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第三章 研究方法
第一節 研究架構
根據對國內外文獻之整理探討結果，本研究欲探討青少年情緒調節能力在 父母教養態度、後設情緒理念對青少年憂鬱影響歷程中的關係。研究構念如圖 3-1-1 所示：
父母 教養態度 父母後設 情緒理念
青少年 情緒調節能力
青少年 憂鬱傾向 青少年性別
圖 3-1-1 研究架構示意圖
第二節 研究假設
根據上章文獻探討，本研究將逐一對以下假設進行檢驗：
假設1：不同性別青少年其憂鬱傾向有顯著差異。
假設2：不同性別青少年其情緒調節能力有顯著差異。
假設 3：父母後設情緒理念、教養態度對青少年憂鬱的關係，受到青少年情緒 調節能力的中介影響。
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第三節 研究對象
本研究受試者為台灣地區之高中一、二年級學生及其主要照顧者（父或 母）。本研究樣本的取得如下：
本研究係以立意抽樣（purposive sampling）方式，抽取分佈於台灣北、
中、南、東地區之公立高中職校一或二年級學生，根據各校班級人數規模抽取 二至四個班級，總計十五所學校、三十三個班級學生及主要照顧者（其父親或 母親）進行全部量表之施測。其中，青少年填答「情緒調整量表」、「雙親教 養態度量表」以及「青少年憂鬱量表」，而其父母親填答「父母後設情緒理念 量表」），總計發出 1248 份配對問卷。青少年填答部分，扣除青少年之問卷漏 答過多或空白等無效問卷者 64 份，得青少年有效樣本為 1184 人；父母後設情 緒理念量表部分，除父母未繳回問卷的情形外，另亦排除子女填答其主要照顧 者與填答「父母後設情緒理念」的對象不一致者，最後，本研究在父母後設情 緒理念得有效樣本數為679 位的主要照顧者。
進行親子配對後，剔除在各量表遺漏過多的樣本後得 627 對親子樣本。其 中，由母親填答「父母後設情緒理念量表」之親子配對有 563 對，父親填答問 卷者為 64 對，因父母填答「父母後設情緒理念量表」之比例懸殊（父與母之比 為 64：563），加上為使研究結果討論單純化，故本研究僅針對由母親填答
「父母後設情緒理念量表」之親子樣本來進行分析討論。續剔除在情緒調整量 表、雙親教養態度量表及父母後設情緒理念量表之 14 個離群值（outlier）樣本 後，得 549 個以母親為主要照顧者親子配對樣本作為本研究最後之分析資料，
其中配對子女的青少男、青少女性別分別為222、327 人。
第四節 施測流程
本研究進行資料收集時，由研究者聯繫並接洽台灣地區十五所高中職校 後，開始展開青少年與其主要照顧者的資料收集。青少年資料部分包含人口變 項及主要研究變項，並將研究工具彙整成一份問卷，研究工具計有背景變項調 查、情緒調整量表、雙親教養態度量表及青少年憂鬱量表，填答時間約為 25~30 分鐘；主要照顧者資料部分則為父母後設情緒理念調查表，由學生完成 青少年部分問卷後當日攜回請主要照顧者填答，並於隔日繳回給班級之問卷回 收負責人。資料收集於2005 年 6 月完成。
第五節 研究工具
本研究採用自陳式問卷。問卷內容包含基本資料及各分量表，以下說明所 使用之研究工具。
壹、 青少年填答部分
青少年子女填答的部分（如附錄一）包含基本資料、情緒調整量表、雙親 教養態度量表及青少年憂鬱量表，以下將逐一介紹每量表之內容：
一、 情緒調整量表
本 研 究 採 用 江 文 慈 （1999）編製之情緒調整量表（Emotion Regulation Inventory），以之測量個體情緒調節能力的高低，此量表包含有「情緒效
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「非常不符合」，「2」代表「不符合」，「3」代表「符合」，「4」代表「非 常符合」。得分越高，表示個體各個面向的情緒調節能力越高。其中量表的第 3、4、6、8、9、10、11、12、15、16 題採反向計分，其餘題目均採正向計 分。在項目分析方面，本量表各題目與分量表總分的相關，介於 .30∼.66 之 間；題目的臨界比，介於 5.62∼12.18 之間。在信度方面以內部一致性與重測信 度進行考驗，總量表的 Cronbach’s α 值介於 .52∼ .78；間隔兩個月的重測信度 為 .67∼.84。至於效度考驗部分，該量表的五個因素共可解釋 51.8%的總變異量
（江文慈，1999）。總而言之，本量表之信效度尚稱不錯。
然而，在確立採用為本研究用以測量青少年情緒調節之工具前，研究者發 現原始量表部分題目題意不清、贅詞過多或具雙重否定意涵，因此先進行語意 上之修改並力求符合原題目意旨及隸屬因素，如第 6 題「我不知道如何說出心 中的煩惱，以致感到鬱悶」，修改為「我不知道如何說出心中的煩惱」；第 7 題「我可以從自己的身體狀況感覺到情緒的變化」，修改為「我可以從身體狀 況感覺到自己情緒的變化」；第 15 題「緊張焦慮時，我無法讓自己保持鎮靜不 慌亂」，修改為「緊張焦慮時，我很難讓自己保持鎮靜不慌亂」；第 17 題「我 能坦然面對自己的情緒，不誇張也不壓抑」，修改為「我能坦然面對自己的情 緒」。施測時，遂以修改上述四題之量表版本進行資料收集（量表題目見附錄 一第一部份）。
經過本研究施測後，先初步排除離群值（outlier）及漏答過多之樣本後得 1128 份有效樣本，漏答題數少於 5 題者以平均數進行填補。進行內部一致性考 驗時全量表之Cronbach’s α 為 .85，其中若刪除第 3、15、16 題則能提高本量表 之信度，因此刪除上述三題後續採「主軸法」（Principal Axis Factoring, PAF）
抽取，並以「最優斜交轉軸法」（promax）進行轉軸。進行因素分析後，發現 部分題目（第 7、13、14 題）之主要因素負荷量落在其他因素、因素負荷量過 低或同時出現在兩個因素以上的相近因素負荷量，經核對題意與因素內涵後，
決議刪除這些題目，以免造成分析時的誤差。本研究總計刪去 6 題後得五個因 素，其中「情緒效能」因素下有 6 題，其中原屬「情緒反省」之第 27 題「我能 接納自己的情緒，讓自己感覺更好」，經過因素分析及內部一致性分析後，將 其納入「情緒效能」因素的項目；屬於「情緒表達」有 5 題，同樣地第 9 題
「心情不好時，我不知道如何抒解內心的不愉快」，原隸屬「調節策略」因 素，經重新對題目內容之檢視及配合內部一致性係數，發現亦符合「情緒表 達」之意旨，因此決定將該題歸為「情緒表達」因素之測量題目；屬於「調節 策略」因素下有 3 題；另外兩個因素的題目分佈相異於原量表之因素分析結 果，其中一個因素包含原屬情緒反省（第 17、23、24 題）、情緒效能（第 22 題）及情緒覺察（第 1、5 題）共 6 題，經核對該因素所聚集的題目含意後，發 現可將該因素命名為「情緒反省」；另一因素則包含原屬情緒反省（第 26 題）、情緒覺察（第 2、4 題）及情緒表達（第 11 題）共 4 題，這些題目的內 容均與情緒的覺察與衝動控制有關，因此暫命名為「覺察控制」。五個因素可 解釋量表全部變異量的 32.89%。因素分析如附錄二所示。Cronbach’s α 內部一 致性部分，情緒效能為 .75，情緒表達為 .73，情緒反省為 .71，調節策略 為 .70，覺察控制為 .49，刪題後之全量表則為 .85。
二、 雙親教養態度量表
1979 年 Parker，Tupling 與 Brown 發展雙親教養態度量表（Parental Bonding Instrument, PBI）做為探討雙親教養態度和個體發展的實徵研究工具，二十多年 來在國外被普遍使用，不管是在正常族群、青少年以及精神疾病患者之精神分 裂症、憂鬱症、焦慮症等，均被證實個體感受到不良的雙親教養態度和憂鬱、
焦慮狀態等不適應的心理健康問題間關係密切。Parker 等人依據關懷與保護兩 個面向發展出雙親教養態度量表，由個體回憶十六歲前雙親對於個體的教養態 度及行為，共有 25 個題目，其中關懷因素有 12 題，保護因素有 13 題，為自陳 式四點量表。國內學者徐畢卿、羅文倬、龍佛衛（1999）將其翻譯成中文版並 檢驗其在台灣地區的適用性，發現中文版之雙親教養態度量表適用於台灣樣 本。中文版雙親教養態度量表的內部一致性的信度指標中，父親版的 α 係數 為 .73，母親版的 α 係數為 .69；所測得再測信度之關懷與保護因素，在父親版 為 .66 及 .69，母親版為 .77 及 .85。構念效度部分，兩因素所佔的解釋變異量在
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本研究為統一計分之便，遂將得分選項做一調整，其中「1」代表「非常不 符合」，「2」代表「不符合」，「3」代表「符合」，「4」代表「非常符 合」，量表題目見附錄一第二、三部分。本研究中，剔除離群值及漏答過多的 樣本後，母親版可得 1114 份有效樣本，父親版則為 1040 份，進行內部一致性 分析後發現：母親關愛因素的 Cronbach’s α 為 .88，母親保護因素為 .84；父親 關愛因素的 Cronbach’s α 為 .88，父親保護因素為 .86；採「主軸法」及以「最 優斜交轉軸法」（promax）進行轉軸來進行因素分析後，無論是母親版或父親 版均可得兩個因素－「關愛」與「保護」，其中兩因素所佔的解釋變異量在母 親版為37.19%，可見本量表的信度不錯。
三、 青少年憂鬱量表
為編製符合台灣地區青少年的憂鬱特徵，進而篩選出高憂鬱傾向青少年，
黃君瑜和許文耀（2003）以台灣地區青少年憂鬱症的重要症狀，取得專家效 度，編製成31 題之青少年憂鬱量表（Adolescent Depression Inventory; 見附錄一 第四部份）。整體量表之內部一致性信度係數（KR-21）為 .86，鑑別度考驗顯 示各題均可有效鑑別高憂鬱症與低憂鬱症組，其間隔兩週之再測信度為 .76。利 用兒童憂鬱量表、生活狀況量表、因應量表以及自殺危險程度量表作為效標關 連效度之檢驗，發現其具有不錯的同時效度。因作為篩選之用，故每題之答題 選項為是或否，圈答「是」者得 1 分，圈答「否」者得 0 分，在此量表得分高 者，代表具有較多憂鬱症狀，亦即具有較高的憂鬱傾向。在本研究中，剔除漏 答樣本後得1158 位學生填答青少年憂鬱量表之分數，同樣採 KR-21 作為二分變 項的信度考驗方式，結果得信度為 .89，顯示有不錯的信度。
貳、 父母填答部分 父母後設情緒理念量表
在測量父母後設情緒理念類型上，本研究所使用的量表係葉光輝（2002）
所編製之「父母教養情緒理念意見調查表」（附錄三），該量表根據「情緒教 導型」、「情緒不干涉型」、「情緒摒除型」及「情緒失控型」的父母，對於 孩子負面情緒的「覺察面」、「接受面」、「溝通面」、「原因面」、「處理 面」及「教導面」等六個面向的特徵差異來編製題目，每個特徵面向各有 2 項 題目，全量表共有 48 個題目（見附錄三）。答項為 Likert-type 型式，作答時，
受試者需根據每一題目內容，圈選符合個人情況的數字，其中數字 1~6 分別代 表「非常不符合」、「大部分不符合」、「有點不符合」、「有點符合」、
「大部分符合」及「非常符合」。葉氏使用探索性因素分析取得原先架構中的 四種父母後設情緒理念因素，而且發現四個因素的內部一致性相當不錯，
Cronbach’s α 值介於 .68 ~ .86 間。
經過本研究的資料收集，在剔除離群值及漏答過多的樣本後，得到 617 位 主要照顧者的填答結果。本研究採「主軸法」（Principal Axis Factoring, PAF）
抽取因素，並以「最優斜交轉軸法」（promax）進行轉軸，刪除不在原來設定 因素、部分題目的因素負荷量過低或同時在不同因素間的有相近因素負荷量的 情況下，餘下較為穩定的 38 個題目進行與本研究其他變項的整合分析。「父母 後設情緒理念量表」的因素分析結果抽出的四個因素符合父母後設情緒理念原 型，其中「情緒教導型」因素有 13 題，「情緒不干涉型」有 9 題，「情緒失控 型」有 9 題，「情緒摒除型」有 7 題，四個因素可解釋量表全部變異量的 34.44%。因素分析如附錄四所示。信度分析部分，情緒教導型之 Cronbach’s α 為 .87，情緒不干涉型為 .80，情緒失控型為 .81，情緒摒除型為 .66，刪題後之 全量表Cronbach’s α 為 .75，顯見最後的父母後設情緒理念量表具有不錯的內部 一致性。
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第六節 資料處理與統計分析
所有資料回收後，研究者將資料輸入電腦建檔，以套裝軟體 SPSS 12.0 for Windows 英文版及 LISREL 8.70 版，進行本次研究資料的建檔與統計分析。
一、描述性統計部分
（一） 類別變項如青少年背景資料之性別、年齡、主要照顧者，及父母的年 齡、教育程度、婚姻狀況等以次數分配表及百分比來進行陳述。
（二） 連續變項如雙親教養態度量表、父母後設情緒理念量表、情緒調整量 表、青少年憂鬱量表，分別以平均數、標準差做分佈之描述。
二、推論性統計部分
（一） 以獨立樣本 t 檢定（t-test）比較性別在青少年憂鬱傾向上之得分有無差 異，t 檢定部分均以 α = .05 為顯著水準。
（二） 先以單因子多變量變異數分析不同性別青少年在情緒調節能力五個面 向上是否有差異，再以雪費法（Scheffe’s method）進行事後比較。
（三） 各連續變項間之相關，以Pearson 相關檢定之。
（四） 將父母後設情緒理念、父母教養態度、青少年情緒調節能力及青少年 憂鬱傾向作為觀察變項，以結構方程模型（structural equation modeling;
SEM）為分析方法來檢測青少年情緒調節能力的角色。
