-.322 χ
3.310 .118
.396
圖 4-3-3 國中生情緒適應能力與憂鬱傾向的第三組典型相關結構圖
情緒適應能力愈差，憂鬱傾向愈高。
三、若個體情緒覺察能力高，但傾向不表露情緒，又加上人我情緒界限不 清，則其生理憂鬱會提高。顯示適切的表達、允許、調適自己的情緒，
並能建立清楚的人我情緒界限，在情緒覺察能力高的情況下，才能降 低學生的生理憂鬱情況。可見，當師長有一套標準在教導孩子如何處 理好自己的情緒時，例如：「心情低落時，將注意力轉移到別的事，
讓自己好過一些」、「面對一件無聊但又必須完成的事時，盡量把它當 作一件有趣的事去完成它。」，是否有時運用不當，反而是在教導其 壓抑情緒或是忽略自己的感受，這是值得深思的問題。
第四節 國中生非理性信念與情緒適應能力對憂鬱傾向的預測 力分析
為探討國中生非理性信念與情緒適應能力對憂鬱傾向的預測情形，本 研究分別以非理性信念各分量表、情緒適應能力的各分量表為預測變項，
以憂鬱傾向作為效標變項，進行迴歸考驗。
壹、國中生非理性信念對憂鬱傾向之預測結果與討論
由表4-4-1可知，預測變項非理性信念的十個分項目可對效標變項憂鬱 傾向進行解釋與預測，其決定係數R2為.270，表示非理性信念可以解釋憂 鬱傾向27.0%的變異量。F值67.545，顯著性考驗＊P=.000< .05，顯示非理性 信念對憂鬱傾向的解釋力達顯著水準。
表4-4-2可知，非理性信念之分項目「高自我期許」、「責備傾向」、「情 緒控制」、「過度焦慮」、「逃避困難」、「無法改變」與「完美」等七個變項，
均有顯著的解釋力。結果支持本研究假設七，非理性信念能預測憂鬱傾向。
表4-4-1 國中生非理性信念對憂鬱傾向的迴歸模式之變異數分析摘要表 變異來源 離均差平方和 自由度 平均平方和 F檢定 R2
迴歸係數 119058.500 10 11905.850 67.545＊ .270 殘餘誤差 321862.399 1826 176.266
全 體 440920.899 1836
＊P<.05
表4-4-2 國中生非理性信念預測憂鬱傾向之有效變項統計數量表 變項名稱 原始分數B係數 標準誤 標準化分數
β係數 t
要求贊許 .190 .115 .049 1.653 高自我期許 .201 .097 .060 2.074＊
責備傾向 -.329 .096 -.087 -3.440＊ 挫折反應 -5.323E-02 .105 -.014 -.506 情緒控制 1.046 .108 .287 9.679＊
過度焦慮 .667 .094 .197 7.101＊ 逃避困難 .252 .095 .069 2.654＊
依賴 .104 .109 .026 .957 無法改變 .227 .106 .060 2.133＊
完美 -.198 .096 -.055 -2.051＊ 常數 12.969 1.979 6.554＊
＊P<.05
從以上分析結果顯示，國中生非理性信念可以有效預測憂鬱傾向。
本研究結果與(翁素月，2002; 盧怡任，2004; 陳靜芳，2004; 顏宏旭，1999 ; Cash, 1984 )研究結果相符。從分層面來看，本研究以「情緒控制」的β係
數最高，表示非理性信念中以「情緒控制」對憂鬱傾向最具預測力，結果 與盧怡任(2005)研究結果相符合，而與Cash(1984)；翁素月(2002)；顏宏旭 (1999) 研究中顯示具預測力的變項不相同。
上述相關研究，如下列敘述：Cash(1984)以女大學生以研究對象，結 果顯示非理性信念中最能預測憂鬱情緒的分量表為「過度焦慮」、「逃避 困難」、「高自我期許」與「無法改變」。翁素月(2002)以門診憂鬱症患 者為研究對象，顯示其主要的前五項非理性信念為「災難」、「情緒控制」、
「完美」、「過分關切」與「憂慮」。顏宏旭(1999)研究結果顯示，已婚 婦女普遍存有非理性信念，以「過度憂慮」層面出現的頻率最高，而以「強 求」屬性較為嚴重。這些相關研究與本研究不同的因素之一，為受試者不 相同，本研究與盧怡任之研究皆為國中生，而其它研究對象則為大學生或 成年人。從青少年發展的角度而言，Hall曾提出「風暴與壓力」的青春期 人格理論。他主張青春期劇烈的身體變化會導致重大的身心變化 (郭靜晃, 2006)，而在這個時期的青少年會充滿強烈且不定的情緒，所以青少年的 情緒較不穩定，此時期青少年與家人、朋友的衝突多是因為情緒控制而引 起的，所以情緒控制可能為影響國中生憂鬱情緒的重要原因之一。
貮、國中生情緒適應能力對憂鬱傾向之預測結果與討論
由表4-4-3可知，預測變項情緒適應能力的四個分項目可對效標變項 憂鬱傾向進行解釋與預測，其決定係數R2為.254，表示情緒適應能力可以 解釋憂鬱傾向25.4%的變異量，F值156.125，顯著性考驗＊P=.000< .05，顯 示情緒適應能力對憂鬱傾向的解釋力達顯著水準。
由表4-4-4可知，情緒適應能力之分項目「情緒覺察」、「情緒處理」、
「情緒界限」與「情緒表達」四個變項，均有顯著的解釋力。結果支持本 研究假設七，情緒適應能力能預測憂鬱傾向。
表4-4-3 國中生情緒適應能力對憂鬱傾向的迴歸模式之變異數分析摘要表 變異來源 離均差平方和 自由度 平均平方和 F檢定 R2
迴歸係數 112092.369 4 28023.092 156.125＊ .254 殘餘誤差 328828.530 1832 179.492
全 體 440920.899 1836
＊P< .05
表4-4-4 國中生情緒適應能力預測憂鬱傾向之有效變項統計數量表 變項名稱 原始分數B係數 標準誤 標準化分數
β係數 t 情緒覺察 .184 .054 .082 3.403＊ 情緒處理 -.703 .076 -.222 -9.204＊ 情緒界限 -1.266 .069 -.380 -18.454＊ 情緒表達 -1.124 .101 -.230 -11.127＊ 常數 97.613 2.638 37.009＊
＊P< .05
由相關係數矩陣(附件三)可知，情緒適應能力的四個分項能力「情緒 覺察」、「情緒處理」、「情緒界限」與「情緒表達」，除「情緒覺察」僅與
「行為憂鬱」達顯著負相關，「情緒處理」與「情緒憂鬱」、「認知憂鬱」、
「行為憂鬱」與「整體憂鬱傾向」達顯著負相關，其餘情緒適應分項目與 整體情緒適應能力皆與憂鬱傾向的「整體憂鬱傾向」、「情緒憂鬱」、「認知 憂鬱」、「行為憂鬱」與「生理憂鬱」皆呈顯著負相關。顯示情緒適應能力 愈好，憂鬱傾向愈低。
從分項能力的預測力來看，國中生的「情緒界線」能力是最能預測其 憂鬱傾向的分項目，本結果呼應「情緒適應能力與憂鬱傾向之典型相關結 果」，顯示國中生的「情緒界線」能力不佳時，其「憂鬱傾向」皆會提高。