行為憂鬱 - 非理性信念層面

χ

η

χ

η

.929

.710 -.601

-.813

-.532

.126 .542

.939 .671

-.322 .934 .919

χ

.310

.118 -.354

-.318

.396

.600

圖 4-3 國中生的情緒適應能力與憂鬱情緒的典型相關結構圖

(一)第一組典型相關

第一組典型相關中，典型相關係數ρ為.542（p<.05），其決定係數ρ² 為.275，表示在 X 組變項的第一個典型相關因素（χ¹）可以解釋 Y 組變項之第一個典型因素（η¹）總變異量的 27.5%。χ¹是從 X 組 4 個變項中抽取出來的第一個典型因素，佔 X 組變項總變異量的 7.383%。X 組變項與 Y 組第一個典型因素（η1）重疊部分為 26.883，表示 Y 組第一個典型因素（η1）可以解釋 X 組變項總變異量的 26.883%。η1 是從 Y 組 4 個變項中抽取出來的第一個典型因素，佔 Y 組變項總變異量的 73.995%，Y 組變項與 X 組第一個典型因素（χ¹）重疊部分為 20.322，表示 X 組第一個典型因素（χ¹）可以解釋 Y 組變項總變異量的 20.322%。

就第一組典型相關而言，X 組變項中以「情緒界限」、「情緒表達」、「情緒處理」與第一個典型因素（χ¹）有高的相關，其典型因素負荷量依次為-.813、-.532、-.354。而 Y 組變項中，「行為憂鬱」、「認知憂鬱」、「情緒憂鬱」、「生理憂鬱」皆與第一個典型因素（η1）有高的相關，其典型因素負荷量分別為.939、.934、.919、.600。其中，情緒適應能力中的「情緒界限」與憂鬱傾向的「行為憂鬱」、「認知憂鬱」、「情緒憂鬱」關係較為密切。

從典型因素負荷量的正負號來看，情緒適應能力的「情緒界限」、「情緒表達」、「情緒處理」與憂鬱傾向的「行為憂鬱」、「認知憂鬱」、「情緒憂鬱」、「生理憂鬱」的關係皆為相反方向。顯示國中生的情緒處理、情緒表達能力愈好，情緒界限能力愈佳，則其憂鬱傾向愈低。

且由第一組典型相關係數來看，情緒適應能力與憂鬱傾向之間有高相關存在。茲將第一組典型相關整理為「國中生情緒適應能力與憂鬱傾向的第一組典型相關結構圖」，如圖 4-3-1 所示。由第一組典型相關結構可知，

當國中生的「情緒界限」、「情緒表達」與「情緒處理」能力愈好時，則其

憂鬱傾向中的「行為憂鬱」、「認知憂鬱」、「情緒憂鬱」與「生理憂鬱」傾向都偏低。反之，若國中生的情緒處理、情緒界限與情緒表達能力較差，

則其憂鬱傾向偏高。由另一角度來看，當國中生的憂鬱傾向較高時，則其情緒適應能力較差，而其憂鬱傾向較低時，則其情緒適應能力較佳。

回顧以往的研究，林淑華(2001)研究亦顯示大學生的情緒覺察能力愈好，愈沒有憂鬱的問題。王春展(2004)研究結果顯示，大學生的憂鬱傾向與自我、人際、整體情緒智慧之間呈現顯著負相關。王春展(2006)研究結果顯示，高中職生的憂鬱傾向與自我、人際、整體情緒智慧之間呈現顯著負相關，特別是自我情緒智慧與憂鬱傾向的關連度較高。施雅薇(2003)同樣以國中生為研究對象，研究結果顯示國中生的負向情緒調適能力愈好，

其憂鬱情緒程度愈低。在研究者所蒐集到的研究皆顯示情緒適應能力愈好，憂鬱傾向會愈低。

情緒功能論者指出，情緒是個人內在與人際間調整的結果，所以，愉快的情緒是一種監控達到目標成功的過程，有內在感受表達的訊息，也有與外在環境互動的結果。情緒本身即有重要的功能，在於改變個體與環境的關係，所以要充份的發揮情緒的功能，需要個體能適當的自我調整情緒。Catanzaro(1990)亦指出情緒調適比社會支持及壓力事件更能夠有效的預測個體的憂鬱傾向，而情緒適應能力包含了讓個體更能夠調適好情緒的方法(江文慈，1999)。

從文獻探討可知，國中生的情緒適應能力若較好，則其憂鬱傾向亦會較低。另外，情緒界限能力與情緒表達能力皆為人-我之間的情緒能力，根據 Robert Kegan 的理論，大部份的青少年是處於發展的「人際」階段，在這個階段，青少年從兒童期的「唯我獨尊」(imperial)階段，慢慢的覺察到自己以唯我獨尊的方式來了解世界，其實無法和其他人相處，並開始注意

到別人的需求。在這個階段，青少年尚無法區分什麼是自己的需求、期待和與趣，什麼是同儕團體的需求和期待，因此，許多青少年無法分辨自己和同儕團體的價值觀，也無法足夠的認知能力來區分自己的感受和團體有什麼不同(唐子俊等譯，2004)，而本研究結果亦顯示國中生的「情緒界限」、