分化與身 心健康的直線迴歸分析如表 4-13。
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低壓力組，「受他人影響」對身心健康具有較高的解釋力；「理智為主」
在高壓力組與低壓力組之 F 值分別為 3.196 與 0.088 皆未達顯著，代 表「理智為主」無法顯著預測身心健康；「自我分化總分」在高壓力 組與低壓力組之 F 值分別為 28.845 與 6.588 皆達顯著，代表自我分 化總分能顯著預測身心健康，而且高壓力組的 R2為.165，低壓力組的 R2為.043，表示在高壓力組下相較於低壓力組，自我分化總分對身心 健康具有較高的解釋力。綜上所述，「我位置」、「理智為主」這兩個 與自我分化中理智系統有關的變項，不論是在高壓力組或是低壓力組 無法顯著預測身心健康。而「情緒為主」、「受他人影響」這兩個與自 我分化中情緒系統有關的變項，不論是在高壓力組或是低壓力組皆能 顯著預測身心健康，而且高壓力組的解釋力都高於低壓力組，顯示在 不同壓力程度中，自我分化與身心健康的關係並不相同。
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l C h engchi U ni ve rs it y 第五章 結論、討論與建議
本研究以台灣北區公、私立大學生為研究對象，共獲得有效問卷 584 份，主要在探討大學生自我分化、壓力感受與身心健康的關係。
本章依照前述之資料分析結果做進一步的討論說明，並提出具體的結 論與建議，作為後續諮商輔導與自我分化相關研究之參考。第一節為 針對研究問題所整理之結論，第二節則為建議與檢討。
第一節 研究結論與討論
本章依據第四章的研究結果進行討論，茲將本研究的主要發現分 述如下：
壹、大學生自我分化量表是一具有信效度，可測量個人觀自 我分化程度之工具
本研究自編的『大學生自我分化量表』主要是從個人觀點測量自 我分化程度，也就是個體能區分情緒與理智的程度，結果確認量表分 為四個因素：「我位置」、「情緒主導」、「受他人影響」、「理智 為主」，共 27 題。
一、大學生自我分化量表具有不錯的信、效度
大學生自我分化量表各分量表的
Cronbach＇s α
值介於.811～.834 之間，總信度為.881，累積解釋變異量為 52.567％，顯示具 有不錯的信、效度。
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比較國內曾使用過之個人觀的自我分化量表，徐君楓（2004）翻 譯自行為情緒自主量表（BERI）其分量表信度皆高於.87，總信度為.97
（父親）與.93（母親），累積解釋變異量為 67.096％（父親）與 52.199
％（母親）；修慧蘭（2009）翻譯自 Chabot 情緒分化量表（CED）總 信度為.75，累積解釋變異量為 49.253％。雖然行為情緒自主量表
（BERI）具有不錯的信、效度，但在測量內容上偏向自我分化不良的 反應行為，但卻忽略了自我分化良好的測量向度，無法完全符合 Bowen(1978)所提出的自我分化概念（徐君楓，2004），再者，Licht 與 Chabot(2006)認為該測驗雖然是設計用來測量自我分化個人觀點 中的情緒反應，但題目卻是要受試者回答與父母的互動，可能比較偏 向系統觀點的測量。而本研究的『大學生自我分化量表』的四個因素，
其題目是關注個人的功能而非與他人的互動，與系統觀點之自我分化 量表有所區隔，因此本量表應可作為未來測量個人觀自我分化程度之 工具。
二、大學生自我分化量表符合 Bowen 理論之概念
從「大學生自我分化量表』的各因素來看，「我位置」與「理智 為主」的相關為.679，顯著高於其他因素；「受他人影響」、「情緒為 主」的相關為.655，顯著高於其他因素。而從題目內容來看，主要測 量個體自身的想法與感受，與系統觀點強調個體在系統中與他人的互
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動時傾向一體化或個體化情形，並不相同。
Bowen (1978)提出個體具有情緒系統與理智系統兩者同時運作，
在高壓力的狀況下，容易引發低自我分化個體的長期焦慮，促使情緒
在高壓力的狀況下，容易引發低自我分化個體的長期焦慮，促使情緒