情緒調節對大學生的依附關係與憂鬱之關係的中介效果

本節將探討情緒調節對大學生的依附關係與憂鬱之關係是否具有中介 效果。根據Baron 與 Kenny（1986）所提的中介效果分析方式，透過多元 迴歸模式驗證中介效果時，需符合以下四項條件：1.以預測變項對效標變 項進行預測時，預測變項具有顯著的預測效果（條件一）；2.以預測變項對 中介變項進行預測時，預測變項具有顯著的預測效果（條件二）；3.同時以 預測變項與中介變項對效標變項進行預測時，中介效果的預測效果仍然存 在（條件三），而預測變項對效標變項的預測效果應小於條件一中預測變

項對效標變項的預測效果（條件四）。若在條件四中的預測變項對效標變 項之預測效果完全消失，稱為「完全中介」；然而預測變項對效標變項的 預測效果仍然存在，則稱為「部分中介」。

以下由兩個部分來驗證情緒調節對大學生的依附關係與憂鬱之關係是 否具有中介效果，第一部分為「重新評估」對大學生的依附關係與憂鬱之 關係的中介效果；第二部分為「壓抑」對大學生的依附關係與憂鬱之關係 的中介效果。

壹、重新評估對大學生的依附關係與憂鬱之關係的中介效果

由表4-17 可知，「母親依附」（β=-.13，t =-3.64，p<.001）、「父親依附」

（β=-.16，t =-4.81，p<.001）與「同儕依附」（β=-.30，t =-9.21，p<.001）

對「憂鬱」的預測皆達顯著，因此符合條件一。接著進行大學生的依附關 係對「重新評估」之預測分析的檢驗，結果見表4-21、表 4-22。

由表 4-22 可知，「母親依附」（β=.10，t =2.85，p<.01）、「父親依附」

（β=.12，t =3.38，p<.01）與「同儕依附」（β=.24，t =6.93，p<.001）對情 緒調節中的「重新評估」之預測亦皆達顯著，因此符合條件二。

表4-21 大學生的依附關係對「重新評估」之階層迴歸分析摘要

模式 變異來源 SS df MS F

迴歸 40.61 2 20.31 2.81 殘差 6605.14 913 7.24

模式一

總和 6645.75 915

迴歸 820.10 5 164.02 25.62***

殘差 5825.65 910 6.40 模式二

總和 6645.75 915

***p<.001

表4-22 大學生的依附關係對「重新評估」之迴歸係數考驗摘要

表4-24 大學生的依附關係與重新評估對「憂鬱」之迴歸係數考驗摘要

由表4-24 可知，「重新評估」（β=-.19，t =-5.97，p<.001）對「憂鬱」

的預測達顯著，因此符合條件三。

最後由表4-24 亦可知，依附關係的母親依附、父親依附與同儕依附，

在「重新評估」置入後，對憂鬱的預測力仍舊達顯著。而「母親依附」的 迴歸係數 β 值由-.13 降低為-.11；「父親依附」的迴歸係數 β 值由-.16 降低 為-.14；「同儕依附」的迴歸係數β 值則是由-.30 降低為-.26。Baron 與 Kenny

（1986）提到，Sobel 在 1982 年提供一種檢驗預測變項與效標變項間，透 過中介變項時的間接效果之顯著考驗方式，因此本研究接著再以 Sobel 檢 定來檢驗間接效果是否達顯著，結果顯示以「母親依附」為預測變項與以

「重新評估」為中介變項時，其間接效果的 Sobel 值為-2.61（p<.01）；而 以「父親依附」為預測變項與以「重新評估」為中介變項時，其間接效果 的 Sobel 值為-2.83（p<.01）；而以「同儕依附」為預測變項與以「重新評 估」為中介變項時，其間接效果的Sobel 值為-4.53（p<.001），因此符合條 件四。然而因為依附關係對憂鬱的預測效果仍然存在，由此可知，「重新

評估」對大學生的依附關係與憂鬱之關係的中介效果為「部分中介」。因 此假設6-1：「重新評估對大學生的依附關係與憂鬱之關係有中介效果」獲 得支持。

由上述的研究結果可知，「重新評估」對大學生的依附關係與憂鬱之關 係有部分中介效果，表示依附關係能夠直接或間接影響憂鬱。意即大學生 與母親、父親及同儕等不同依附對象的依附關係，可以直接影響憂鬱的狀 況，或是能夠透過情緒調節中的重新評估策略，來影響憂鬱。

貳、壓抑對大學生的依附關係與憂鬱之關係的中介效果

由表4-18 可知，「母親依附」（β=-.13，t =-3.64，p<.001）、「父親依附」

（β=-.16，t =-4.81，p<.001）與「同儕依附」（β=-.30，t =-9.21，p<.001）

對「憂鬱」的預測皆達顯著，因此符合條件一。接著進行大學生的依附關 係對「壓抑」之預測分析的檢驗，結果見表4-25、表 4-26。

而由表4-26 可知，「母親依附」（β=-.05，t =-1.24，p>.05）、「父親依附」

（β=-.05，t =-1.32，p>.05）對情緒調節中的「壓抑」之預測未達顯著；而

「同儕依附」（β=-.22，t =-6.41，p<.001）對情緒調節中的「壓抑」之預測 達到顯著，因此僅「同儕依附」符合條件二。

表4-25 大學生的依附關係對「壓抑」之階層迴歸分析摘要

模式 變異來源 SS df MS F

迴歸 158.32 2 79.16 19.84***

殘差 3643.48 913 3.99 模式一

總和 3801.80 915

迴歸 401.77 5 80.35 21.51***

殘差 3400.03 910 3.74 模式二

總和 3801.80 915

***p<.001

表4-26 大學生的依附關係對「壓抑」之迴歸係數考驗摘要

***p<.001

接著同時以「依附關係」中的「母親依附」、「父親依附」與「同儕依

表4-28 大學生的依附關係與壓抑對「憂鬱」之迴歸係數考驗摘要

由表4-28 可知，「壓抑」（β=.10，t =3.32，p<.001）對「憂鬱」的預測 達顯著，因此符合條件三。

亦即，當大學生與母親、父親及同儕之間的依附關係愈好，且透過使 用「重新評估」策略來調節情緒時，則大學生有愈低的憂鬱傾向；而當大 學生與同儕之間的依附關係愈好，且透過不常使用「壓抑」策略進行情緒 調節時，則大學生有愈低的憂鬱傾向。

針對上述的研究發現，情緒調節對依附關係與憂鬱之關係具有中介效 果，顯示大學生與依附對象的依附關係會影響內在運作模式的自我表徵與 他人表徵，而形成對依附對象產生趨向安全依附或不安全依附的情形。當 大學生與依附對象的依附關係愈趨向安全依附時，即表示大學生能從依附 對象上獲得支持性的人際互動、親密舒適的關係與提昇個人的適應，由此 經驗學習到自己能夠減輕痛苦和移除障礙，也能夠產生非指導性的問題解 決策略，如對情境進行重新評估、解釋與理解產生情緒相關的事件等

（Shaver & Mikulincer, 2007）。因此趨向安全依附的大學生在面臨情緒衝 擊事件，則能夠透過認知改變的方式，經由評估思考所處的情境，改變對 情境的看法來改變情緒，是以問題解決為導向來調節與處理情緒，如「重 新評估」策略進行情緒調節。而大學生的憂鬱傾向，又會受到不同情緒處 理的策略而有不同的影響結果。因此，透過使用「重新評估」策略的大學 生，因為是以認知改變的方式來調節情緒，因此能有效地降低情緒反應帶 來的衝擊，進而降低憂鬱傾向的發生。同時，愈趨向安全依附的大學生則 是較不常以「壓抑」策略調節情緒，因此亦能夠降低憂鬱傾向之發生。