第四章 研究結果
第三節 階層迴歸分析
本節欲瞭解西方情緒智力及華人情緒智力對諮商與心理治療專業工作者之 治療效能的預測力，以及西方情緒智力與華人情緒智力對治療效能的影響力是否 存在著交互作用。將分別以「治療者評定之工作同盟」、「治療者評定之同理心」、
「個案評定之工作同盟」與「個案評定之同理心」為依變項，進行階層迴歸分析，
以考驗研究假設。
壹、西方情緒智力與華人情緒智力對治療效能的預測
此部分將以階層迴歸，進一步分析西方情緒智力及華人情緒智力對治療效果 的預測力。使用階層迴歸分析法時，變項投入的順序需依理論內涵、變項的重要 程度或經驗法則來進行（吳明隆，2007；Heppner & Heppner, 2004）。本研究意 圖探討治療者的西方情緒智力與華人情緒智力對其治療效能的影響，由於華人情 緒智力仍在初探階段，尚無理論可供參考，因此本研究依據變項特性決定變項投 入的順序。由於國外不少文獻已明確指出情緒智力對治療效能的影響（Alcorn &
Torney, 1982; Beutler et al., 2004; Hayden, 1975; Kim et al., 2002; Lambert et al., 1978），因此在操作上西方情緒智力變項先於華人情緒智力變項投入迴歸模式 中。另外，由於在前導分析時發現部份人口變項對依變項有所影響，但這些影響 並非本研究最關切的部份，因此在階層迴歸之第一層投入年齡、晤談次數、婚姻 狀況、專業工作年資、專業身份、專業證照有無等變項，以控制人口學變項對依 變項治療效能的影響。
為了瞭解西方情緒智力以及華人情緒智力，是否與治療效能間存在主效果之 關係，因此在階層迴歸之第一層投入人口學變項後，第二層投入西方情緒智力「情 緒調節」、「情緒評估」、「社交能力」以及「情緒運用」四項構面，第三層再投入 華人情緒智力「自我修身」、「臨事以靜」、「處事以和」、「世故練達」與「待人以 禮」五項構面，以瞭解排除西方情緒智力本身對治療效能的影響後，華人情緒智 力對治療效能的預測力。
此外，當研究本身有許多假設需考驗時，在統計上可能會產生由機率所造成 的顯著性而導致錯誤推論，此為「fishing and error-rate」（Heppner, Wampold &
Kivlghan, 2008），由於本研究以西方情緒智力與華人情緒智力各構面進行考驗，
因此為了避免產生上述問題，故以下分析結果將顯著水準設定為.01。
以下以「治療者評定之工作同盟」、「治療者評定之同理心」、「個案評定之工 作同盟」與「個案評定之同理心」分析結果分述之。
一、預測「治療者評定之工作同盟」
首先以「治療者評定之工作同盟」為依變項進行階層迴歸分析，為控制人口 變項對「治療者評定之工作同盟」的影響，在第一步驟先將人口變項投入，以進 行統計控制。在第二步驟投入「西方情緒智力」四構面，第三步驟投入「華人情 緒智力」五構面，分析結果如表4-3-1。
由表4-3-1 可得知，第一步驟的人口變項對於「治療者評定之工作同盟」無 單純的影響力(F值未達顯著)。第二步驟投入「西方情緒智力」四構面變項，整 體迴歸模式可以解釋「治療者評定之工作同盟」38%的變異量(R2=.38, F(4,116)=6.96, p<.001)，而控制人口變項的解釋變異，「西方情緒智力」四構面對「治療者評 定之工作同盟」有顯著的額外29%的解釋變異量 (∆R2=.29, ∆F(4,116)=13.25, p<.001)。進一步檢視各變項發現，「社交能力」對「治療者評定之工作同盟」
之影響達顯著(t=3.81, p<.001)，且標準化迴歸係數(β=.38) 顯示，「社交能力」
與「治療者評定之工作同盟」間為正向的關係；亦即，治療者的社交能力愈高，
其知覺與個案的工作同盟關係就愈佳。
第三步驟再投入「華人情緒智力」五構面變項，整體迴歸模式可以解釋「治 療者評定之工作同盟」42%的變異量(R2=.42, F(5,111)=5.36, p<.001)，亦即西方情緒 智力四構面以及華人情緒智力五構面對「治療者評定之工作同盟」有顯著的解釋 力，其共同解釋量為42%。但華人情緒智力五構面對於「治療者評定之工作同盟」
無單純的影響力(∆F值未達顯著)。
上述的結果也支持假設1-1-1，顯示治療者的西方情緒智力能有效直接預測
治療者評定之工作同盟，但華人情緒智力則未如假設1-1-2般能直接預測治療者
前相同。分析結果如表4-2-2。
由表4-3-2 可得知，第一步驟的人口變項對於「治療者評定之同理心」有單 純的影響力(R2=.15, F(6,120)=3.47, p<.01)。第二步驟投入「西方情緒智力」四構面 變項，整體迴歸模式可以解釋「治療者評定之同理心」32%的變異量(R2=.32,
F(4,116)=5.48, p<.001)，而控制人口變項的解釋變異，「西方情緒智力」四構面對
「治療者評定之同理心」有顯著額外17%的解釋變異量 (∆R2=.17, ∆F(4,116)=7.38, p<.001)。進一步檢視各變項發現，「社交能力」對「治療者評定之同理心」之 影響達顯著(t=2.68, p<.01)，且標準化迴歸係數(β=.28) 顯示，「社交能力」與「治 療者評定之同理心」間為正向的關係；亦即，治療者的社交能力愈高，其自評同 理心能力就愈佳。
第三步驟再投入「華人情緒智力」五構面變項，整體迴歸模式可以解釋「治 療者評定之同理心」35%的變異量(R2=.35, F(5,111)=4.06, p<.001)，亦即西方情緒智 力四構面以及華人情緒智力五構面對「治療者評定之同理心」有顯著的解釋力，
共同解釋量為35%。但華人情緒智力五構面對於「治療者評定之同理心」無單純 的影響力(∆F值未達顯著)。
上述的結果支持假設2-1-1，顯示治療者的西方情緒智力能有效直接預測治 療者評定之同理心，但華人情緒智力則未如假設2-1-2般能直接預測治療者評定 之同理心。
表4-3-2 檢視華人情緒智力與西方情緒智力對「治療者評定之同理心」之預測的 階層多元迴歸分析摘要表
治療者評定之同理心
模式一 模式二 模式三 Step1 人口變項
年齡 .24 .26 .21
晤談次數 .15 .17 .19
婚姻狀況 .15 .12 .15
工作年資 -.13 -.09 -.09
專業身份 -.09 .01 .01 證照有無 -.08 -.07 -.08 Step2 自變項
情緒調節 -.01 -.01
情緒評估 .19 .20
社交能力 .28＊＊ .28
情緒運用 .03 -.02
Step3 前置變項
自我修身 .16
臨事以靜 -.05
處事以和 .10
世故練達 -.21
待人以禮 .09
合計R2 .15 .32 .35
調整後R2 .11 .26 .27
F 值 3.47＊＊ 5.48＊＊＊ 4.06＊＊＊
∆R2 .17 .03
∆F 值 7.38＊＊＊ 1.15
自由度 6,120 4,116 5,111
＊＊p<.01, ＊＊＊p<.001
三、預測「個案評定之工作同盟」
以「個案評定之工作同盟」為依變項進行階層迴歸分析，投入變項步驟與先 前相同。分析結果如表4-3-3。
結果發現第一步驟的人口變項，第二步驟的「西方情緒智力」四構面及第三 步驟的「華人情緒智力」五構面變項，對於「個案評定之工作同盟」皆無單純的 影響力(F 值均未達顯著)，整體迴歸模式也未達顯著(.59<F<1.11, p>.01)，亦即治 療者的「西方情緒智力」、「華人情緒智力」對「個案評定之工作同盟」均無單 獨顯著的解釋力。
故上述結果不支持假設1-2-1、1-2-2，顯示治療者的西方情緒智力、華人情 緒智力皆無法有效直接預測個案評定之工作同盟。
表4-3-3 檢視華人情緒智力與西方情緒智力對「個案評定之工作同盟」之預測的
之同理心」皆無單純的影響力(F 值均未達顯著)，整體迴歸模式也未達顯著 (.59<F<1.11, p>.01)，亦即治療者的「西方情緒智力」、「華人情緒智力」對「個 案評定之同理心」均無單獨顯著的解釋力。
故上述結果不支持假設2-2-1、2-2-2，顯示治療者的西方情緒智力、華人情 緒智力皆無法有效直接預測個案評定之同理心。
貳、華人情緒智力與西方情緒智力的交互作用
此部分以階層迴歸分析，考驗西方情緒智力與華人情緒智力的交互作用對治 療效果是否有顯著的影響。故自變項投入不同區塊（block）的順序為：（1）對 治療效能造成影響的人口變項，包括年齡、晤談次數、婚姻狀況、專業工作年資、
專業身份、專業證照有無等；（2）「西方情緒智力」各構面的原始分數；（3）
「華人情緒智力」的原始總分數；以及（4）「西方情緒智力」（分數經標準化）
與「華人情緒智力」（分數經標準化）的交互作用變項，其中共有四個交互作用 變項，分別是「情緒調節」與「華人情緒智力」的交互作用、「情緒評估」與「華 人情緒智力」的交互作用、「社交能力」與「華人情緒智力」的交互作用，以及
「情緒運用」與「華人情緒智力」的交互作用，這四個交互作用變項若一起投入 分析，將會造成結果的解讀困難，因此本研究採前三步驟不變，而第四步驟一次 投入一個交互作用的方式，分別以a、b、c 、d 標明。而上述交互作用變項採用 經標準化分數，是為了消除多元共線性（multicollinarity）之問題（吳明隆，2007）。
同樣地，由於本研究以華人情緒智力各構面進行考驗，因此為了避免產生
「fishing and error-rate」之問題，故以下分析結果將顯著水準設定為.01。
一、以「治療者評定之工作同盟」為依變項的階層迴歸分析
首先以「治療者評定之工作同盟」為依變項進行階層迴歸分析，為控制人口 變項對「治療者評定之工作同盟」的影響，在第一步驟先將人口變項投入，以進 行統計控制。在第二步驟投入「西方情緒智力」四構面，第三步驟投入「華人情 緒智力」，第四步驟投入「西方情緒智力」（分數經標準化）和「華人情緒智力」
（分數經標準化）的交互作用變項。結果如4-3-5 所示。
由表4-3-5 可知，投入「西方情緒智力」四構面和「華人情緒智力」的交互 作用，對「治療者評定之工作同盟」並無顯著的單純解釋力（模式a、b、c、d
之∆F 值均未達顯著），可見「華人情緒智力」與「西方情緒智力」的交互作用
對「治療者評定之工作同盟」並無顯著的影響，亦不支持本研究的假設1-1-3。
表4-3-5 檢視華人情緒智力與西方情緒智力的交互作用對「治療者評定之工作同
作用，對「治療者評定之同理心」並無顯著的單純解釋力（模式a、b、c、d 之
三、以「個案評定之工作同盟」為依變項的階層迴歸分析
調整後R2 -.02 .01 .00 -.01 .01 -.01 .00
∆R2 .06 .00 .00 .01 .00 .01
F 值 .59 1.11 1.01 .92 1.08 .92 1.00
∆F 值 1.88 .06 .00 1.78 .00 .88
自由度 6,120 4,116 1,115 1,114 1,114 1,114 1,114
＊＊p<.01, ＊＊＊p<.001
四、以「個案評定之同理心」為依變項的階層迴歸分析
以「個案評定之同理心」為依變項進行階層迴歸分析，投入變項步驟與先前 相同。分析結果如表4-3-8。
由表4-3-8 可知，投入「西方情緒智力」四構面和「華人情緒智力」的交互 作用，對「個案評定之同理心」並無顯著的單純解釋力（模式a、b、c、d 之 ∆F 值未達顯著），可見「華人情緒智力」和「西方情緒智力」的交互作用對「個案
由表4-3-8 可知，投入「西方情緒智力」四構面和「華人情緒智力」的交互 作用，對「個案評定之同理心」並無顯著的單純解釋力（模式a、b、c、d 之 ∆F 值未達顯著），可見「華人情緒智力」和「西方情緒智力」的交互作用對「個案