第二章 研究一
第二節 研究結果
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（四）拒絕敏感度量表中文版
為研究一的調節變項。選用陳思帆於 2008 年因應台灣文化，改編自 Downey 和 Feldman (1996) 的拒絕敏感度量表中文版。其中的題目共 16 題，
包括：「詢問一位不認識的同學肯不肯借你筆記」、「小組報告分工時，請你的 學弟妹多做一點」，對每個情境陳述，參與者都需要回答兩個子問題量表，分別 是測量參與者對該情境的焦慮程度，以及參與者評估情境中的對方會答應自己請 求的程度，用來測量參與者主觀感受被拒絕的程度。作答方式皆採 5 點量尺，
從 1（非常不擔心／非常不可能）到 5（非常擔心／非常可能）分數越高表示非 常焦慮／對方較有可能答應自己。焦慮程度的子量表 Chonbach’s α = .80，同意 請求的子量表 Chonbach’s α = .76。最後再反向計算同意請求的子量表，與焦慮 程度的子量表共同計算出拒絕敏感度的分數1。
（五）基本背景資料
基本背景資料包含參與者的生理性別、年齡、教育程度（次序變項）和與親 密伴侶的交往時間（次序變項）。
第二節 研究結果
研究一的研究結果主要是回答本論文的四大重點的第一二點，第一，檢視接 近動機、逃避動機對正負向情緒的預測性，第二，檢視兩種動機對於正負向情緒 的預測是否受到拒絕敏感度的調節。藉此，可以了解動機與親密關係中的情緒，
兩者的關聯，以及拒絕敏感度對這項關聯的影響。
1具體的計算方法為，焦慮程度子量表的分數，乘上同意請求子量表反向計分後的分數，逐題計 算後再加總，所得的總數除以題項數，即為拒絕敏感度的分數。
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一、描述統計與相關程度檢驗
表 2-1 呈現研究一的各個變項之間的平均數與標準差，並呈現變項之間的相 關程度。首先，主要的發現為，接近動機與後續的正向情緒有正向關聯 (r(245) = .31, p < .01)，而逃避動機與後續的負向情緒有正向關聯 (r(245) = .34, p < .01)，即隨著 接近動機的提升，後續的正向情緒也可能隨之提升，而隨著逃避動機的提升，後 續的正負向情緒也可能隨之提升，這符合本論文對動機與情緒兩者關係的預期。
此外，接近動機與逃避動機兩者有顯著相關 (r(245) = -.44, p < .01)，這顯示雖然過 去的研究，與本論文的因素分析結果都發現接近動機與逃避動機兩者為獨立的動 機 (Gray,1982；Higgins, 1998)，但兩者間仍有關聯性。
此外，可以發現研究一參與者的拒絕敏感度 (M = 8.8，SD = 2.6) 的分數，
拒絕敏感度與接近動機及逃避動機雖有顯著相關，但關聯性不強（參見表 2-1 第 七列），拒絕敏感度越高者，接近動機較低 (r（245） = -.22, p < 01)，逃避動機較高
(r（245）= .13, p < .05)，且控制控制性別與交往時間，拒絕敏感度雖對接近動機 (β
= .-22, p < .01) 與逃避動機有顯著預測力 (β= .13, p < .05)，但強度不高，顯示拒 絕敏感度與兩種動機的關聯性較低，這符合 Baron 和 Kenny (1986) 對於調節變 項使用時機的說明，即獨變項與第三變項為無關或低度相關時，較適合使用調節 模型來解釋變項間的關係，因此研究一的研究發現符合使用調節模型解釋的條 件。
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15 表 2- 1 研究一主要變項的描述統計與相關矩陣
註 1：變項名稱後的 1 為時間點一的表現， 2 為時間點二的表現，兩個時間點相隔一個月。
*p < .05 **p < .01
測量變項（量尺） M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9
1.接近動機 1（1-5） 3.4 0.72 -
2.逃避動機 1（1-5） 2.1 1.02 -.44** -
3.正向情緒 1（1-6） 5.1 0.78 .38** -.19** -
4.負向情緒 1（1-6） 2.2 0.99 -.43** .31** -.57** -
5.關係滿意度 1（1-5） 4.1 0.65 .37** -.22** .78** -.65** -
6.拒絕敏感度 1（0-25） 8.8 2.60 -.22** .13* -.09 .17** -.10 -
7.正向情緒 2（1-6） 4.9 0.85 .31** -.19** .56** -.43** .56** -.06 -
8.負向情緒 2（1-6） 2.3 0.98 -.40** .34** -.47** .73** -.54** .12 -.59** -
9.關係滿意度 2（1-5） 4.0 0.69 .39** -.18** .57** -.54** .68** -.10** .80** -.68** -
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二、檢視接近動機、逃避動機對正負向情緒的預測性
為回答本論文的四大重點的第一點，前述檢驗動機與情緒反應的統計關聯，
結果發現，接近動機與時間點二對伴侶的正向情緒有顯著的統計關聯；逃避動機 與時間點二對伴侶的負向情緒也有顯著的統計關聯。
研究者進一步以迴歸分析檢驗兩種動機能否預測時間點二對伴侶的正、負向 情緒，本論文預期動機能夠預測時間點二的正負向情緒與親密關係滿意度，結果 如表 2-2，控制參與者的性別與交往時間後，發現逃避動機對後續的負向情緒 (β
= .09, p < .05) 則有顯著預測力，符合本論文的預期，假設 1a 獲得支持，接近動 機對後續的正向情緒有臨界顯著的預測力 (β = .11, p = .09)，假設 1b 部分獲得 支持。雖然，研究一的結果在接近動機預測正向情緒上效果不強，但仍可以發現 逃避動機預測負向情緒的關聯，這也符合過去 Downey 等人 (2004) 和 Gable (2006) 在動機與行為反應上的發現。
研究一除了檢驗接近動機、逃避動機對正負向情緒的預測性，還要檢驗動機 預測親密關係滿意度，主要是為了了解動機在維持親密關係中所扮演的角色。研 究者以迴歸分析檢驗兩種動機對預測時間點二的親密關係滿意度，結果如表 2-2，
逃避動機對時間點二親密關係滿意度 (β = .04, p = .44) 沒有顯著預測力，假設 2a 未獲得支持；而接近動機對時間點二親密關係滿意度 (β = .18, p < .01) 有顯 著預測力，假設 2b 獲得支持。
三、檢視兩種動機對於正負向情緒的預測是否受到拒絕敏感度的調節
為回答本論文的四大重點的第二點，在檢驗接近動機、逃避動機對正負向情 緒的預測性之後，研究者進一步以迴歸分析檢驗拒絕敏感度是否能調節兩種動機 對正負向情緒、親密關係滿意度的預測關係。結果如表 2-2，在控制參與者的性 別與交往時間後，發現逃避動機預測後續負向情緒的關係上，拒絕敏感度具有調 節效果 (β = -.13, p < .05)，如圖 2-1，不過高拒絕敏感度者，在高逃避動機上所
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預測的負向情緒，反而比低拒絕敏感度者來得低，這個發現不符合本論文的預期，
假設 3a 未獲得支持。接近動機預測後續正向情緒的關係，拒絕敏感度沒有調節 效果 (β = .07, p = .23)，即拒絕敏感度的高低，不會影響接近動機對正向情緒的 預測力，不符合本論文的預期，假設 3b 未獲得支持。
圖 2-1 研究一：拒絕敏感度對逃避動機預測負向情緒的調節關係圖
除了檢驗兩種動機對於正負向情緒的預測力，是否受到拒絕敏感度的調節，
研究者還要檢驗兩種動機對於親密關係滿意度的預測力，是否受到拒絕敏感度的 調節。主要是為了了解不同程度的拒絕敏感度者，在動機預測親密關係滿意度上 是否有不同的預測力，藉此釐清拒絕敏感度的影響。過去動機預測親密關係滿意 度的相關研究，皆沒有考量拒絕敏感度的影響，本論文則嘗試探討。
研究者以迴歸分析的結果如表 2-2，發現逃避動機預測親密關係滿意度的關 係，不會受到拒絕敏感度的調節 (β = .06, p = .24)，即拒絕敏感度的高低，不會 影響逃避動機對親密關係滿意度的預測力，不符合本論文的預期，假設 4a 未獲 得支持。接近動機預測親密關係滿意度的關係，不會受到拒絕敏感度的調節 (β
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