兒童負向情緒調節策略量表編製研究

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DOI：10.6251/BEP.20140903

兒童負向情緒調節策略量表編製研究

＊

李佳儒

林清文*

新生醫護管理專科學校國立彰化師範大學通識中心輔導與諮商學系本研究旨在編製兒童負向情緒調節策略量表，建立信度及效度資料，並檢視性別與年齡背景變項於情緒調節策略的差異。研究工具採用自編「兒童負向情緒調節策略量表」，包括六項情緒調節策略，採Likert 七點量表，計 36 題。研究分兩階段進行，第一階段先編擬題項，並邀請三位專家進行題項審查，繼而就238 名小規模樣本進行施測與分析，根據信效度資料進行量表修正。第二階段，隨機選取38 個班級，針對 878 位五、六年級學生進行自陳量表施測。測量信度方面，具良好內部一致性信度和重測信度。在構念效度方面，以結構方程模式對二隨機樣本群組分別進行理論模式和複核效度的驗證，具模式適配性以及模式穩定性。在區辨和幅合效度方面，情緒表達、轉換和接受分量表間的區辨效度較低，其他分量表的區辨效度可接受；情緒接受和宣洩分量表的幅合效度較低，其他分量表的幅合效度適當。性別與年齡背景變項於情緒調節策略上顯示差異。綜合上述，兒童負向情緒調節量表在相關研究以及輔導實務上具有應用價值。關鍵詞：負向情緒調節、結構方程模式、量表編製情緒，個體受內外在刺激所引發的激動狀態，協助個體快速、有效但粗略地知覺內外在的刺激，以協助個體適應和生存（Quigley & Barrett, 1999）。請試著想像一下，當你正在埋首寫令人頭疼的作業，突然背後被人用力撞擊了一下；或是在某個分組活動裡，大家都快速地找好組別並進行討論，而你被落單在一旁，你會有什麼樣的情緒反應?你又會怎麼樣來轉換或平復這樣的情緒經驗呢?實際上，個人的情緒經驗和反應策略都有其個別差異，而這樣的差異也影響了個人的身心適應和人際關係（Eisenberg et al., 2001; Gross & Thompson, 2007）。

Gross 與 Thompson（2007）將情緒調節（emotion regulation）定義為，負責監督、評估和修正情緒反應以達成個體目的的歷程，特別是對於情緒反應的內涵、強度（intensity）和時間的介入，由內在和外在調節歷程所組成。內在調節歷程意指，個體調節自己內在情緒狀態，而外在調節歷程則是個體受到外在他人的影響而調節情緒狀態。此定義不同於Grolnick、Bridges 與 Connell（1996）所言，情緒調節是個體運用策略使自己回復平靜狀態，Gross 與 Thompson（2007）認為，個體情緒調節會依其目的而抑制、強化或維持正向或負向情緒，不以回復平靜為唯一目標。是以，情緒調節是個體目的導向的調節歷程，藉由內在或外在介入，對情緒內涵、密度和時間產生多元作用。

＊_{本文通訊作者：林清文；通訊方式：[email protected]。}

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就生理機制和社會功能的觀點，正向情緒的調節和負向情緒的調節機制並不盡相同（Barrett, Gross, Christensen, & Benvenuto, 2001）。生理研究發現，正向和負向情緒的調節各自呈顯出獨特的神經元系統運作特徵（Forbes & Dahl, 2005），顯示正向情緒和負向情緒的調節是依不同機制作調節的歷程。正向情緒的調節乃有助於促發個體向外的動機以拓展和建構社會性或認知性相關的資源以因應未來的挑戰（Fredrickson, 1998）。透過維持、延長和創造等策略促發正向情緒有助於因應負向經驗以及強化韌性（resilience）（Tugade & Fredrickson, 2007）。然而，就演化的功能來說，負向情緒的調節乃根本性地影響個體的生存，透過情境選擇、情境調節、注意力分配等策略，個體可以降低負向情緒和有效因應情境（Gross, 1999），未能有效地警覺和因應負向情緒則可能導致更多的適應困境（Quigley & Barrett, 1999）。因此，正向情緒調節策略和負向情緒調節策略宜分別研究之。而本研究擬先聚焦於兒童負向情緒的調節策略作探究。

情緒調節策略的測量方式，主要有生理反應測量、行為觀察測量（研究者、父母或師長）以及自陳報告法（Adrian, Zeman, & Veits, 2011; Lieberman, Inagaki, Tabibnia, & Crockett, 2011; Rieffe, Oosterveld, & Terwogt, 2006; Silk, Shaw, Forbes, Lane, & Kovacs, 2006）。生理反應測量藉由量測個體的各項生理反應，提供情緒調節相關生理指標以及效度資料（Hajcak, MacNamara, & Olvet, 2010）；自然情境或實驗室觀察法，透過研究者或兒童重要他人觀察，兒童的自發性人際互動或是操弄任務後兒童所引發的情緒和情緒調節行為，取得客觀和外顯的兒童情緒調節行為資料（Silk et al., 2006），然而，此二項測量方法都較無法獲得兒童內隱且主觀的情緒調節歷程。在Adrian 等人（2011）就35 年來兒童情緒評估方法的後設分析表示，測量方法依個體的年齡而有所差異，觀察法常用於幼兒和學步兒，而自陳報告法則較常於中年級以上的兒童和青少年族群。Durbin（2010）指出，自陳報告是評估成人情緒的重要工具，且藉此獲知許多重要的研究發現，因而，對兒童主觀情緒經驗的理解可提供跨情緒發展週期的重要橋樑，標示兒童至成年期情緒和相關構念的發展軌跡。這顯示，以自陳報告法作為了解高年級兒童多面向的情緒調節策略是適當且重要的方法。在目前兒童相關情緒調節量表工具上，主要包括：Garnefski、Rieffe、Jellesma、Terwogt 與 Kraaij（2007）的兒童版認知情緒調節量表（Child vision of Cognitive Emotion Regulation Questionnaire, CERQ-K）；Gresham 與 Gullone（2012）的兒童與青少年情緒調節問卷（Emotion Regulation Questionnaire for Children and Adolescents, ERQ-CA）；MacDermott、Gullone、Allen、King 與 Tonge（2010）的兒童與青少年情緒調節指標量表（The Emotion Regulation Index for Children and Adolescents, ERICA）； Penza-Clyve 與 Zeman（2002）的兒童情緒表達量表（Emotion Expression Scale for Children, EESC）； Rieffe 等人（2007）的情緒覺察量表（Emotion Awareness Questionnaire, EAQ）；Steele、Legerski、 Nelson 與 Phipps（2009）的憤怒表達量表（the Anger Expression Scale for Children, AESC）；Walden、 Harris 與 Catron（2003）的情緒喚起和控制量表（How I feel, HIF）；Zeman、Shipman 與 Penza-Clyve （2001）的兒童悲傷情緒管理量表（The Children's Sadness Management Scale, CSMS）。

在上述測量工具裡，ERICA（MacDermott et al., 2010）、HIF（Walden et al., 2003）、CSMS（Zeman et al., 2001）以及 AESC（Steele et al., 2009）同樣關注的是個體對於情緒是否能有效地控制和調整，以適切地回應社會期待；而其相異處在於，ERICA 與 HIF 納入情緒喚起的測量，關注個體情緒喚起的程度和強度，其中，HIF（聚焦於悲傷情緒控制的測量，AESC（Steele et al., 2009）則聚焦於憤怒情緒的控制。CERQ-K（Garnefski et al., 2007）關注的是個體於負向事件或在壓力情境下的歸因模式，對於其情緒狀態所造成的影響，強調認知和歸因的層面對情緒的影響。此外，EAQ（Rieffe et al., 2007）關注個體情緒覺察的多元面向，視情緒覺察為情緒調節的重要元素。EESC（Penza-Clyve & Zeman, 2002）評量兒童情緒表達的動機和能力。而 ERQ-CA（Gresham & Gullone, 2012）關注的是表達抑制（expressive suppression）和認知再評價（cognitive reappraisal）二種情緒調節策略。

然而，目前有關負向情緒的調節策略之評量，仍有下述三個困境或爭議存在。其一是現有測量工具測量結果信度和效度的限制。例如，ERICA（MacDermott et al., 2010）的三個分量表的內部一致性信度為 .73、 .60 和 .64，有兩個分量表僅達可接受的範圍（George & Mallery, 2003）。而 CSMS（Zeman et al., 2001）的三個分量表的內部一致性信度為 .77、.60 和 .62，兩分量表僅達可接受的範圍；而EAQ（Rieffe et al., 2007）的情緒外顯（acting out emotions）分量表僅有 .49 至 .51，內部一致性信度偏低。在量表的應用上，各量表各有其偏重的面向。例如：ERICA 評量在社會情境裡的行為反應符應社會期待的程度，ERICA 與 HIF（Walden et al., 2003）評量負向情緒喚起的強

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度，以及CERQ-K 評量對事件歸因認知信念等面向，都非本研究關注的情緒調節策略。此外，除了EAQ，大多數兒童和青少年版的測量工具都未進行驗證性因素分析，僅以主成分和因素分析作檢驗；或進行驗證但理論架構未受支持（Walden et al., 2003）。雖然，在心理測驗裡，情緒變項較認知變項的信效度會普遍性偏低，然而，在量表的編製和信效度建立上仍有可有努力的空間。

其二是情緒控制不同於情緒調節，前述ERICA（MacDermott et al., 2010）、HIF（Walden et al., 2003）、CSMS（Zeman et al., 2001）和 AESC（Steele et al., 2009）等工具偏重於情緒控制行動的評量，而非情緒調節策略的評量。例如，AESC 偏重於憤怒情緒的表達與控制行動的評量，CSMS（2001）偏重於悲傷情緒的管理。Walden 等人（2003）認為，情緒控制（control）意指個體是否能以社會適當的情緒表達和反應，強調情緒行為的社會適當性；而Gross 與 Thompson（2007）認為情緒調節意指個體依其目的而抑制、強化或維持正向或負向情緒，雖然在許多狀況下，個體情緒調節的目標是降低負向情緒以及增加正向情緒，但不以快速、回復平靜以及控制情緒的展現為唯一目標，強調情緒有其功能性，個體依情緒的訊息而獲取對內外在的判斷以快速作反應。而此過程依其階段和目標的不同，個體會採取不同的情緒調節策略回應之。承襲上述比較，情緒控制並不同等於情緒調節，依其構念所發展的測量工具亦應有所不同。透過情緒控制觀點發展的測量工具，可以了解個體是否能合宜展現情緒，而以情緒調節觀點發展的測量工具，可以得知個體是透過那些「類型」的情緒調節策略來進行內在歷程的調節以達成其社會適應。相較情緒控制觀點的研究，目前關注情緒調節議題方向的研究資料仍較少，部分原因可能與相關測量工具的不足有關。負向情緒調節策略量表的編製和分析，有助於捕捉兒童情緒調節策略的面貌，了解兒童如何面對、經驗和回應其情緒經驗，以及進行後續情緒調節相關研究。其三，情緒調節策略構念內涵的爭議。前述測量工具有討論到特定情緒調節策略的包括： CERQ-K（Garnefski et al., 2007）、EAQ（Rieffe et al., 2007）、ERQ-CA（Gresham & Gullone, 2012）、 AESC（Steele et al., 2009）和 EESC（Penza-Clyve & Zeman, 2002）。然而，這些量表仍有些構念範

圍和內涵的爭議，以CERQ-K 為例，其接受分量表的題項描述偏向無力改變現況和消極態度，並

不能有效測量其情緒接受的程度。而EAQ 的身體覺察分量表的題項描述偏向知覺與情緒相關的生理反應，並不能有效測量將情緒刺激歸因為身體訊息的程度；其情緒外顯（acting out emotions）的題項包含情緒不外顯的題項、情緒宣洩（let it go）的題項以及對負向情緒感受羞愧的題項，亦無法有效測量個體非口語的情緒表現。此外，學者對於情緒調節策略的分類有所異同，不同分類名詞或有相互重疊之處，或相同分類名詞指涉範圍有所差異，或不同分類名詞在先前研究裡常呈現聚合，故有需要對情緒調節的內涵再作整理，作為發展測量工具的基礎，因此，本研究重新檢視和回顧整理高年級兒童主要的情緒調節策略相關構念內涵。本研究關注個體對自身負向情緒開展過程中的調節策略，擬奠基於Gross 與 Thompson（2007）的多重途徑說和情緒功能論，以及高年級兒童情緒調節發展階段。Gross 與 Thompson（2007）的內在調節歷程模式，主要為個體透過監督、評估和修正情緒反應以達成其目的情緒調節過程。Gross 與Thompson（2007）認為，在情緒喚起初期，個體若能對其情緒有所覺察和分辨，有助於其知覺個人狀況，進而情緒尚未完全滿溢、占據其認知調節系統的時期，個體較能採用情緒轉化策略，使其情緒回復平穩狀態；而個體若在情緒喚起初期採取壓抑的方式，情緒反而易累積到強烈狀態，產生抒發的需求。而個體易在模糊、不明確、強烈的情緒狀態裡，使用情緒宣洩相關策略來釋放壓力。由此可知，各情緒調節策略間的關係，就像星系（constellation）一樣，互相關聯、互為影響。鑑於此模式說明情緒喚起過程與情緒調節策略使用間的動態關係，有助於實務工作者更細緻了解兒童的調節狀況，因而採取此模式作為本量表編製的依據。然而，Gross 與 Thompson（2007）、 Gross（2002）一系列的研究重點，多在以實驗法，比較情緒再評價和情緒壓抑策略的差異，較少對其他策略作討論，故本研究以其模式為架構，參考其他學者的文獻，探討其他主要策略的運用和功能。 Gross 與 Thompson（2007）所指對情緒反應的監督、評估功能，涉及個體對內在情緒經驗的接受與區辨。Penza-Clyve 與 Zeman（2002）、Rieffe 等人（2007）在情緒覺察策略上有許多的研究與討論；而Garnefski 等人（2007）在接受策略，有其理論和量表的編製。接受策略強調個體現有處境和感受的開放與接納；情緒覺察策略關注個體對於內在和外界訊息的區辨，兩者均認為若能如實知覺自我內在與外界處境，個體得以採取較適當的表現或行動。

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而負向情緒的修正則視個體的情緒能否有效地轉換（Gross & Thompson, 2007）。情緒轉換策略有許多學者進行討論，有學者稱之為建設性情緒調節策略（Zeman et al., 2001）、有學者區分為正向關注（positive refocusing）、再評價（reappraisal）與關注計畫（focus on plan）（Garnefski et al., 2007; Gross & John, 1995）、有學者則區分為主動因應（active coping strategies）、轉移注意力（distration strategies）、再評價和尋求協助（Gaylord-Harden, Gipson, Mance, & Grant, 2008）。而其中，再評價策略、問題解決和轉移注意力是較多學者討論且彼此相關甚高的策略，故擇要並合併為情緒轉換策略。個體的情緒表現反應也是調節過程的重要層面，影響個體情緒強度是否能減弱或增強（Gross & Thompson, 2007），而這則涉及個體的表現方式，是隱藏其情緒展現，還是採語言的形式或非語言性的行為表現來釋放，前者涉及情緒抑制；後者則涉及情緒表達和情緒宣洩策略；情緒抑制策略涉及個體選擇於人際情境裡不顯現其內在的情緒感受，在過去研究裡，會耗用較多的內在資源且不會降低負向情緒的強度（Gross & Thompson, 2007; Richards & Gross, 2000），需考量社會文化的影響（Chen, Cheung, Bond, & Leung, 2005）。情緒表達策略和情緒宣洩策略都視為抒解情緒壓力的策略之一，惟情緒表達策略乃是個體在以口語陳述其情緒經驗，是在意識可控制的情形下，有澄清和尋求支持的功能（Donnelly & Murray, 1991）；而後者則是以非語言的方式較為猛烈、不受控制的方式展現，有減低或強化情緒兩種可能性（Bushman, 2002; Tuncay, Musabak, Gok & Kutlu, 2008）。

據此，整理兒童的主要情緒調節策略如下，編製適用於兒童的多面向負向情緒調節策略量表。進而對量表測量結果進行信度與效度考驗。

一、情緒澄清

情緒澄清被認為是重要的負向情緒調節策略之一。研究指出，低情緒澄清與憂鬱、焦慮、恐慌疾患和飲食失調等臨床疾患有相關（Bydlowski et al., 2005; Yalug et al., 2010）。而學者們對於情緒澄清和情緒口語表達是屬於相同的情緒調節策略，或是相關但獨立的情緒調節策略，有不同的意見。Rieffe 等人（2007）將情緒澄清分量表和情緒表達分量表區分為相關但獨立的二個構念；而 Penza-Clyve 與 Zeman（2002）將情緒覺察包涵情緒表達策略的構念內，視情緒覺察為情緒表達的能力之一，使得兩構念指涉範圍重疊。本研究認為，情緒澄清和情緒口語表達是相關但獨立的構念，故承襲 Rieffe 等人（2007）對情緒澄清的定義，視情緒澄清為個體對自身負向情緒內涵的澄清以及對前促發事件和脈絡因果歷程的辨識。二、情緒口語表達情緒口語表達意指，個體有意願和能夠向他人敘說和表明其負向情緒經驗的情緒調節策略，其有助於個體對問題事件形成更多的了解與洞察（Donnelly & Murray, 1991）；而分享情緒的行動會形成支持性的互動，有益於減少焦慮與壓力（Reis & Patrick, 1996），被學者和諮商實務工作者視為重要的情緒調節策略（王麗斐、杜淑芬、趙曉美，2008；Rieffe et al., 2007）。

三、情緒抑制

情緒抑制（inhibition），意指當個體情緒經驗已被喚起時，主動減少外顯非口語的情緒表現行為（Gresham & Gullone, 2012; Gross & John, 1995; Gross & Levenson, 1997）。情緒抑制和情緒表達概念有些相似但關注重點不同，前者較偏向外顯、非口語的情緒表情與肢體表現行為，而後者較偏向口語情緒表達。研究顯示，相較於再評價策略，壓抑策略會耗用較多認知資源（Richards & Gross,

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2000）。承襲 Gross 與 John（1995）的定義，本研究將情緒抑制定義為當情緒經驗已被喚起時，個體減少情緒表現行為的調節策略。

四、情緒接受

接受性（acceptance），意指個體有意願去經驗所有的心理事件（例如：感受、想法和知覺），不試圖改變、逃避或用其他的方式控制Hayes 等人（2004），順從已經發生的事情，涵含著某種面對、處理情境的積極意圖，不同於消極性被動因應（Garnefski, Kraaij, & Spinhoven, 2001）。Garnefski 等人（2007）編製之 CERQ-K 的接受分量表構念為，接受已發生的經驗並交托自己於已發生的經驗，然而，該接受分量表的題項偏向消極、無力，例如：我認為我不能改變它或我認為我不能為它做任何事。承襲Hayes 等人（2004）與 Garnefski 等人（2007）的定義，本研究將情緒接受定義為個案接受其所經驗到的負向感受、事件與外在處境的調節策略，重新編製相關題項。五、情緒宣洩情緒發洩意指以情緒性反應或語言釋放負向感覺或吸引他人注意（Eisenberg et al., 1993; Tuncay et al., 2008），例如哭鬧、叫喊、摔東西（黎樂山、程景琳、簡淑真，2008），或以口語或肢體攻擊釋放被壓抑的感覺（Blair, Denham, Kochanoff, & Whipple, 2004; Eisenberg et al., 1993）。情緒發洩（emotional venting）是個體發生頻率較少的情緒調節策略，會隨年紀增加而減少（Grolnick et al., 1996）。在 Steele 等人（2009）編製的 AESC 量表則聚焦於憤怒，稱之為憤怒性表達（anger expression）。負向情緒宣洩與心理相關變項間研究結果並不一致。研究發現，鼓勵成人攻擊行為釋放會提昇憤怒情緒強度（Bushman, 2002）；亦有研究指出，成人負向情緒宣洩和焦慮情緒有負相關（Tuncay et al., 2008）。承上，情緒宣洩可能有釋放降低和擴大延展負向情緒強度的雙重效果，以及可能因宣洩策略而產生負向人際回饋，形成負向情緒。綜合上述定義，本研究之情緒宣洩指稱，以較不受理性控制或攻擊的方式，用肢體、聲音、動作釋放負向情緒。六、情緒轉換負向情緒的轉換調節策略，包括高度關聯的轉移注意、再評價及問題解決等，有助於負向情緒回歸平靜的策略（Gaylord-Harden et al, 2008; Grolnick et al., 1996）。其中，轉移或將注意力放在中性或低壓力的刺激上，能獲致較低程度的壓力感（Gilliom, Shaw, Beck, Schonberg, & Lukon, 2002; Grolnick et al., 1996; Trentacosta & Shaw, 2008）。再評價是指重新建構對情緒促發情境之認知詮釋以轉換情緒，採再評價策略者（相較於採用壓抑策略者），表現較多正向情緒和較少負向情緒，有較佳的人際功能和安適感（Gross, 2002）。問題解決為個體企圖去管理和壓力源有關的情境（Compas, Orosan, & Grant, 1993）。研究發現，情緒轉換策略與兒童適應與社會能力與有正相關，而和非適應性社會行為有負相關（Calkins & Howse, 2004; Eisenberg et al., 2001; Rydell, Berlin, & Bohlin, 2003; Silk et al., 2006）。承襲上述討論，整理兒童應對負向情緒所採用六種主要情緒調節策略如下：（一）情緒澄清策略：對負向情緒本質、促發因素和可能結果進行區辨和分析。（二）情緒口語表達策略：有意願和能夠將負向情緒內容口語化並對他人表達。（三）情緒抑制策略：當個體負向情緒經驗已被喚起時，在口語上減少情緒表達以及非語言情緒表現。

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（四）情緒宣洩策略：以較不受理性控制或攻擊的方式，運用肢體、聲音、動作釋放出負向情緒。

（五）情緒接受策略：接受其所經驗到的負向感受、事件與外在處境。（六）情緒轉換策略：個體用以讓負向情緒回歸平靜的情緒調節策略。

此外，就發展理論來說，個體隨著年齡增長會使用更多認知、內在導向的內在情緒調節策略（Brenner & Salovey, 1997; Garnefski & Kraaij, 2006; von Salisch & Vogelgesang, 2005），青春期後期的個體，會較青春期前期，採用更多認知性情緒調節策略（Garnefski & Kraaij, 2006）。von Salisch 與Vogelgesang（2005）追蹤和比較同一群受試者於兒童早期與兒童後期之憤怒情緒的調節，發現，隨年紀增加，學童於問題解決和情緒轉移等策略上有明顯的增加，顯示個體在兒童期至青春期後期，於情緒調節策略上會逐漸發展內在和認知導向的情緒調節策略。在性別方面，研究指出，性別於學齡兒童的特定情緒調節策略顯現差異。Gresham 與 Gullone （2012）指出，女孩的情緒抑制較男孩高。對於性別於情緒調節上的差異，學者認為是社會期待所影響，意即，社會對於個體情緒表現適切性的期待因其性別而有所不同，此情緒相關性別角色期待，透過重要他人以及文化脈絡情緒社會化歷程，形塑不同性別於負向情緒策略運用上的差異（Chaplin, Cole, & Zahn-Waxler, 2005）。本研究亦依據上述文獻與研究目的，對不同性別和年齡之高年級學童情緒調節策略差異進行考驗。本研究之目在編製一份適用於高年級國小學生，以調節負向情緒為焦點的多向度策略量表，進而針對量表測量結果進行信度和效度考驗。第一階段的研究目在於澄清構念定義與建立題項的適切度與可理解性，分析小規模樣本之信效度資料並進行量表修正。第二階段的研究目的，希冀對大樣本資料，建立量表題項測量結果與理論的契合度與穩定度，以及量表題項間的一致性。效度考驗包括量表因素結構以及量表因素結構穩定性分析；信度考驗包括內部一致性和再測信度。此外，基於情緒調節策略受年齡發展和性別社會化的影響，本研究假設，性別和年齡於負向情緒調節策略會有差異。

方法

一、研究對象本研究以高年級國小學生為研究對象。在第一階段的研究，先以中部某小學249 名五~六年級學生為預試樣本，隨機選取10 個班，6%漏填率為篩選標準，廢卷率約 4%，得有效問卷 238 份。基本資料如下：男性118 位，女性 120 位；五年級 107 位，六年級 131 位；年齡分布界於 10.8~13.3。在第二階段的研究裡，先對台中市 226 所國小進行編碼，運用電腦亂碼表挑選施測學校，再以電話進行邀請，得 19 所國小同意後，隨機選取 38 個班級進行資料蒐集，作為信效度樣本，採班級取樣。發出1100 份問卷，共回收 905 份問卷數，回收率 82.2%，以 6%漏填率作為篩選標準，經剔除填答不完整問卷，得有效問卷878 份，廢卷率約 3%。基本資料如下：男性 432 位，女性 446 位；五年級420 位，六年級 458 位；年齡分布界於11.1~14.0 歲間。二、研究工具本研究採自編之兒童負向情緒調節策略量表，共計36 題。題項量尺部份採七點量尺計分，由 1 到 7，依序為「沒有發生」、「極少發生」、「偶爾發生」、「有時發生」、「常常發生」、「經常發生」與「總是發生」。編製程序說明如下：

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（一）編製架構與題庫形成

本情緒調節量表，乃基於Gross與Thompson（2007）內在情緒調節歷程與原則，參考國內外文獻，形成六個負向情緒調節策略架構。情緒澄清和情緒口語表達源自 Rieffe 等人（2007）的定義，但原兩分量表多為反向題，本研究以正向計分題的陳述重新編擬題項；情緒抑制參考 Gross 與John（1995）定義，自行編擬題項；情緒接受承襲 Hayes 等人（2004）定義，參考 Steele 等人（2009）憤怒表達分量表（anger expression）2 題項的要旨，擴大憤怒情緒至負向情緒範疇，重新自行編擬題項；而情緒轉換參考Gaylord-Harden 等人（2008）、Grolnick 等人（1996）和 Gross（2002）的定義，參考Garnefski 等人（2007）正向再評價（positive reapparsal）分量表 2 題的題項要旨，重新編擬題項。形成43 題的預試題項題庫。（二）量表的發展 1. 擬定初稿題目根據量表編製架構與參考文獻，編擬初稿題目，形成題庫。邀請從事兒童諮商與情緒研究之專家學者二名以及資深國小高年級教師一名，針對六個負向情緒調節策略的構念與所有題項，進行審閱（分別為適用、修改後適用和不適用）與修改建議。此外，為提高量表題項的可閱讀性，邀請2 位五年級和 2 位六年級學生預作試答，並依試答結果做為是否修改文字修訂的依據。 2. 預試量表內容與記分方式透過上述專家審閱與初步樣本預試過程，建立本量表內容效度。依據專家意見，修正情緒宣洩策略的定義，以及修改和潤飾六個策略的部分題項（題項修正說明於研究結果一節）。因原先「挫折後的情緒釋放」描述較為抽象與模糊，修改為「以較不受理性控制或攻擊的方式，以肢體、聲音、動作釋放出負向情緒」。並修改情緒用詞和文句潤飾以促進兒童理解。例如：當我不悅煩悶時，我會用叫喊的方式發洩出來。修改成：當我不爽時，我會發出聲音叫喊。 3. 預試實施與修正量表實施與篩選預試問卷後，對 238 份樣本進行項目分析和主成份分析，參照理論和統計分析的結果，檢視樣本於各題項分配的情形，檢驗題項品質、區辨性以及題項成份，修正或刪修部份題目，形成量表正式題本。問卷採Likert 七點量表，由 1（幾乎沒有）到 7（總是如此）。計算分量表得分高低，作為該策略使用頻率程度。分數越高，表示受試者越傾向於使用該情緒調節策略，反之亦然。三、資料分析本研究調查之問卷回收後，先行檢視問卷填答狀況，針對有效問卷進行資料編碼，再以SPSS 統計軟體和AMOS 統計軟體進行相關統計分析。採用之統計方法如下：（一）進行鑑別度考驗、同質性考驗和主成份分析，以了解各題項的鑑別度、各題項和總分的相關，以及題項成份和因素負荷量，作為刪除或修正預試目的依據。（二）以驗證性因素分析來驗證量表的結構以及跨樣本的穩定性，考驗其建構效度。模式整體適合度的評估指標，主要為模式離差卡方及其顯著性考驗。惟為考慮模式離差卡方可能受到模式自由度和樣本數的影響。亦使用下述的替代指標和標準檢視模式適合度：χ2 /df < 3（Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2010），AGFI > .90（Hair et al., 2010），CN > 200（Hoelter, 1983），RMSEA < .08（Hair et al., 2010），SRMR < .10（Hair et al., 2010），CFI > .90（Hair et al., 2010），IFI > .90（Bollen, 1989），PRATIO（Parsimony RATIO）> .60（Blunch, 2008），PNFI > .60（Blunch, 2008）。

（三）以Cronbach's α來考驗量表測量結果的內部一致性信度。（四）以再測相關來考驗量表測量結果的穩定性。

（五）以單因子多變量變異數分析和區別分析，檢驗性別、年齡變項於兒童負向情緒調節策略的差異。

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研究結果

本部分旨在說明本量表之發展過程暨其應用，其中包括題目建立與量表內容、預試量表項目分析、主成份，以及正式量表內容、信度分析及建構效度。茲分述如下：一、題庫建立與量表內容研究者先依據文獻及量表編製架構，自編「兒童負向情緒調節量表」題庫，分成六個分策略量表：「情緒澄清」（5 題）、「情緒口語表達」（4 題）、「情緒抑制」（5 題）、「情緒宣洩」（10 題）、「情緒轉換」（14 題）、「情緒接受」（5 題），共計 43 題。各分量表原則上編製 4~5 個題項，而基於負向情緒宣洩策略的參考文獻較少，而負向情緒轉換調節的內涵較為多元，故均編擬較多的題項。請三位專家學者審閱預試題目，針對量表題目的構念、內容和文辭等提出建議，作為編製預試量表參考。專家意見並未有不適用的題項，故保留所有題項，並針對建議修改之處，修改「情緒澄清」文字3 題，「情緒口語表達」1 題，「情緒宣洩」2 題、「情緒轉換」2 題。六分量表的專家效度指數（Content Validity Index, CVI）分別為 .80、.92、.87、.90、1.00、1.00（Waltz, Strickland, & Lenz, 2010）。本量表經過逐題審查與修改，確保題項構念內涵完整性和適切性。二、量表的信效度分析（一）預試量表項目分析、主成份分析及驗證性因素分析在第一階段，本研究針對 238 名份預試問卷，以項目分析和主成份分進行考驗，據此修正和編製「兒童負向情緒調節策略」正式量表。 1. 鑑別度和同質性考驗依預試樣本資料進行項目分析，對各題項之鑑別度作考驗和同質性考驗。鑑別度考驗在檢驗預試題是否能有效地鑑別出特質或行為傾向上個別差異之程度，將各分量尺得分之前後 27％，分為高分組與低分組，計算出高低分兩組受測者於各單題項之平均數是否有差異，若決斷值（Critical Ratio, CR）達顯著水準（p < .05），即表該題項有鑑別力。反之，該題項則可以考慮刪除。而同質 性考驗，乃測試各題項與分量尺得分之相關，以及各題項之因素負荷水準（當把本量表因素設定為一個主成份時），若相關係數或因素負荷量低於 .3 時，予以刪除。在預試樣本的項目分析裡，修改與刪題的判斷原則，乃依據高低分組（27%）差異檢定之 p 值未達 .05 顯著水準的題項，與各策略總分相關小於 .50 的題目，或刪題後 Cronbach's alpha 明顯提高之題項，共計刪除 4 題。39 題保留題項再付諸主成份分析。 2. 主成份分析研究者將主成份分析法分別檢驗六個分量尺的題項，依各題項的抽取主成份後的共同性估計值，作為刪減題項的標準。若共同性估計值< .4，則刪除之。在此階段，共同性估計值< .4 的題項有3 題。是以，本量表情緒澄清分量表保留5 題，情緒口語表達分量表保留 4 題，情緒抑制分量表保留3 題，情緒宣洩分量表保留 8 題，情緒轉換分量表保留 12 題，情緒接受性分量表保留 4 題，共36 題。 3. 內容效度本研究奠基於Gross 與 Thompson（2007）的多重途徑說和情緒功能論，以聚焦於了解負向情緒之內在歷程的策略。整理文獻後形成策略架構，在量表題項上，參考Gresham 與 Gullone（2012）、 Hayes 等人（2004）、Penza-Clyve 與 Zeman（2002）、Rieffe 等人（2007）實徵研究編製而成。之後經 3 位專家學者審查，作為刪選題目參考，並請小五、小六學生作答，確認題項對受試對象的可

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理解性。預試完成後，進行項目分析。透過上述程序，確定觀測指標與構念定義的一致性，因此，本量表具有良好內容效度。（二）正式量表效度分析在第二階段，本研究檢驗兒童負向情緒調節策略量表之建構效度、跨樣本效度與信度分析，用以檢驗測量結果與理論架構的契合度、理論架構類化到不同樣本群的契合度與穩定性、量表題項間的一致性，以及受試反應於跨時間上的穩定性。此外，對性別和年齡變項進行考驗差異，了解情緒調節策略於不同性別和年齡上的差異情形。結果分述如下： 1. 兒童負向情緒調策略量表內因素間相關本研究正式樣本（N = 878）之負向情緒調節策略分量表之平均數、標準差與相關係數摘要表 整理如表1。表1 兒童負向情緒調節策略各分量表之平均數、標準差與相關係數摘要表（N五男 = 204；N五女 = 216；N六男= 228；N六女 = 230）分量表情緒澄清情緒口語表達情緒抑制情緒宣洩情緒轉換情緒接受情緒澄清 .49/.54 .50/.49 .28/.14 .68/.65 .67/65 情緒口語表達 .48/.47 .35/.14 .19/.16 .68/.60 .56/.50 情緒抑制 .41/.38 .26/.15 .17/.07 .52/.41 .55/.41 情緒宣洩 .10/.21 .08/.13 -.10/-.01 .13/-.08 .14/.05 情緒轉換 .73/.64 .52/.58 .47/.41 -.10/.08 78/.71 情緒接受 .63/.58 .48/.45 .49/.36 .08/.23 .72/.64 平均數（Mean） 五男 19.51 12.46 10.05 23.73 44.51 13.61 五女 20.95 14.65 13.82 21.06 46.30 13.82 六男 20.92 14.05 11.22 25.75 48.73 14.84 六女 21.98 15.86 15.05 21.69 49.04 15.05 標準差（SD） 五男 06.81 05.57 04.19 10.55 15.80 05.21 五女 06.46 05.89 04.61 09.50 14.50 04.60 六男 06.85 05.98 04.71 11.99 15.27 05.13 六女 06.42 06.16 04.91 10.34 14.36 04.90 註：右上三角細格為五年級（男）/（女）；右下三角為六年級（男）/（女）相關係數 2. 建構效度和跨樣本效度以驗證性因素分析檢驗兒童負向情緒調節策略量表的建構效度與跨群體效度。先以SPSS（18.0 version），檢驗本研究 36 個觀察變項的偏態和峰度，偏態介於 -.81 到 1.4 之間，而峰度介於 1.05 至 -1.25 之間，符合 Kline（2011）所提出的單變量常態分配之檢驗標準，意即偏態的絕對值小於 3.0，而峰度的絕對值指小於 10.0，顯示適合採取最大概似法。繼而，採用 Amos（18.0 version）軟體，以最大概似法進行參數估計和檢驗。在結構方程模式中，多群組分析的用法依其目標可略分為四類，分別為模式穩定、模式選擇、效度延展和效度概念。其中，模式穩定性意即，同一母體不同樣本群的比較，以檢驗同一模式在不同樣本裡是否仍然成立，測量工具是否能類化到不同的樣本群裡（黃芳銘，2006），符合本研究目的，故採取多群組分析的方式檢驗之。本研究將受試者隨機分為兩群，為測試樣本（N = 413）和效度樣本（N = 461）。第一步驟， 在進行模式適配前，先檢驗樣本資料的基本適配度，意即測試樣本和效度樣本的參數值和誤差變異都合理且顯著（p < .05），誤差變異皆為正值。第二步驟，以結構方程模式，對測試樣本進行六 因素理論模式的驗證，檢驗模式的適配性。第三步驟，以結構方程模式，對測試和效度樣本進行寬鬆模式和嚴格模式之跨樣本效度的檢驗，檢驗模式的穩定性。結果呈現於表2。

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由表 2 可知，測試樣本和效度樣本於模式驗證之各指標都呈現普通適配至良好適配的範圍。卡方值分別為1205.4 和 1245.12，達顯著水準。然而，本研究樣本數為 413 和 461 人，屬大樣本，應再參照其他指標。χ2/df 為分別 2.08 和 2.15，小於 3（Hair et al., 2010）。RMSEA（漸近誤差均

方根，root mean square error of approximation）為 .051 和 .050，而 PCLOSE 近似 RMSEA 檢定考驗機率，其值為 .30 和 .49，皆未達顯著水準，接受模式適配的虛無假設（Hair et al., 2010）。SRMR 為 .06 和 .059，達配適（低於 .10 為佳）（Hair et al., 2010）。AGFI（契合度指標，adjusted goodness-of-fit index），為 .84 和 .84（大於 .9 為佳）（Hair et al., 2010），為邊緣值，但考量本量表觀察變項較多，顯示契合度尚可。CN 為 218 和 235，大於 200（Hoelter, 1983）。綜上指標，顯示本模式有良好的絕對適合度。在增益和精簡適配度方面，IFI 值為 .89 和 .90，CFI 值為 .89 和 .90，普通適配；而 PRATIO 都為 .92（> .60）（Blunch, 2008）；PNFI 為 .75 和 .77（> .60）（Blunch, 2008）。顯示本模式具有可接受增益適配度以及良好精簡適配度。此外，比較測試樣本和效度樣本於模式驗證的參數值，進行複核效度來釐清因素結構穩定性，採寬鬆複製模式（loose replication），隨機將測定樣本 15 個迴歸權值設定為驗證樣本的參數數值，呈現於表2。兩模式的離差卡方值為 19.33 （df= 15），p 值為 .20（> 0.05），未達顯著；而兩模式 的估計數值相似且CFI 值之差為 0.01（< 0.1）。這顯示兒童負向情緒調節策略模式具有模式複核效度。綜合上述分析結果顯示，兒童負向情緒調節策略量表的測驗結果與六因素的理論架構具良好的契合度，且此理論架構對兩隨機分派的樣本群都有不錯的適用度。表2 兒童情緒調節策略量表整體模式適合度評鑑項目與評鑑結果摘要表評鑑指標理想數值群組一數值（測試樣本）群組二數值（效度樣本）評鑑結果絕對適合度指標 N = 413 N = 461 χ2_{（Chi-square）} _{不顯著 1205.4（p < .05） 1245.4（p < .05）} _未臻理想 df 0579 0579 χ2_/df _<_.₃ ₀₀₀_2.08 ₀₀₀_2.15 _適配 SRMR < .08 0000.060 0000.059 適配 RMSEA < .08 0000.051 0000.050 適配 GFI > .90 0000.86 0000.87 普通適配 AGFI > .90 0000.84 0000.84 普通適配 CN > .200 0218 0235 適配增益適配度指標 IFI > .90 0000.89 0000.90 適配 CFI > .90 0000.89 0000.90 適配精簡適配度指標 PRATIO > .70 0000.92 0000.92 適配 PNFI > .70 0000.75 0000.77 適配寬鬆複製模式比較 χ2_{（Chi-square）} _χ2_{/df SRMR}_{RMSEA CN} _△_χ2 模式A 2434.43（df =1159） 2.10 .062 .035 447 模式B 2453.76 （df =1174） 2.09 .062 .035 449 19.33 （df = 15） p = .20 > .05 註1：模式 A = 測定樣本與驗證樣本的迴歸權值允許為不同註2：模式 B = 測定樣本的 15 個迴歸權值設定與驗證樣本的數值相同在模式內在適合度部分，整理於表3 和表 4。測試樣本的標準化迴歸權值平方界於 .24 至 .62 （> .20）（黃芳銘，2004），參數估計值之 t 考驗皆達 .05 的顯著水準。潛在變項的成份信度 為 .55、.56、.39、.59、.72、.39,，情緒澄清、情緒口語表達、情緒宣洩和情緒轉換的成分信度介於可接受和良好的範圍間，只有情緒抑制與情緒接受之成份信度較差。潛在平均變異數抽取（VE），

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意指潛在構念因素對題項變異的解釋百分比，為 .43、.53、.43、.38、.41、.41.；其中，情緒宣洩的幅合效度較低（.38），即構念對題項的解釋程度較低。情緒口語表達、情緒抑制、和情緒宣洩之潛在平均變異抽取大於或等於其構念相關係數平方，區辨效度佳，情緒澄清、情緒轉換和情緒接受則未大於其構念相關係數平方，意指該構念與其他構念的分別程度較低，即區辨效度較低。在效度樣本上，模式內在適合度部分，標準化迴歸權值平方界於 .26 至 .63（> .20），參數估計值皆達 .05 的顯著水準。潛在變項的成份信度為 .55、.58、.37、.64、.74、.30，情緒抑制和情緒接受較差。潛在平均變異數抽取（VE）為於 .45、.54、.43、.44、.41、 .41，各情緒調節策略的幅合效度尚可接受。情緒澄清、情緒轉換和情緒接受調節策略之潛在平均變異抽取未大於其構念相關係數平方，區辨效度較低，情緒口語表達、情緒抑制和情緒宣洩分量表則接近或符合標準，區辨效度可接受。表3 兒童情緒調節策略量表驗證性因素分析結果摘要表標準化迴歸權值題項信度（SMC） 變異抽取總和誤差變異數潛在變項題項情緒澄清情緒口語表達情緒抑制情緒宣洩情緒轉換情緒接受 1.1 了解感受 0.58/ 0.63 0.33/ 0.40 1.73/ 1.83 1.2 了解事情 0.69/ 0.67 0.48/ 0.45 1.62/ 1.92 1.3 了解原因 0.65/ 0.73 0.42/ 0.38 1.78/ 1.50 1.4 區分情緒 0.72/ 0.69 0.51/ 0.48 1.67/ 2.12 1.5 清楚感覺 0.66/ 0.62 0.39/ 0.53 3.28/ 3.34 1.88/ 1.85 2.1 期待了解 0.68/ 0.72 0.46/ 0.52 1.86/ 1.56 2.2 陳述感覺 0.79/ 0.79 0.62/ 0.61 1.39/ 1.40 2.3 討論沮喪 0.76/ 0.76 0.58/ 0.63 1.59/ 1.32 2.4 分享感覺 0.68/ 0.68 0.46/ 0.42 2.90/ 2.94 1.77/ 1.94 3.1 隱藏掛心 0.58/ 0.58 0.34/ 0.42 2.47/ 2.58 3.2 盡力不現 0.64/ 0.73 0.41/ 0.53 1.95/ 1.70 3.3 努力克制 0.74/ 0.64 0.55/ 0.34 1.96/ 1.95 1.68/ 2.04 4.1 表現生氣 0.58/ 0.66 0.34/ 0.32 2.51/ 2.93 4.2 發聲叫喊 0.51/ 0.51 0.26/ 0.43 2.78/ 1.80 4.3 摔物發洩 0.67/ 0.75 0.45/ 0.26 2.08/ 1.67 4.4 打物發洩 0.65/ 0.77 0.43/ 0.57 2.58/ 2.04 4.5 煩躁罵人 0.75/ 0.69 0.56/ 0.59 1.49/ 1.64 4.6 生氣推打 0.67/ 0.67 0.45/ 0.47 1.85/ 2.25 4.7 唱反調 0.59/ 0.65 0.35/ 0.45 1.80/ 1.72 4.8 生氣瞪視 0.62/ 0.64 0.24/ 0.42 5.05/ 5.32 2.63/ 2.04 5.1 轉移成就 0.50/ 0.52 0.34/ 0.35 2.30/ 2.62 5.2 轉移放鬆 0.59/ 0.57 0.25/ 0.41 2.67/ 2.66 5.3 想有趣事 0.56/ 0.64 0.31/ 0.49 2.73/ 2.45 5.4 思考助益 0.69/ 0.70 0.34/ 0.29 1.51/ 1.65 5.5 減輕災化 0.57/ 0.54 0.33/ 0.46 2.21/ 2.44 5.6 改變看法 0.70/ 0.72 0.49/ 0.43 1.71/ 1.54 5.7 換個角度 0.67/ 0.66 0.45/ 0.44 1.63/ 2.01 5.8 思考解決 0.71/ 0.67 0.50/ 0.28 1.56/ 1.71 5.9 專注當下 0.72/ 0.68 0.52/ 0.43 1.58/ 1.72 5.10 正向期待 0.68/ 0.75 0.46/ 0.32 1.87/ 1.57 5.11 計畫行動 0.65/ 0.59 0.42/ 0.56 2.05/ 2.30 5.12 提出辦法 0.71/ 0.65 0.51/ 0.41 7.76/ 8.32 1.50/ 1.86 6.1 坦受發生 15 0.61/ 0.70 0.38/ 0.50 1.88/ 1.57 6.2 和平共處 39 0.49/ 0.57 0.43/ 0.34 2.24/ 2.29 6.3 接受負情 12 0.58/ 0.59 0.37/ 0.29 2.01/ 2.05 6.4 忠於感覺 35 0.61/ 0.53 0.47/ 0.51 2.29/ 1.86 1.93/ 1.99 平均變異抽取（VE） .43/ .45 .53/ .54 43/ .43 .38/ .44 .41/ .41 .41/ .41 . 構念信度（CR） .55/ .55 .56/ 58 .39/ .37 .59/ .64 .72/ .74 .39/ .30 註：細格上列為測試樣本（群組一，N = 413）；下列為效度樣本（群組二，N = 461）之數值

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表4 兒童情緒調節策略量表潛在構念相關係數平方摘要表分量表情緒澄清情緒口語表達情緒抑制情緒宣洩情緒轉換情緒澄清情緒口語表達 .44 /.37 情緒抑制 .35 /.35 .08/.12 情緒宣洩 .06 /.01 .01/.01 .00/.01 情緒轉換 .61 /.69 .50/.46 .29/.37 .00/.00 情緒接受 .76 /.76 .42/.46 .37/.44 .01/.01 .81/.84 註：細格上列為測試樣本（群組一，N = 413）；下列為效度樣本（群組二，N = 461）之數值 3. 正式量表信度分析本研究以878 份樣本進行兒童情緒調節策略量表之信效度分析（五年級420 位，六年級 458 位）。五年級情緒策略之內部一致性Cronbach's alpha值如下：情緒澄清 .79，情緒表達 .81，情緒抑制 .63，情緒宣洩 .83，情緒轉換 .89，情緒接受性 .69。六年級內部一致性α值如下：情緒澄清 .80，情緒表達 .83，情緒抑制 .71，情緒宣洩 .87，情緒轉換 .89，情緒接受 .65。研究者由 878 名受試裡，隨機抽取五、六年級各兩個班級，作間隔兩週的重測信度，有效樣本為89 名（39 名五年級，50 名六年級）。五年級各策略的重測信度如下：情緒澄清 .82，情緒表達 .80，情緒抑制 .73，情緒宣洩 .73，情緒轉換 .86，情緒接受 .71。六年級情緒調節策略之重測信度如下：情緒澄清 .78，情緒表達 .79，情緒抑制 .75，情緒宣洩 .81，情緒轉換 .73，情緒接受 .63。各分量表信度中，五年級兒童於情緒抑制的內在信度較低，此現象與王志寰（2004）研究結果相近，猜測可能與題項較少，以及五年級兒童在情緒抑制上可能有特定情緒抑制或尚未分化與發展成熟的狀態，建議後續研究可進一步探討。整體而來，情緒抑制量尺之一致性信度可再改善，其他情緒調節策略之內部一致性信度佳，而整體量尺的重測信度佳。（三）不同性別學童在負向情緒調節策略上的差異為了解不同性別學生在六種情緒調節策略是否有顯著差異，進行單因子多變量變異數分析， Wilks' Lambda 值為 .92，p < .05，達顯著水準。顯示至少有一個情緒調節策略的平均數有顯著差異， 為進一步了解不同性別於情緒調節策略的平均數差異情形，進行區別分析，整理如下表五。從標準化典型區別係數與結構係數來看，與性別區別函數相關較密切者為情緒口語表達和情緒宣洩調節策略，故命名為行動化情緒表現，意指相較女生，男生採用較多的非語言情緒釋放策略和較少的口語表達策略來展現負向情緒感受。男生區別函數值（形心）為 .29，女生區別函數值（形心）為 -.28。結果顯示，五、六年級的男生比女生反應較多的行動化情緒表現。（四）不同年級學童在負向情緒調節策略上的差異為了解不同年級學生在六種情緒調節策略是否有顯著差異，進行單因子多變量變異數分析。 Wilks' Lambda 值為 .97，p < .05，達顯著水準。顯示至少有一個情緒調節策略的平均數有顯著差異， 進行區別分析以了解不同年級於情緒調節策略平均數差異情形，整理如表五。從標準化典型區別係數與結構係數來看，除了情緒宣洩外，各情緒調節策略與年級區別函數相關密切程度相近，故命名為情緒調節作為。五年級區別函數值（形心）為 -.18，六年級區別函數值（形心）為 .16。結果顯示，六年級學生比五年級學生，使用較多的情緒接受、情緒轉換、情緒抑制和情緒口語表達策略。

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表5 六種情緒調節策略在不同年級與不同性別之區別分析摘要表背景變項情緒調節策略性別年級標準化區別係數結構係數標準化區別係數結構係數情緒澄清 -.58 -.31 -.37 .53 情緒口語表達 -.79 -.50 -.32 .68 情緒抑制 -.23 -.23 -.42 .69 情緒宣洩 -.77 -.59 -.31 .35 情緒轉換 -.73 -.10 -.36 .77 情緒接受 -.21 -.03 -.38 .80 區別函數數值（形心）男 .29 五年級 -.18 女 -.28 六年級 .16 Wilks' Λ .92 .97

討論與建議

根據上述研究發現與先前文獻對照，並進行討論，作為提出建議的依據。一、兒童情緒調節策略量表之發展與量表信效度本量表以Gross 與 Thompson（2007）的多重途徑說和情緒功能論，聚焦負向情緒調節策略，參考Gresham 與 Gullone（2012）、Hayes 等人（2004）、Penza-Clyve 與 Zeman（2002）、Rieffe 等人（2007）實徵研究，重新整理各相關但指涉範圍不同的情緒調節策略，形成六項主要情緒調節策略，編製兒童負向情緒調節策略量表，以回應和改善先前眾多測量工具在策略內涵上的爭議，以及在情緒控制和情緒調節概念上的混淆。經過項目分析與主成分分析後，刪除負荷量低的題項，正式量表之分量表分別為情緒澄清、表達、抑制、宣洩、情緒轉換和接受性等六項負向情緒調節策略，共計36 題。本量表內部一致性信度考驗：各策略內部一致性之α值介於 .63 至 .86；重測信度介於 .63 至 .89，雖仍未臻至理想，但整體來說，仍較先前測量工具佳（MacDermott et al., 2010; Rieffe et al., 2007; Zeman et al., 2001）。此外，在效度考驗方面，本研究採用結構方程模式，檢驗與建立本測量工具的建構效度，乃為先前測量工具甚少建立的效度資料。本研究將受試者隨機分為測試樣本（群組一，N = 413）和效度樣本（群組二，N = 461），分別進行驗證性因素分析，結果顯示六策略模式具適配性以及跨樣本的穩定性。此外，模式內在適合度部分，本模式潛在變項的成份信度為可接受的範圍。構念間相關為正值，符合理論期待，具理則效度。情緒澄清、情緒表達、情緒抑制、情緒轉換、情緒接受的幅合效度尚可，情緒宣洩的幅合效度略低。情緒抑制、情緒表達和情緒宣洩的區辨效度為可接受，而情緒澄清、情緒轉換和情緒接受間的區辨效度較差，此與先前研究一致（Dempsey, 2002; Gaylord-Harden et al., 2008）。情緒澄清與情緒轉換、情緒接受等情緒調節策略之間較高的相關可能與其皆具有意志性調控的特性有關，而情緒宣洩策略則較少意志性調控（Cole, Michel, & Teti, 1994; Connor-Smith, Compas, Wadsworth, Thomsen, & Saltzman, 2000）。此外，情緒轉換與情緒澄清、情緒接受等情緒調節策略之間的高相關，似乎也說明學生在面對負向情緒，可能採取多元情緒調節策略以為因應（Bridges, Denham, & Ganiban, 2004）。建議未來量表修訂可針對上述方向改善。

另外，在內部一致信度層面，除五年級學生於情緒抑制量尺之內部一致性信度略差，其他策略之內部一致性信度佳，而整體量尺之重測信度佳。五年級學生於情緒抑制的內在信度較低，研

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究者推估可能與刪題後題項過少（僅剩三題）有關，此外，五年級學生在情緒抑制上可能有特定情緒抑制的現象，這其間是否自社會情境容許的知覺仍值得進一步檢討。再者，研究顯示，不同性別在負向情緒調節策略上有差異（表5）。五、六年級的女生，相較男生，採用較多情緒口語表達策略以及較低的情緒宣洩。此一結果與Chaplin 等人（2005）的研究結果相同。不同性別的學生面對負向情緒所採用的情緒調節策略有所差異，而此差異可能與父母和社會文化期待有關，意即兒童受期待而形塑、影響其面對負向情緒的情緒調節策略運用（Butler, Lee, & Gross, 2007; Chaplin et al., 2005）。在文化脈絡中，女生較被期待文靜、順服，而男生則較被允許情緒的外顯或宣洩（Chaplin et al., 2005; Robinson & Johnson, 1997）。

最後，不同年級在情緒調節策略差異的研究結果（表5）顯示，相較於五年級學生而言，六年級的學生面對負向情緒，在情緒澄清、情緒口語表達、情緒抑制、情緒轉換和情緒接受等情緒調節策略顯著較高，而情緒宣洩則沒有差異。此一研究結果與先前研究一致（Altshuler & Ruble, 1989; Garnefski & Kraaij, 2006）。Garnefski 與 Kraaij（2006）指出，學生隨年齡增長，運用認知賦予意義而調控情緒之情緒調節策略亦相對提高。

二、研究限制與建議

本研究以國小五、六年級學生為對象，編製負向情緒調節策略量表，並檢驗性別和年齡於情緒調節策略上的差異，此結果可作為未來常模建立的參考。此外，許多學者都指出，學生初始的情緒反應與強度，和其情緒的調節和轉換有緊密且重要的關係（Bridges et al., 2004; Campos, Mumme, Kermoian, & Campos, 1994）。在此研究裡，由於著重於負向情緒調節策略面向構念的釐清，並未將學生初始情緒的反應與強度納入評量，是為本研究的限制。此外，基於正向情緒調節和負向情緒調節的差異（Gross, 1999; Tugade & Fredrickson, 2007），本研究僅先聚焦於學生負向情緒調節策略的層面，建議後續可納入與開展後續相關研究。在測量方式，本研究對於學生負向情緒調節策略採用單一受試者資料來源，建議未來可加入父母或師長的觀察之多重資料來源，以建立量表測量結果的預測效度。在諮商實務方面，本量表可系統性了解學生運用負向情緒調節策略的現況，透過六項情緒調節策略數據分布的趨勢，描述與描繪學生整體情緒調節模式樣貌，了解學生面對負向情緒時，較常使用的情緒調節策略，和較不常使用的情緒調節策略，用以增進學生對自己情緒調節之澄清與回饋，亦可提供諮商輔導與教育專業人員介入時的參考，亦可提供諮商輔導與教育專業人員作依據，例如關切較常使用情緒抑制和情緒宣洩策略較多的學生，或較少使用情緒轉換調節策略的學生，提供相關的情緒教育或諮商輔導。

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收稿日期：2013 年 08 月 14 日一稿修訂日期：2014 年 07 月 28 日二稿修訂日期：2014 年 09 月 03 日接受刊登日期：2014 年 09 月 03 日

(21)

Bulletin of Educational Psychology, 2015, 47(1), 1-21 National Taiwan Normal University, Taipei, Taiwan, R.O.C.

Negative Emotion Regulation Strategies Scale for Children

and Adolescence

Jia-Ru Li

Ching-Wen Lin

Center for General Education, Department of Guidance & Counseling, Hsin Sheng Junior College of Medical Care and

Management

National Changhua University of Education

Purpose: This research seeks to develop a new measurement tool on negative emotion regulation to identify how children regulate their negative emotions. Methods: The “Negative Emotion Regulation Strategies Scale for Children” (NERSC) was administered. Subjects during pretest (N = 238) and formal testing (N = 878) wereall fifth to sixth-grade elementary school students in Taiwan. Through questionnaire survey, data was collected and analyzed using item analysis, principal component analysis,pearson product-moment correlation, multivariate analysis of variance, and Structural Equation Models. Results: The results are as follow. First, through literature review, a research framework was constructed. The pretest questionnaire contained 39 items and includedsix categories. Expert validity was established through the review from three experts in child psychology. Factors extracted from item analysis and principal component analysis wereused to delete and revise items based on pretest results. Second, a seven-point Likert scale was adapted for the 36 items on the formal testing version of the NERSC.Six strategies were: negative emotion clarification, negative emotion expression, negative emotion inhibition, negative emotion venting, negative emotiontransfer regulation strategies, and negative emotion acceptance. The internal consistency of the six strategies ranged from .63 to .89, and their test-retest reliability ranged from .63 to .86. Third, confirmatory factor analysis, conducted on both the calibration and validation samples, provided evidence supporting a 6-factor structure of the NERSC. Finally, significant differences in strategies were found among different grades and genders. Boys adopted more emotional venting strategies and less emotional expression strategies than girls. Sixth grade children adopted more strategies than fifth grade children. Conclusions: Based on the findings shown above, the NERSC can be useful for understanding the emotional regulation strategies of children in counseling and education.