父/母依附品質、信任與情緒表達衝突之關係：

第四章研究結果

第五節父/母依附品質、信任與情緒表達衝突之關係：

信任的中介效果

本節的主要目的在了解大學生對親密伴侶的信任程度在父/母依附品質與情緒表達衝突之間的中介效果，採用階層迴歸分析檢視父/母依附品質、信任和情緒表達衝突之間的中介模式，假設之中介路徑如圖4-1 所示。

圖4-1 父/母依附品質、信任與情緒表達衝突之關係：中介模式檢視路徑圖

根據本章第四節所建立之階層迴歸模式，即以父/母依附品質預測情緒表達衝突（路徑

c），可得知男生的父親依附品質可預測他們的情緒反芻程度，而女

生的母親依附品質可預測她們的情緒反芻與情緒壓抑程度，但根據Baron 和 Kenny（1986）的中介模式檢驗程序，還應先確認信任（中介變項）對情緒表達衝突（依變項）的預測性，以了解預測情緒表達衝突的相關因素，然後再依上述兩項結果選取適合的變項投入後續的中介效果分析。中介模式之成立應包括下列三項條件：條件一，父/母依附品質可顯著預測信任（路徑 a）；條件二，父/母依附品質可顯著預測情緒表達衝突（路徑

c）；條件三，同時以父/母依附品質和信

任預測情緒表達衝突時，信任可以顯著預測情緒表達衝突（路徑

b），且原先父/

母依附品質對情緒表達衝突之預測力降低或變成不顯著（路徑

c’）。若模式符合

父/母依附品質路徑

c

情緒表達衝突

父/母依附品質路徑

a

信任路徑

b

情緒表達衝突路徑

c’

上述三項條件，中介模式方可成立。

一、信任的多元共線性診斷

由本章第三節表4-6 可發現，四種不同的信任面向彼此之間幾乎都達到了高度的相關性，尤其是堅信與情緒信任之間的高度相關在全體樣本（r.72）、男生樣本（r.75）和女生樣本（r.72）中更是明顯，因此在驗證信任對情緒表達衝突的預測性之前，先進行信任的多元共線性檢驗，以避免參數估計的穩定性受到過度影響。結果發現，各信任面向的變異數膨脹因素（variance inflation factor;

VIF）以堅信（1.58）為最高，可依賴性信任（2.72）、情緒信任（3.29）次之，

可預測性信任（2.41）最小；條件指數（Conditional Index; CI）則以情緒信任（28.57）

最高，堅信（25.58）、可依賴性信任（23.37）次之，可預測性信任（17.33）最小。一般而言，VIF 值若大於 5，表示變項間的相關已經非常高，可能產生共線性問題，而CI 值若高於 30，則表示迴歸模式具有中度到高度的共線性（邱皓政，

2010）。

由上述結果可知，堅信與情緒信任的VIF 值雖然並未超過標準，但是也並不低，堅信與情緒信任的CI 值更是在標準邊緣。依據 Smith（1998）的研究結果，堅信與情緒信任雖然是兩種不同的構念，但是若在設計情境中加入情緒信任的元素，受試者會在堅信與情緒信任面向上都反應出高分，由此可知，堅信與情緒信任之間的界線可能是模糊不清的。再加上堅信與情緒信任的相關係數超過.7，可說相關性極高（Cohen, 1988），因此，本研究根據多元共線性之診斷指標並參考文獻結果，認為堅信與情緒信任間的多元共線性可能會對迴歸模式的參數估計造成影響，因此為了避免干擾，乃將堅信與情緒信任合併，稱之為「情感信任」（affective trust）。此命名乃根據尤漪薇（2006）的論點，認為愛情關係中的信任應包括有兩個面向：「資訊」與「情感」，前者意指在相處中所獲得的與對方相關的種種資訊，後者意指個人感受到伴侶對自己的關愛或兩人之間對彼此的情感，若依據此定義來看，堅信與情緒信任應可說是愛情關係中信任的「情感」

面向之主要內涵，因此將堅信與情緒信任合併後的分量表命名為「情感信任」。

二、信任對情緒表達衝突之預測

依據上述中介模式檢驗程序，本研究先以階層迴歸模式檢視信任對情緒表達衝突的預測性（路徑

b），分別以「情緒反芻」、「情緒壓抑」和「情緒表達衝突

總分」為依變項，第一步驟放入性別，第二步驟放入戀愛情形虛擬變項，包括曾經交往與正在交往，第三步驟放入交往時間，第四步驟則放入可預測性信任、可依賴性信任與情感信任的分數，結果如表4-8 與表 4-9。

就全體樣本而言，由表4-8 可知在排除性別、戀愛情形與交往時間的解釋量後，「可預測性信任」對情緒反芻（



.147，p.001）、情緒壓抑（



.093，

.

p ）與情緒表達衝突總分（



.134，p.01）有顯著預測效果；「可依賴性信任」只對情緒反芻（ .103，p.05）有顯著預測效果；而「情感信任」

則對情緒反芻（ .573，p.001）、情緒壓抑（ .261，p.001）和情緒表達衝突總分（ .472， p.001）有顯著預測效果（見M1、M2、M3）。

也就是說，大學生們對親密伴侶的可預測性信任、可依賴性信任與情感信任都可以有效預測他/她們的情緒反芻程度，但是只有可預測性信任與情感信任的高低能預測情緒壓抑以及整體的情緒表達衝突情形。

若進一步對不同性別進行分析，由表4-9 可發現在男生部分僅有「情感信任」

對情緒反芻（ .589，p.001）和情緒表達衝突總分（ .438，p.001）有顯著預測效果，也就是說，對男生而言，對親密伴侶的情感信任程度能夠預測他們的情緒反芻以及整體情緒表達衝突程度，除此之外，其他信任面向對於他們的情緒表達衝突情形都沒有明顯的預測性。然而在女生部分，「可預測性信任」

對情緒反芻（ .228，p.001）、情緒壓抑（ .174，p.05）和情緒表達衝突總分（ .620，p.001）有顯著預測效果；「可依賴性信任」對情緒反芻（ .203，p.001）、情緒壓抑（ .195，p.05）和情緒表達衝突總分（ .431，p.001）有顯著預測效果；情感信任對情緒反芻（ .231，

001

表4-9 不同性別之信任預測情緒表達衝突階層迴歸分析摘要表

F

21.53*** 2.44* 12.30*** 42.65*** 12.36*** 29.48***

自由度 6, 262 6, 262 6, 262 6, 318 6, 318 6, 318 和Kenny（1986）的中介檢驗程序，將進行三次不同中介效果的檢視：(1)男生的情感信任在父親依附品質和情緒反芻之間的中介效果；(2)女生的可預測性信任、可依賴性信任、情感信任在母親依附品質和情緒反芻之間的中介效果；(3) 女生的可預測性信任、可依賴性信任、情感信任在母親依附品質和情緒壓抑之間

的中介效果。

（一）男生的情感信任在父親依附和情緒反芻之間的中介效果

在考驗中介效果之前，必須先檢視自變項對中介變項的預測性，在本模式中即為父親依附品質和情感信任之間的預測性（路徑

a），因此以情感信任分數為

依變項，第一步驟放入戀愛情形的虛擬變項，第二步驟放入交往時間，第三步驟再放入父親依附品質，由表4-10 可知，在控制背景變項的解釋量之後，男生的父親依附品質對情感信任有顯著預測效果（ .236，p.001），即M1 符合條件一。再以情緒反芻為依變項，在控制戀愛情形與交往時間的解釋量之後，男生的父親依附品質對情緒反芻也有顯著預測效果（ .297，p.001），M2 符合條件二。因此在階層迴歸模式中同時放入父親依附品質與情感信任的分數，以情緒反芻為依變項，由表4-10 中 M3 可發現，情感信任對情緒反芻的預測性仍達顯著（ .511，p.001），且父親依附品質的標準化迴歸係數由.297降低至.177（p.001），雖β值降低但仍達顯著水準，顯示有部分中介效果。綜合上述分析發現，對男生來說，父親依附品質除了對情緒反芻有直接影響外，還會透過他們對親密伴侶的情感信任程度對情緒反芻產生間接影響，故部分中介模式成立；也就是說，父親依附品質同時對情感信任、情緒反芻具有直接效果，其直接效果值分別為.236、-.297，而父親依附品質透過情感信任對情緒反芻所產生的中介效果值則為-.121（ab.236



.511



），Sobel 檢定顯示中介效果已達顯著水準（

z

4.00，p.05），中介情形參見圖4-2。

表4-10 男生的情感信任在父親依附品質與情緒反芻之間的中介效果摘要表

（二）女生的可預測性信任、可依賴性信任、情感信任在母親依附品質和情緒反 M5、M6、M7），且母親依附品質的標準化迴歸係數從-.316 降低至-.157 到-.250 之間，但皆達顯著，顯示有部分中介效果。綜上所述，對女生來說，母親依附品

表4-11 女生的母親依附品質預測信任之階層迴歸分析摘要表

圖4-3 女生的信任在母親依附品質與情緒反芻之間的中介模式路徑圖

（三）女生的可預測性信任、可依賴性信任、情感信任在母親依附品質與情緒壓 抑之間的中介效果

由前述結果可知，女生的母親依附品質對可預測性信任、可依賴性信任與情感信任皆有顯著預測效果（見表4-11），因此條件一已符合。因此再以情緒壓抑為依變項，於第一與第二步驟放入控制變項，第三步驟放入母親依附品質分數，

由表4-13 可知，在排除戀愛情形與交往時間的解釋量之後，母親依附品質對情緒壓抑有顯著預測效果（ .210， p.001），即M1 符合條件二。然後仍以情緒壓抑為依變項，將母親依附品質分別與可預測性信任、可依賴性信任、情感信任一起投入階層迴歸模式，由M2、M3、M4 可發現，在控制戀愛情形與交往時間之後，可預測性信任（ .307，p.001）、可依賴性信任（ .206，

001

.

p ）、情感信任（ .369，p.001）對情緒壓抑的預測性仍達顯著，且母親依附品質對情緒壓抑的標準化迴歸係數從-.210 降低至-.110 到-.174 之間，β 值雖有降低但仍然達到顯著，顯示有部分中介效果。綜合迴歸分析發現，對女生

.204**

母親依附品質可預測性信任 -.425*** 情緒反芻 -.229***

.175**

母親依附品質可依賴性信任 -.376*** 情緒反芻 -.250***

.272**

母親依附品質情感信任 -.584*** 情緒反芻

-.157***

而言，母親依附品質除了對情緒壓抑有直接影響外，還會透過可預測性信任、可依賴性信任、情感信任對情緒壓抑產生間接影響，因此部分中介模式成立；也就是說，母親依附品質對可預測性信任、可依賴性信任、情感信任皆有直接效果，

其直接效果值分別為.204、.175、.272，同時母親依附品質也對情緒壓抑有直接效果，其直接效果值為-.210，而母親依附品質透過可預測性信任對情緒壓抑所產生的中介效果值為-.063（ab.204



.307



），Sobel 檢定值為3.12；透過可依賴性信任對情緒壓抑的中介效果值為-.036（ab.175



.206



），Sobel 檢定值為

31 .

2 ；透過情感信任對情緒壓抑的中介效果值為-.100（ab.272



.369



）， Sobel 檢定值為3.88，上述Sobel 檢定值皆達到.05 顯著水準，其中介情形請參