再評估能力指標

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第二節、再評估能力指標

本研究再經由影片作業選擇可代表受試者再評估能力的指標前，需要先 確認影片作業中的三部負向影片是否對受試者皆引發中等的憤怒情緒，以及使 用再評估策略是否確實會影響觀看影片的情緒感受，最後將挑選出可反映再評 估使用效果之變項作為能力指標並比較各指標間的相關性。

一、操弄檢核：影片效果

在影片效果部分，為了確認影片本身所帶來的情緒影響，將排除掉以"再 評估觀看"的影片資料，檢視以"直接觀看"的影片資料，包含第一部負向影片的 所有受試者、第二部以及第三部負向影片中以直接觀看的受試者資料。研究將 以單因子變異數分析（one-way ANOVA）比較不同影片下的主觀情緒感受（情 緒向度以及個別情緒類別）以及情緒相關生理反應（膚電水平，SCL）。在個 別情緒類別上，因部分情緒類別中資料違反變異數同質性假定，而改以 Welch 法執行均等平均數的檢定（robust tests of equality of means），以計算其統計量 與顯著值；此外，影片組內含有 0 變異數之資料改以相依樣本 T 檢定分別比較 各影片組別間差異。

在情緒向度部份，正負向和激發度的組間效果達顯著（正負向：F(3,66) = 25.01，p <.001；激發度：F(3,66) = 14.10，p <.001），在情緒控制感部分則無顯 著組間差異（F(3,66) = 0.23，p = .88）。Scheffe 事後比較結果顯示三部負向影片 皆較中性影片引發較高的負向感受和激發度。

在個別情緒類別部份，憤怒感受的組間效果達顯著（Welch Test(3, 21.016)=, p <.001），三部負向影片皆會引發中等的憤怒感受，其平均數分別為 4.83（SD

= 2.39；負向 1）、5.08（SD = 2.27；負向 2）、4.20（SD = 1.55；負向 3），

Games-Howell 事後比較結果亦顯示三部負向影片皆較中性影片引發較高的憤怒 感受。此外，三部負向影片皆會較中性影片引發較高的厭惡、悲傷感受，以及 較低的快樂、愉悅、平靜感受（ps <.05）。詳細數據見表二。

在膚電水平部分，影片組間無顯著差異（F(3,66) = 2.44，p =.072）。然 而，以相依樣本 T 檢定進行各負向影片與中性影片之比較，結果顯示負向 1 和 負向 2 顯著大於中性影片（負向 1-中性：M = 4.43，SD = 4.47，p <.001；負向

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基-2 1.203 0.260 1-2 1.655 0.132 沮喪 1.00±0.00 2.25±2.15 2.17±1.85 1.20±0.42 中-基 -2.846 0.009 中-1 -2.184 0.052 中-2 -1.500 0.168 基-1 -.233 0.820 基-2 1.435 0.185 1-2 1.765 0.111

a. 因影片組中含有 0 變異數，無法執行均等平均數檢定，以相依樣本 T 檢定比較影片 組別之差異。

b. 無法計算 t，因為差異的標準誤為 0。

二、操弄檢核：再評估策略之指導語效果

因受試者使用指導語的影片不同（隨機分派於負向 2 或負向 3 使用），

所有影片的分數都將先轉為 Z 分數，再來計算再評估指導語的效果。為了確認 再評估指導語對觀看影片的效果，將以重複測量變異數分析比較組間（再評估 指導語 vs. 直接觀看指導語）和組內（負向 2 影片的改變分數 vs. 負向 3 影片的 改變分數）效果，而考慮受試者的負向情緒基準，負向 2 和負向 3 的分數將各 減去負向 1（基準）的分數後做為改變分數。

在情緒向度部分，組間和組內效果皆未顯著，正負向和控制感的交互作 用達顯著效果（正負向：F(1, 22) = 20.78, p <.001；控制感：F(1, 22) = 5.33, p

=.03），激發度的交互作用未達顯著效果（正負向：F(1, 22) = 3.61, p =.07）。如 表 3 顯示，在負向 2 減負向 1 影片部分，於負向 2 影片使用再評估組相對於直 接觀看負向 2 影片組有較高的正向感受和情緒控制感；在負向 3 減負向 1 影片 的部分，於負向 3 影片使用再評估觀看組相對於直接觀看組有較高的正向感受 和情緒控制感。

在情緒類別部分，所有情緒的組內和組間皆無顯著差異，於憤怒、厭 惡、平靜、煩躁以及焦慮感受上的交互作用達顯著（ps <.05），詳細數據見表 三，顯示無論在負向 2 或負向 3 的改變分數上，再評估組相對直接觀看組會有 低的負向情緒感受和較高的平靜感受。

在情緒生理相關指標（膚電水平，SCL）上，組間、組內與交互作用效 果皆未達顯著，詳細數據見表三。

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***p<.001；** p<.01；* p<.05

三、再評估策略能力之指標

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平（SCL）。再評估能力分數計算，需先將各影片的原始分數透過 Z 分數轉換 後，將以再評估觀看影片的分數減去直接觀看負向基準影片的分數，而得出再 評估能力分數。於正負向、控制感指標上，改變分數越高者有越高的再評估能 力；於激發度、憤怒感，改變分數越負向者有越高的再評估能力；於膚電水平 上，因過去研究發現使用再評估策略會減少該負向情緒相關生理反應，預期改 變分數越負向者代表使用後有較低膚電水平，而有越高的再評估能力。

以斯皮爾曼相關係數（Spearman Correlation）比較各指標間相關性。結 果如表五所示，僅正負向感受與憤怒感受間達顯著負相關（r = -0.48, p

=.02），顯示調節後有較高正向感受者亦有較低的憤怒感受。

在其他指標間，正負向感受與激發度（r = -0.32, p =0 .13）、正負向與控 制感（r = 0.15, p =.49）間未達相關顯著，但其調節具一致方向性，顯示調節後 有較高正向感受者也有較高的情緒控制感和較低的激發度。

在主觀和客觀膚電水平指標間，包含正負向與膚電水平（r = 0.25, p

=.24）、激發度與膚電水平（r = 0.006, p =.98）、控制感與膚電水平（r = -0.27, p =.21）、憤怒感和膚電水平（r = -0.02, p =.92）皆未達顯著相關，且調節方向 未有一致性。

此外，本研究亦有測量受試者的再評估策略使用傾向（ERQ-R），結果 發現在能力指標與再評估策略使用傾向間，正負向與策略使用傾向（r = 0.18, p

=.41）、激發度與策略使用傾向（r = -0.07, p =.76）、控制感與策略使用傾向

（r = -0.09, p =.68）、憤怒感和策略使用傾向（r =- 0.36, p =.09）以及膚電水平 和策略使用傾向（r = 0.07, p =.74）間皆未達顯著相關。

整體來說，使用再評估進行情緒調節的效果上，除了主觀情緒改變量具 顯著正相關外，其他變項間未有顯著相關，顯示無法僅以單一指標代表再評估 使用能力，因此本研究在後續分析過程中，會將上述變項同時列為再評估能力 指標並做進一步分析與探討。

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