第四章 結果與討論
本章主要在依據研究問題、研究假設來分析,並呈現研究資料所獲得的 結果,共分為五節。第一節為了解國中生非理性信念、情緒適應能力與憂鬱 傾向之現況;第二節探討不同年級、性別國中生在非理性信念、情緒適應能 力與憂鬱傾向之差異結果;第三節是國中生非理性信念、情緒適應能力與憂 鬱傾向之典型相關分析;第四節為非理性信念與情緒適應能力對憂鬱傾向的 預測。
第一節 國中生非理性信念、情緒適應能力與憂鬱傾 向之現況
本節主要在了解國中生非理性信念、情緒適應能力與憂鬱傾向的現 況,茲分述如下。
壹、國中生『非理性信念』之現況
國中生非理性信念各分層面及整體層面得分情形如下表 4-1-1,整體非理 性信念平均數為 2.9332,從非理性信念各分層面來看,得分較高的前五項為
「挫折反應」、「要求贊許」、「過度焦慮」、「完美」、「責備傾向」,這五項的單 題得分平均數在 3 以上,整體非理性信念標準差 29.9592。
表 4-1-1 國中學生非理性信念現況分析摘要表 非理性信念
層面
題數 平均數 標準差 單題得分平 均數
要求贊許 6 18.6549 4.0320 3.1092 高自我期許 6 16.1143 4.6062 2.6857 責備傾向 6 18.2395 4.0923 3.0399 挫折反應 6 19.1943 4.1585 3.1991 情緒控制 6 16.4954 4.2550 2.7492 過度焦慮 6 18.4943 4.5687 3.0824 逃避困難 6 17.5329 4.2621 2.9222 依賴 6 16.2417 3.9020 2.7070 無法改變 6 16.7648 4.0769 2.7941 完美 6 18.2602 4.2948 3.0434 整體非理性
信念
60 175.9924 29.9592 2.9332
貳、國中生『情緒適應能力』之現況
國中學生情緒適應能力之各分層面及整體層面得分情形如下表 4-1-2,整 體情緒適應能力平均數為 3.2821,標準差 11.7159。
表 4-1-2 國中學生情緒適應能力現況分析摘要表 情 緒 適 應 層
面 題數 平均數 標準差 單題得分平
均數
情緒覺察 11 39.5155 6.9037 3.5923 情緒處理 7 22.2118 4.9022 3.1731 情緒界限 7 21.6848 4.6485 3.0978 情緒表達 4 11.7697 3.1762 2.9424 整 體 情 緒 適
應 29 95.1818 11.7159 3.2821
參、國中生『憂鬱傾向』之現況
國中學生憂鬱傾向各分層面及整體層面得分情形如下表 4-1-3,整體憂鬱 傾向平均數為 2.0256,標準差 15.4969。
表 4-1-3 國中學生憂鬱傾向現況分析摘要表 情緒適應層
面
題數 平均數 標準差 單題得分平 均數
情緒憂鬱 6 13.2422 4.6821 2.2070 認知憂鬱 6 12.7414 4.2100 2.1236 生理憂鬱 6 11.0550 4.2944 1.8425 行為憂鬱 6 11.5765 4.3266 1.9294 整體憂鬱傾
向
24 48.6151 15.4969 2.0256
第二節 不同年級與性別國中生在非理性信念、情緒適應能力與 憂鬱傾向之差異情形之討論
為瞭解不同年級與性別國中生非理性信念、情緒適應能力與憂鬱傾向 的差異情形,本研究以年級為自變項,以非理性信念、情緒適應能力與憂 鬱傾向等變項為依變項,進行單因子變異數(one-way ANOVA)分析考驗;
以性別為自變項,以非理性信念、情緒適應能力與憂鬱傾向等變項為依變 項,進行t考驗。
壹、不同背景變項國中生在『非理性信念』上的差異情形之研究結果與討論
本研究以單因子變異數分析(one-way ANOVA),分析不同年級國中 生、以 t 考驗分析不同性別之國中生其非理性信念的差異情形,結果與討 論分述如下:
一、不同年級國中生在非理性信念上之差異情形
本研究以國中生的年級為自變項,以非理性信念為依變項,進行單 因子變異數分析。結果如表 4-2-1 所示:由 F 值發現,不同年級的國中生 其非理性信念在「整體非理性信念」與「要求贊許」、「責備傾向」、「過度 焦慮」、「逃避困難」、「完美」五個分層面,均達統計上的顯著差異。結果 部份支持假設 1-2-1:年級不同的國中生,其整體非理性信念有顯著差異;
假設 1-2-2:年級不同的國中生,其「要求讚許」分層面的非理性信念有 顯著差異;假設 1-2-4:年級不同的國中生,其「責備傾向」分層面的非 理性信念有顯著差異;假設 1-2-7:年級不同的國中生,其「過度焦慮」
分層面的非理性信念有顯著差異;假設 1-2-8:年級不同的國中生,其「逃 避困難」分層面的非理性信念有顯著差異;假設 1-2-11:年級不同的國中 生,其「完美」分層面的非理性信念有顯著差異。本研究結果與賴正珮 (2003)、郭從吉(2000)、蕭見文(1996)、吳松林(1990)結果相同,顯示不同年 級的國中生非理性信念有差異;但與盧怡任(2004)以行為困擾國中生為研 究對象之結果不相同,其研究結果顯示不同年級之行為困擾國中生非理性 信念無差異,可能與行為困擾國中生之非理性信念本來就偏高有關,因此 年級間不易顯出差異 (盧怡任,2004)。
進一步以Scheffe法進行事後比較,結果顯示「要求贊許」、「責備傾 向」這二個分層面一年級得分均高於二、三年級,在「整體非理性信念」、
「過度焦慮」、「完美」這三個分層面,一年級得分高於二年級,「逃避 困難」則是三年級高於二年級。本研究顯示不同年級的國中生非理性信 念是有差異的,而且國一學生明顯高於其他年級。
表 4-2-1 不同年級國中生非理性信念之單因子變異數分析
非理性信 念層面
平均值 標準差
一年級 N=628
二年級 N=676
三年級
N=533 F 值 顯著性 事後比 較 要求贊許 M
SD
19.1338 4.1161
18.3107 4.1489
18.5272
3.7227 7.209
*.001 1>2 1>3 高自我期
許
M SD
16.2882 4.8319
15.9615 4.6010
16.1032
4.3337 .821 .440
責備傾向 M SD
18.6736 4.2901
18.0740 3.9628
17.9381
3.9786 5.559
*.004 1>2 1>3 挫折反應 M
SD
19.2484 4.2369
18.9527 4.3195
19.4371
3.8357 2.106 .122 情緒控制 M
SD
16.8137 4.4070
16.2929 4.3831
16.3771
3.8772 2.734 .065 過度焦慮 M
SD
19.0717 4.6836
18.0118 4.6047
18.4259
4.3113 8.920
*.000 1>2 逃避困難 M
SD
17.4809 4.5060
17.1568 4.2453
18.0713
3.9268 6.976
*.001 3>2
依賴 M
SD
16.1449 4.0676
16.0932 3.9972
16.5441
3.5557 2.286 .102 無法改變 M
SD
16.7723 4.2991
16.8373 3.9841
16.6642
3.9272 .270 .763
完美 M
SD
18.6035 4.5419
17.9246 4.4012
18.2814
3.8059 4.091
*.017 1>2 整體非理
性信念
M SD
178.2309 30.7221
173.6154 30.5609
176.3696
28.0522 3.936
*.020 1>2
*p<.05
Ellis認為人天生具有理性與非理性的信念,而這些信念可以透過思 想訓練(reindoctrination)的過程,使個體重新解釋(賴正珮,2003)。國 中生正處於發展階段,其對世界的看法與認知基模都會隨著與他人的互 動及學習而改變,隨著年級的增長,個人身心發展與能力,會因為生活 經驗與教育的過程,而增加個體生活調適與減少焦慮的能力(吳松林,
1990)。換言之,國中生在一年級時多少還保留著兒童時期的社交特徵,
以他人意見為主。在這個階段尚缺乏足夠的生活經驗,思考及判斷的能 力尚未成熟,容易以外在的價值為標準 (郭從吉,2000),希望能達到外 在的標準,並獲得他人的喜愛,可能尚未思考其信念之合理性,而慢慢 成長後,認知思考較為成熟,且在生活及課程學習中體會到這些非理性
的認知,造成了生活上的不適應,而慢慢調整自己的基模。當然,也有 可能因為年齡漸長,愈希望自己能受人喜愛,達社會的期待,國二、國 三生在問題的回答上,較有可能為符合社會價值,而避開非理性信念負 向的選答。
二、不同性別國中生在『非理性信念』上之差異
本研究以國中生的性別為自變項,以非理性信念為依變項,進行 t 考 驗,結果如表 4-2-2 所示:不同性別的國中學生在「整體非理性信念」與
「高自我期許」、「責備傾向」、「逃避困難」、「依賴」、「無法改變」與「完 美」六個分層面,均達統計上的顯著差異。結果支持假設 1-1-1:性別不同 的國中生,其整體非理性信念有顯著差異;假設 1-1-3:性別不同的國中生,
其「高自我期許」分層面的非理性信念有顯著差異;假設 1-1-4:性別不同 的國中生,其「責備傾向」分層面的非理性信念有顯著差異;假設 1-1-8:
性別不同的國中生,其「逃避困難」分層面的非理性信念有顯著差異;假 設 1-1-9:性別不同的國中生,其「依賴」分層面的非理性信念有顯著差異;
假設 1-1-10:性別不同的國中生,其「無法改變」分層面的非理性信念有 顯著差異;假設 1-1-11:性別不同的國中生,其「完美」分層面的非理性 信念有顯著差異。
本研究結果顯示男生在「整體非理性信念」與「高自我期許」、「責備 傾向」、「逃避困難」、「依賴」、「無法改變」、「完美」六個分層面上顯著高 於女生。回顧以往國內非理性的相關研究,有研究顯示性別的不同,並不 會造成非理性信念的差異。郭從吉(2000)研究顯示矯正機構的青少年在整 體層面與各分層面的非理性信念,女生的分數皆高於男生,但是差異並不 顯著。同樣的盧怡任(2004)以行為困擾國中生進行研究,亦顯示無性別差 異。
表 4-2-2 不同性別國中生非理性信念之 t 考驗分析 非理性信
念層面
平均值 標準差
男生 N=925
女生 N=912
t 值 顯著 性.
備註 要求贊許 M
SD
18.6303 3.9427
18.6798
4.1225 -.263 .792 高自我期
許
M SD
17.0919 4.5635
15.1228
4.4364 9.377* .000 男>女 責備傾向 M
SD
18.6119 4.1695
17.8618
3.9792 3.945* .000 男>女 挫折反應 M
SD
19.0227 4.2643
19.3684
4.0432 -1.783 .075 情緒控制 M
SD
16.4357 4.2372
16.5559
4.2745 -.605 .545 過度焦慮 M
SD
18.5124 4.4672
18.4759
4.6718 .171 .864 逃避困難 M
SD
17.9784 4.2191
17.0811
4.2602 4.535* .000 男>女 依賴 M
SD
16.5286 4.0014
15.9507
3.7786 3.183* .001 男>女 無法改變 M
SD
17.3124 4.1235
16.2094
3.9546 5.852* .000 男>女 完美 M
SD
18.4962 4.2938
18.0208
4.2849 2.375* .018 男>女 整體非理
性信念
M SD
178.6205 30.0570
173.3268 29.6384
3.801* .000 男>女
*p<.05
由過去的文獻中可看出國內非理性信念的相關研究,國中生在性別部 份的探討,大部份的研究皆顯示非理性信念會因性別的不同而有差異。姚 雅云(2005)以高雄縣市國中生為研究對象顯示男生在「高自我期許」、「無 法改變」、「完美」高於女生,而在「挫折反應」、「情緒控制」的層面 上,女生則高於男生。黃璧如(2005) 探討高中職學生的非理性信念,結果 顯示男生非理性信念的得分較高有「高自我期許」、「責備傾向」、「依賴」、
「無法改變」、「完美」及「非理性信念的總分」等,而女生得分較高是「挫 折反應」方面。賴正珮(2003)研究指出國小男童的「過高期許」、「過度非
難」、「過度憂慮」及「逃避困難」四個分層面及非理性信念的總量表顯 著高於國小女童。吳松林(1990)研究顯示男生在「高自我期許」、「過度焦 慮」、「逃避困難」和「無法改變」四類非理性觀念顯著比女生高,而在「責 備傾向」、「挫折反應」和「情緒控制」三類非理性信念,女生則顯著高於 男生,有可能是因為女生性別角色期望的關係,其活動範圍與層面,自幼 就比男生受到較多的限制與照顧的因素。
茲將上述相關研究整理如表 4-2-3,顯示在國內相關研究的結果,多數 呈現男生的非理性信念較女生高,尤其在「高自我期許」部份的非理性信 念,在研究者所蒐集到的每一項研究中皆顯示男生高於女生。Jones(1969) 研究亦指出男性承受社會的期待較高,所以男性有較高的自我期望、責備 他人的傾向與力求完美的表現(楊淑珍,1983)。尤其在中國社會,對男孩常 有較高的期待,覺得男生是家中的支柱,應該有要成就,才會有出息。關 永馨(1886)認為因為「重男輕女」的教養觀,使得父母對兒子有所期待,總 是教導兒子應該要果斷、獨立、主動、進取、好勝 (王麗芬,2003) 。這些 對男生較高的要求與期待,往往容易使男生比女生更容易傾向於有較高的 非理性信念。此外,Ellis 假設人的非理性信念是同時受到先天的生物和後 天的環境等因素所影響,後天因素包括家庭教養、社會文化和學習環境,
而社會文化對小孩的期待與教養方式,常因性別的不同而有所不同,因此 在親子互動時,父母會因子女的性別,對事件的解釋、傳達的信念以及行 為結果而有所差異(陳蓓青,1991),因而形成不同性別的子女,其認知模 式與非理性信念的差異。表 4-2-3 亦顯示,在「責備傾向」、「過度焦慮」、
「逃避困難」、「依賴」、「無法改變」、「完美」與「整體非理性信念」皆顯 示男生高於女生;而在「挫折反應」部份大多研究結果顯示女生高於男生,
由上述的結果可看出,國中男生的非理性信念、對自己的高要求,及其所 帶來責備、焦慮、完美、無法改變等信念比女生多,壓力也來得大些。
表 4-2-3 國內不同性別學生非理性信念差異的相關研究
相關研究 對象 要求贊 許
高自我 期許
責備傾 向
挫折反 應
情緒控 制
過度焦 慮
逃避困
難 依賴 無法改 變 完美
整體非 理性信 念 賴正佩 國小學生 男>女 男>女 男>女 男>女
黃璧如 高中職學
生 男>女 男>女 女>男 男>女 男>女 男>女 男>女 姚雅云 國中生 男>女 女>男 女>男 男>女 男>女 吳松林 國中生 男>女 女>男 女>男 女>男 男>女 男>女 男>女 本研究 國中生 男>女 男>女 男>女 男>女 男>女 男>女 男>女
貳、不同背景變項國中生在「情緒適應能力」上的差異情形之研究結果與討 論
本研究以單因子變異數分析(one-way ANOVA)分析不同年級國中生、以 t 考驗分析不同性別之國中學生情緒適應能力的差異情形,其結果與討論分 述如下:
一、不同年級國中生在「情緒適應能力」上之差異情形
本研究以國中生的年級為自變項,以情緒適應能力為依變項,進行單 因子變異數分析,結果如表4-2-4所示:由F值發現,不同年級的國中學生 在「整體情緒適應能力」與「情緒覺察」、「情緒處理」、「情緒界限」三個 分層面,達統計上的顯著差異。研究結果支持假設2-2-1:年級不同的國中 生,其整體情緒適應能力有顯著差異;假設2-2-2:年級不同的國中生,其
「情緒覺察」分層面的情緒適應能力有顯著差異;假設2-2-3:年級不同的 國中生,其「情緒處理」分層面的情緒適應能力有顯著差異;假設2-2-4:
年級不同的國中生,其「情緒界限」分層面的情緒適應能力有顯著差異。
再以 Scheffe 法進行事後比較後,結果發現在「整體情緒適應能力」、
「情緒覺察」及「情緒界限」這二個層面一年級得分均高於三年級,在「情 緒界限」分層面二年級得分高亦於三年級。在謝順吉(2005)的研究也有一致 的結果。謝順吉(2005)探討國中生的情緒智力,研究結果顯示低年級生之情 緒智力優於高年級生,一年級生優於二、三年級生,二年級生優於三年級 生;而本研究結果與葉碧玲(2000)、徐振堃(2001)、胡慧宜(1998)的研究結果 不相同。葉碧玲(2000)研究對象為國中生,研究結果顯示國中生的情緒智力 並不會因為年級的不同而有不同。徐振堃(2001)研究對象亦為國中生,研究 結果顯示國三學生的整體情緒智力高於國二和國一學生,國二與國一學生 則無顯著差異。另外胡慧宜(1998)針對國小學生所進行的研究,結果顯示四 年級的國小生在「覺察自我情緒」、「自我情緒控制」、與「自我情緒管理」
上,顯著較五、六年級為差。
表 4-2-4 不同年級國中生情緒適應能力之單因子變異數分析
情緒適應 平均值 標準差
一年級 N=628
二年級 N=676
三年級 N=533
F 值 顯著 性
事後比較 情緒覺察 M
SD
40.1561 7.2169
39.4083 7.0567
38.8968
6.2479 4.946
*.007 1 >3 (.008) 情緒處理 M
SD
22.6385 5.1406
22.0074 5.0169
21.9681
4.4194 3.636
*.027 情緒界限 M
SD
21.9061 4.8396
21.9482 4.7016
21.0901
4.2919 6.194
*.002 1 >3 (.012) 2 >3 (.006) 情緒表達 M
SD
11.6449 3.3336
11.8402 3.1531
11.8274
3.0125 .739 .478 情緒適應 M
SD
96.3455 12.2759
95.2041 12.0240
93.7824 10.4451
6.946
*.001
1>3 (.001)
*p<.05
情緒或情緒智力發展是隨個體身心之發展而逐漸複雜與成熟(葉碧 玲,2000)。但本研究卻發現,國三學生的情緒適應能力反而比一、二年級 差;可能與國三生面對升學壓力與同儕競爭等因素有關,所以情緒不穩定性 較為增加,或可能因為壓力、身心發展或其他因素造成的情緒適應問題 (謝
順吉,2005) 。另外,亦可能因為學生年齡的增長,情緒覺察由單一情緒,
慢慢發展為混和情緒(江文慈,1999),所以國三學生要面臨的情緖複雜度或 許高於國一學生。此外,從研究者教學、輔導實務工作經驗上的觀察,發 現愈高年級的國中生所面臨情緒事件的處理挫折較多,且高年級的學生常 會覺得情緒的適應並不如以往所想的那麼單純,可能亦是影響的因素。另 外,在「情緒界限」部份,國三學生與同學相處三年下來,同學情誼提高,
或許會因人際間的互動較為緊密,可能因此而影響人際界限的建立。以上 的各種可能因素,均待日後進一步的研究深入探討之。
二、不同性別國中生在『情緒適應能力』上之差異情形
本研究以國中生的性別為自變項,以情緒適應能力為依變項,進行t 考驗,結果如表4-2-5所示:不同性別的國中學生在「情緒界限」與「情緒 表達」均達統計上的顯著差異。研究結果部份支持假設假設2-1-4:性別不 同的國中生,其「情緒界限」分層面的情緒適應能力有顯著差異;假設 2-1-5:性別不同的國中生,其「情緒表達」分層面的情緒適應能力有顯著 差異。
表 4-2-5 不同性別國中情緒適應能力之 t 考驗分析 情緒適應念
層面
平均值 標準差
男生 N=925
女生 N=912
t 值 顯著 性.
備註 情緒覺察
M
SD
39.3351 7.2578
39.6985
6.5240 -.1.128 .260
情緒處理
M
SD
22.7989 5.0215
22.2248
4.7809 -.113 .910
情緒界限
M
SD
22.0746 4.5842
21.2895
4.6822 3.631
*.000 男>女
情緒表達
M
SD
11.3103 3.0561
12.2357
3.2290 -6.310
*.000 女>男
情緒適應
M
SD
94.9189 11.9833
95.4485
11.4387 -.969 .333
*
p<.05
邱秀燕(2000)研究亦得到相似的結果,其研究結果顯示女生在「情緒 覺察」、「情緒表達」以及「整體情緒適應」能力上顯著高於男生;男生在
「情緒界限」能力則顯著高於女生。葉碧玲(2000)的研究指出可能因為社會 文化的影響,女性被社會化為較有感覺或較有情緒性的傾向,所以國中女 生的「自我情緒智力」與「人際情緒智力」顯著優於男生。謝順吉(2005) 研究指出男生容易把感情放在心理,給人的印象木納、堅強、不可掉淚,
女生則善於溝通、可以表現情感,這些特質使女生的情緒表達高於男生。
本研究結果顯示男生的「情緒界限」顯著高於女生,而女生的「情緒 表達」顯著高於男生,性別在情緒適應上的差異,可能源自生理、與重要 他的人的互動經驗以及社會化歷程的差異。女生因在大腦上的不同構造,
而有較高的情感敏銳度(蔡秀玲、楊智馨,1999),且父母在與子女的互動 中,女生接受情緒方面的訊息常多於男生(張美惠譯,1996),所以女生的
「情緒表達」能力較高於男生。在社會化的過程中,男生也比較重視獨立 自主的發展,會與他人保持一定的情感距離(張英熙,1997),而女生比較 重視與他人的親密關係,所以常在人我之間的情緒可能較缺乏適當的距 離,是以男生「情緒界限」能力顯著高於女生。Survey(1985)指出女性在人 我之間的情緒較缺乏適當的距離,可能會過度涉入別人的情緒中或期待別 人為自己的情緒好壞負責任 (游璧如,2006)。
參、不同背景變項國中生在『憂鬱傾向』上的差異結果
本研究以單因子變異數分析(one-way ANOVA)分析不同年級,以 t 考驗 分析不同性別之國中學生憂鬱傾向的差異情形,其結果與討論分述如下:
一、不同年級國中生在『憂鬱傾向』上之差異情形
本研究以國中生的年級為自變項,以憂鬱傾向為依變項,進行單因子
變異數分析,結果如表 4-2-6 所示:由 F 值發現,不同年級的國中學生只 在「生理憂鬱」分層面達統計上顯著差異。結果支持假設 3-2-4:年級不同 的國中生,其「生理憂鬱」分層面的憂鬱傾向有顯著差異。
再以 Scheffe 法進行事後比較後,結果在「生理憂鬱」分層面上,國三 學生顯著高於國二學生。本研究結果與國內的陳柏齡(1999)、張高賓(2005)、
蔡嘉慧(1997)、林美李(2002)、國外研究 Kashani 等人 (1989)的研究結果 相同,都顯示年級的增加,憂鬱傾向也會略為增加。而本研究結果與陳素 惠(2004)以原住民國中生為研究對象,及邱一峰(1996)、施雅薇(2003)同樣以 國中生為研究對象所得的結果不同,二者研究皆顯示,不同年級的國中生,
憂鬱傾向並無差異。
表 4-2-6 不同年級國中生憂鬱傾向之單因子變異數分析
憂鬱情緒 分層面
平均值 標準差
一年級 N=628
二年級 N=676
三年級
N=533 F 值 顯著性 事後 比較 情緒憂鬱 M
SD
13.2134 4.8379
13.1864 4.8022
13.3471
4.3353 1.470 .230 認知憂鬱 M
SD
12.7277 4.3482
12.6967 4.2699
12.8143
3.9681 .121 .886 生理憂鬱 M
SD
10.9634 4.4010
10.7308 4.1518
11.5741
4.3052 5.996
*.003 3>2 行為憂鬱 M
SD
11.5318 4.3176
11.4305 4.3651
11.8143
4.2860 1.224 .294 整體憂鬱
傾向
M SD
48.4363 15.8188
48.0444 15.7260
49.5497
14.7909 1.470 .230
*
p<.05
從文獻探討中可知,國三的學生容易在憂鬱情緒高於其他年級,可 能與國三學生正面臨人生的轉捩點,升學壓力大,對於未來的選擇也還未 明朗,有較大的壓力有關。Siegel與Griffin(1984)的研究亦指出十四、十五 歲的青少年比其他年齡的青少年有較高的憂鬱症狀,可能原因是課業加 重、同儕壓力和生理變化加速 (蔡嘉惠,1998)。尤其在青少年後期(15至18 歲),生理愈來愈成熟,變得更在意自己的生理變化與外貌身材 (黃惠惠,
2002)。
陳杏容(2001)研究探討國中生的憂鬱現狀,結果顯示國中生的憂鬱情 緒的嚴重程度有逐年增加的趨勢,且在各類型的憂鬱情緒中,國三學生的 憂鬱性「生理症狀」程度是所有憂鬱情緒類型中最嚴重的類型。此外,研 究中並指出國中生的生理憂鬱症狀,例如:頭暈、頭痛、失眠、心跳加速、
喘不過氣來等,常容易與一般的生理症狀混淆,而在找不出病因的情況 下,在台灣現況中一般老師與家長普遍缺乏足夠的心理衛生概念的情況 下,學生很容易被為是「說謊」,而未能得到適當的協助 (陳杏容 2001) 。 這有可能也是國三的生理憂鬱較其他年級顯著的原因。
二、不同性別國中生在『憂鬱傾向』上之差異
本研究以國中生的性別為自變項,以憂鬱傾向為依變項,進行 t 考驗。
結果顯示如表 4-2-7:不同性別的國中學生在「整體憂鬱傾向」與「情緒 憂鬱」、「認知憂鬱」、「生理憂鬱」三個分層面,均達統計上的顯著差異。
研究結果支持假設 3-1-1:性別不同的國中生,其整體憂鬱傾向有顯著差 異;假設 3-1-2:性別不同的國中生,其「情緒憂鬱」分層面的憂鬱傾向 有顯著差異;假設 3-1-3:性別不同的國中生,其「認知憂鬱」分層面的 憂鬱傾向有顯著差異;假設 3-1-4;性別不同的國中生,其「生理憂鬱」
分層面的憂鬱傾向有顯著差異。本研究與國內大部份國中生憂鬱傾向的研 究結果相符合(蔡嘉慧,1997;邱一峰,1998;邱鈺茹,1999;陳柏齡,1999;
陳杏容,2000:楊浩然,2001;李仁宏,2003;朱崇信,2004;陳素惠,
2004;劉仁貴,2004;蘇曉憶,2004;劉淑娟,2005;盧怡任,2004;Essau、
Conradt 與 Petermann,2000),皆顯示國中女生的憂鬱情緒高於男生。
然而,國內亦有研究顯示不同的看法,張高賓(2005)進行兒童及青少 年憂鬱篩選量表編製及應用之研究,結果顯示男生的憂鬱情緒比女生高,
張高賓認為可能的原因為女生比較能夠覺知自己的情緒,在社會情境中也 較能約束她們的情緒表達。
表 4-2-7 不同性別國中生憂鬱傾向之 t 考驗分析
憂鬱情緒分 層面
平均值 標準差
男生 N=925
女生
N=912 t 值 顯著性. 備註
情緒憂鬱 M
SD
12.7611 4.5083
13.7303
4.8055 -4.459
*.000 女>男
認知憂鬱 M
SD
12.4022 4.1947
13.0855
4.1999 -3.489
*.000 女>男
生理憂鬱 M
SD
10.7914 4.1106
11.3224
4.4595 -2.654
*.008 女>男
行為憂鬱 M
SD
11.3881 4.2984
11.7675
4.3490 -1.881 .060 整體憂鬱傾
向
M SD
47.3427 15.2335
49.9057
15.6625 -3.555
*.000 女>男
*
p<.05
國內與國外的研究結果大多顯示女生比男生容易憂鬱,這說明了性別 在憂鬱傾向上有其特殊的意義。這樣的差異可能來自於生理、教育、家庭 教養與社會文化因素。在生理方面,男女是不同的,例如男、女大腦構造 與內分泌系統等(蔡秀玲,楊智馨,1999)。從社會因素而言,研究指出女 性通常面對較多生活壓力事件,且女性有較多的角色負擔、衝突及脆弱性 的問題,承受的壓力亦較大,所以女性較易有心理健康的問題 (吳紅鑾,
1995;蔡嘉惠,1998)。不過 Seligman(1993)針對「憂鬱是性別角色壓力造 成」的說法提出駁斥,他認為女性憂鬱較男性高,有三種可能原因:(1) 女性習得的無助;(2)女性對不幸的事情有不斷反芻的習慣:(3)社會追求
「瘦即是美」的文化 (陳杏容,2000)。而在認知思考部份,可能因為女性 通常思考較為複雜、較容易受人際關係的影響,因而容易產生較多的負向 想法,在面對困難或問題時也常有較多的負向情緒反應,因而容易出現焦 慮緊張和憂鬱沮喪的情緒,也有較多身體抱怨及疼痛 (陳素惠, 2004)。在 因應策略部份,可能因為男女生在面對問題時,男生較會採取轉移注意力 的方法,而女生傾向於反覆思考,反而讓憂鬱佔滿思緖,所以女生的憂鬱
傾向容易高於男生(陳柏齡,1999)。亦有其他的研究者有類似的看法,可 能是因為在因應壓力時,女生偏向以「隱性退縮」的行為,而男生則傾向 以「直接行動」的方式面對壓力,並且跳過負面感受(陳杏容,2000)。也 有可能是量表的因素,因為在測量的工具與方法上,多採取單一受試者以 自陳式量表的方式填答,男女生在自陳式量表上,對於軟弱、無助等負向 憂鬱情緒描述詞意願的呈現度,受到了男女生在社會文化過程對性別角色 行為期許的影響,而產生了男女生願意表達憂鬱情緒的差異。
第三節 國中生非理性信念、情緒適應能力與憂鬱傾向之 典型相關分析
本節主要探討國中生之非理性信念、情緒適應能力與憂鬱傾向的相關 情形,根據國中生在「非理性信念」、「情緒適應能力」與「憂鬱傾向」的 積差相關結果(附件三),以典型相關分析分別探討三者間的關係結構。
壹、國中生『非理性信念』與『情緒適應能力』之相關情形與討論
本研究以典型相關分析法系統地探討國中生「非理性信念」與「情緒 適應能力」間的關係結構。也就是以非理性信念中的「要求贊許」、「高自 我期許」、「責備傾向」、「挫折反應」、「情緒控制」、「過度焦慮」、「逃避困 難」、「依賴」、「無法改變」與「完美」共 10 個分量表上的得分為第一組 X 變項,以情緒適應能力中的「情緒覺察」、「情緒處理」、「情緒界限」、
「情緒表達」為第二組 Y 變項,其典型相關分析結果如表 4-3-1。
表 4-3-1 國中生非理性信念與情緒適應能力之典型相關分析摘要表(N=1837)
典型變項 典型變項 X 變項
χ
1χ
2χ
3χ
4Y 變項
η
1η
2η
3η
4要求贊許 .326 .758 .288 -.100 情緒覺察 -.360 .565 .229 -.706 高自我期
許
.401 .222 .558 -.249 情緒處理 -.551 .633 .509 .192 責備傾向 .258 .392 .301 -.191 情緒界限 -.709 -.697 .088 -.063 挫折反應 .388 .544 .071 -.501 情緒表達 -.474 .125 -.871 .023
情緒控制 .754 .468 -.056 -.180
過度焦慮 .609 .584 .125 .191 逃避困難 .735 -.141 .453 -.346
依賴 .511 .161 .686 .161
無法改變 .561 .008 .384 -.360
完美 -.093 .685 .590 -.259
抽出變異 量百分比
25.464 21.485 16.798 7.705 抽出變異量 百分比
29.017 30.525 26.955 13.504 重疊(%) 6.888 4.360 1.927 .233 重疊(%) 7.849 6.195 3.091 .408
ρ
2.270 .203 .115 .030
典型相關係數 .520
*.450
*.339
*.174
**
p<.05
由表 4-3-1 典型相關分析結果顯示,共有四組典型相關因素達統計上 的顯著水準(p<.05),其相關係數分別為.520、.450、.339、.174。所以支 持本研究假設六:國中生的非理性信念和情緒適應能力有顯著相關。茲將 表 4-3-1 結果整理為「國中生的非性理信念與情緖適應能力的典型相關結 構圖」,如圖 4-1 所示。茲將此四組典型相關結構說明如下:
-.551
-.521 要求贊許
高自我期許
責備傾向
挫折反應
情緒控制
過度焦慮
逃避困難
依賴
無法改變
完美
情緒覺察
情緒處理
情緒界限
情緒表達
χ
1η
1χ
2η
2.758
.558
.544
.609*
.735
.511
.561
.450 .520
-.871 -.709 .565
χ
3η
3χ
4η
4.754
.584*
.686
.685 .590
.509
-.679 .339
.174
-.706
.633 -.501
.326
.401
.388 .392
.468 .301
.453
.384 -.346
-.360
-.360
-.4748
圖 4-1 國中生的非理性信念與情緒適應能力的典型相關結構圖
(一)第一組典型相關
第一組典型相關中,典型相關係數ρ為.520(p<.05),其決定係數ρ2 為.270,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 27.0%。χ1是從 X 組 10 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 6.888%。X 組變 項與 Y 組第一個典型因素(η1)重疊部分為 25.464,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 25.464%。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 29.017%,Y 組變項與 X 組第一個典型因素(χ1)重疊部分為 7.849,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 7.849%。
就第一組典型相關之結構而言,X 組變項中以「情緒控制」、「逃避 困難」、「過度焦慮」、「無法改變」、「依賴」、「高自我期許」、「挫折反應」、
「要求贊許」與第一個典型因素(χ1)有較高的相關,其典型因素負荷 量依次為.754、.735、.609、.561、.511、.401、.388、.326。而 Y 組變項中,
「情緒界限」、「情緒處理」、「情緒表達」、「情緒覺察」皆與第一個典型因 素(η1)有相關,其典型因素負荷量分別為-.709、-.551、-.474、-.360。其 中非理性信念中的「情緒控制」、「逃避困難」、「過度焦慮」與情緒適應能 力的「情緒界限」、「情緒處理」關係較為密切。
從典型因素負荷量的正負號來看,非理性信念的「情緒控制」、「逃避 困難」、「過度焦慮」、「無法改變」、「依賴」、「高自我期許」、「挫折反應」、
「要求贊許」與情緒適應能力的「情緒界限」、「情緒處理」、「情緒表達」、
「情緒覺察」的關係皆為相反方向。顯示非理性信念愈高,情緒適應能力 愈低。
且由第一組典型相關係數來看,非理性信念與情緒適應能力間有高相
關存在。茲將第一組典型相關整理為「國中生非理性信念與情緒適應能力 的第一組典型相關結構圖」,如圖 4-1-1 所示。由第一組典型相關結構可 知,當國中生的非理性信念出現愈多「情緒控制」、「逃避困難」、「過度焦 慮」、「無法改變」、「依賴」、「高自我期許」、「挫折反應」與「要求贊許」
時,則其情緒適應能力的「情緒界限」、「情緒處理」、「情緒表達」、「情緒 覺察」能力都會降低。換言之,國中生非理性信念愈低,則其情緒適應能 力會較好,而非理性信念愈高,情緒適應能力也會較差。由另一角度來看,
情緒適應能力愈佳的國中生,其非理性信念也愈少。
本研究結果顯示國中生的非理性信念與其情緒適應能力有高度相關 存在,與一般的理論及研究結果是相符合的,非理性信念的確與我們的情 緒適能力息息相關,特別是「情緒控制」、「逃避困難」、「過度焦慮」與「情 緒界限」、「情緒處理」間的關係更為密切。其傳遞一個現象,似乎國中生 覺得情緒是被外在因素是決定的,逃避困難比面對容易,應憂慮隨時會發 生的危險時,其是較缺乏情緒界限,較不會處理自己情緒的。此外,加強 學生「人己」界域、分化的概念,不把他人的事情過度擔負在自己身上,
不過度在意他人意見自己不是「被決定」的等,建立「界限」(boundary) 的概念,幫助學生涵容(contain)自己的焦慮,也不過度將他人、外界人事 物侵犯自己的「領域」。回顧以往研究,Sporrle,Welpe與Forsterling(2006)研 究顯示:理性信念較高者,較不易產生失調情緒,有較多的情緒智力行為;
且有較佳的情緒覺察與情緒管理能力,職業生活滿意度也會較高。
Forsterling等人(2006)認為,有三種方法可以解釋非理性和生活滿意之間的 關聯︰(1)從REBT 觀點而言,非理性的信念可能直接降低生活滿意度。(2) 非理性的信念產生失調的情緒,對生活滿意度產生了負面的影響。(3)由 於合理的信念可以促進生命滿意度,而產生增進情緒智力的行為。
Ellis將認知區分為非理性和理性的認知,把情緒反應區分為失調情
緒,例如焦慮、憂鬱、狂怒和內疚,或是適宜的情緒,例如恐懼、悲哀、
煩惱和遺憾。非理性的認知是感情困擾的原始因素,所以非理性認知導致 失調的情緒,理性認知則產生適宜的情緒。Ellis主張適宜的情緒產生功能 性的行為,而失調情感導致功能障礙的行為。這種認知、情緒和行為之間 的關係與情緒智力的概念一致,是一種個體的適應能力(Sporrle,Welpe&
Forsterling,2006)。Ellis認為情緒困擾起因於非理性的內在信念,因此若能 改善個人內在的認知信念系統與態度,則有助於減少個人的情緒困擾與壓 力。Ellis主張認知是人在事件與情緒行為反應中的重要變項,個人的情緒 並非完全受到環境刺激的影響,而是受個體對此環境刺激之認知、信念及 態度的影響。換言之,個人的情緒和行為反應是決定於其理性或非理性的 信念,個體若受制於非理性的信念,則容易對引發情緒的事件產生不合現 實狀況的錯誤認知,因產生破壞性的負面情緒,造成自我價值感低落。因 此若個體能改變對事件的認知與了解情緒行為的成因,或許可以增進其良 好的適應能力(陳書梅,2002)。
從情緒智力的觀點,人類可以說有兩個腦、兩顆心、兩種智力—理性 與感性。理性的信念是試驗性的,只要出現與事實相違的新證據,便可推 翻舊的,完全依客觀做判斷;但情感心靈則以其信念為絕對的真理,因此 一個情緒激動的人很難跟他講道理,不管道理多麼合乎理性,只要與其信 念不符他都會聽不進去(張美惠譯,1996)。一般而言,情緒的反應通常 比理性的反應快,情感的機轉是一種自我肯定型的思考模式,以其信念為 主,故與其信念相違的事實或記憶都會盡量壓抑或忽略。尤其,當個體非 理性信念較多時,情緒的反應有較多的時刻會引發非理性的情緒,更以其 信念為絕對真理,較僵化,在情緒適應上也會較為困難。
另外,在情緒界限的部份,Ellinwood 和 Piaget(1969)的情緒發展階段,
認為 11 歲以後的青少年期,此時期情緒完全是屬於內部和個人的,情緒
獨立於外在世界且更能自主化,而此時期正好呼應 Blos(1967)所提出的青 少年分離-個體化階段,在此階段青少年開始慢慢的脫離對家庭的依賴,
且對其內化的父母形象重新合理的審查,不被僵化的價值觀所控制住,重 新建構一個獨立的自我,在此歷程中,個體會不斷的在自己與重要他人的 關係中尋求自己的定位點 (邱秀燕,2000)。由此,我們可以發現其相關,
若國中生其分離-個體化尚未完成,容易依以往的習慣,受他人情緒與問 題的影響,其情緒界限的能力較低。
此外,由情緒教育課程的研究中,似乎也可看到對個體實施情緒教 育課程,是有助其非理性的降低。此似乎也透露著情緒與非理性想法之 間,有其密切的關係存在。具體而言,廖鳳池(1987)研究結果顯示,接受 過「認知性自我管理團體諮商」的師專生,其非理性信念有顯著改變,且 情緒穩定也獲得顯著的提昇,對情緒管理的基本知能亦均能理解。張富湖 (2001)研究結果顯示國中學生在接受情緒教育課程後,在「情緒覺察」、「情 緒表達」與「情緒運用」等情緒能力有立即效果;「情緒覺察」、「情緒表 達」、「情緒運用」與「情緒理解」等情緒能力有延宕效果。沈鈺珍(2002) 研究亦顯示實施了「理情U型自尊」團體方案後,顯著減少低自尊兒童的
「受挫反應」及「過度焦慮」二個非理性信念,對於提昇「情緒智力」雖 不達顯著,但研究中提出了此研究「理情U型自尊」團體方案,較偏重於
「情緒的了解與接納」,建議應加入「情緒控制與管理」及「情緒表達技 巧」,胡慧宜(1999)、陳騏龍(2001)研究中亦提出相同的看法 (沈鈺珍,
2002)。相關情緒教育研究發現,情緒教育的實施對於減低學生的非理性 信念,及增進情緒穩定性、情緒表達、情緒調適及情緒運用的效果(張富 湖,2001)。因此,非理性信念與情緒適應之間的關係是不容忽視的。
情緒表達 -.551
要求贊許
高自我期許
挫折反應
情緒控制
過度焦慮
逃避困難
依賴
無法改變
情緒覺察
情緒處理
情緒界限 .609
.735
.511
.561
χ
1η
1.520
-.709 .754
.326
.401 .388
-.360
-.474
圖 4-1-1 國中生非理性信念與情緒適應能力的第一組典型相關結構圖
(二)第二組典型相關
第二組典型相關中,典型相關係數ρ為 .450(p<.05),其決定係數ρ
2為.203,表示在 X 組變項的第二個典型相關因素(χ2)可以解釋 Y 組 變項之第二個典型因素(η2)總變異量的 20.3%。χ2是從 X 組 10 個變 項中抽取出來的第二個典型因素,佔 X 組變項總變異量的 4.360%。X 組 變項與 Y 組第二個典型因素(η2)重疊部分為 21.485,表示 Y 組第二個 典型因素(η2)可以解釋 X 組變項總變異量的 21.485%。η2 是從 Y 組 4 個變項中抽取出來的第二個典型因素,佔 Y 組變項總變異量的
30.525%,Y 組變項與 X 組第二個典型因素(χ2)重疊部分為 6.195, 表 示 X 組第二個典型因素(χ2)可以解釋 Y 組變項總變異量的 6.195%。
就第二組典型相關之結構而言,X 組變項中以「要求贊許」、「完美」、
「過度焦慮」、「挫折反應」、「情緒控制」、「責備傾向」與第二個典型因素
(χ2)有高的相關,其典型因素負荷量依序為.758、.685、.584、.544
、.468、.392。而 Y 組變項中,以「情緒界限」、「情緒處理」、「情緒覺察」
與第二個典型因素(η2)有較高的相關,其典型因素負荷量依序為 -.697、.633、.565。其中非理性信念中的「要求贊許」、「完美」與情緒適 應能力的「情緒界限」、「情緒處理」關係較為密切。
從典型因素負荷量的正負號來看,非理性信念的「要求贊許」、「完 美」、「過度焦慮」、「挫折反應」、「情緒控制」、「責備傾向」與情緒適應能 力的「情緒處理」、「情緒覺察」的關係為相同方向;與「情緒界限」為相 反方向。顯示,當非國中生「要求贊許」、「完美」、「過度焦慮」、「挫折反 應」、「情緒控制」、「責備傾向」等非理性信念較高時,其「情緒處理」、「情 緒覺察」能力較佳,而「情緒界限」能力偏低。
茲將第二組典型相關整理為「國中生非理性信念與情緒適應能力的 第二組典型相關結構圖」如圖 4-1-2 所示,由第二組典型相關結構可知,
當國中生的情緒適應能力,呈現其有較高的「情緒處理」、「情緒覺察」能 力,較差的「情緒界限」能力時,則其「要求贊許」、「完美」、「過度焦慮」、
「挫折反應」、「情緒控制」與「責備傾向」等非理性信念也較高。反之,
國中生的情緒覺察較低,較易顯露情緒,而其情緒界限能力較佳時,其較 不會有要求贊許、完美、過度焦慮、挫折反應、情緒控制、責備傾向等非 理性信念。由另一個角度來看,本研究顯示有部份的國中生其情緒界限能 力較佳,情緒較易表露、且情緒覺察能力較差,其較不會要求他人的贊許、
不會過度擔心危險、亦不會事事求完美,而強求事情都要如已所願、亦不 會覺得不快樂都由他人引起,及嚴格苛求自己或他人的傾向。
本研究結果顯示對部份的國中生而言,其情緒界限能力較差,而其 情緒較不顯露、情緒覺察能力較好時,顯示其在要求贊許、完美、過度焦 慮、挫折反應、情緒控制、責備傾向等非理性信念是較高的。當個體較需 要他人讚美、需要把事情做到完美,讓他人喜歡、滿意時,則他人的意見、
想法、喜好,也會變成自己的意見、想法與喜好,「他人」和「自己」間 是較缺乏界限的,他人的想法、期待就等於自己的,較缺乏情緒界限。本 研究結果類似於 Satir 所提出應對壓力模式中的「討好型」,Satir 認為人在 處於壓力之下的因應之道,可能是在我們小的時候所學習到的因應方法,
這些方法在某些感受相似的情境中,就會自動化的顯現出來。而討好型的 人,常常用敏感的心,替人著想,這也是這類型的人面對壓力時的模式,
當面臨困境時,會一直反省自己,怕自己做得不夠好。且這一種傾向的人,
常常強調人際間的和諧,常常因此而犧牲自己的看法,或委屈自己,其實 在其內心害怕的是別人不喜歡他(王行,1996)。
(三)第三組典型相關
在第三組典型相關中,典型相關係數ρ為 .339(p<.05),其決定係數 ρ2為.115,表示在 X 組變項的第三個典型相關因素(χ3)可以解釋 Y 組 變項之第三個典型因素(η3)總變異量的 11.5%。χ3是從 X 組 10 個變 項中抽取出來的第三個典型因素,佔 X 組變項總變異量的 1.927%。X 組 變項與 Y 組第三個典型因素(η3)重疊部分為 16.798,表示 Y 組第三個 典型因素(η3)可以解釋 X 組變項總變異量的 16.798%。η3 是從 Y 組 4 個變項中抽取出來的第三個典型因素,佔 Y 組變項總變異量的
26.955%,Y 組變項與 X 組第三個典型因素(χ3)重疊部分為 3.091,表 示 X 組第三個典型因素(χ3)可以解釋 Y 組變項總變異量的 3.091%。
就第三組典型相關之結構而言,X 組變項中以「依賴」、「完美」、「高 圖 4-1-2 國中生非理性信念與情緒適應能力的第二組典型相關結構圖
要求贊許
責備傾向
挫折反應
情緒控制
過度焦慮
完美
情緒覺察
情緒處理
情緒界限 .758
.544
.565
.584
-.679 χ
2η
2.450
.633 .392
.468
.685
自我期許」、「逃避困難」、「無法改變」、「責備傾向」與第三個典型因素(χ
3)有高的相關,其典型因素負荷量依序為.686、.590、.558、.453、.384、.301。
而 Y 組變項中,以「情緒表達」、「情緒處理」與第三個典型因素(η3) 有較高的相關,其典型因素負荷量依序為為-.871、.509。其中非理性信念 的「依賴」、「完美」、「高自我期許」與情緒適應能力的「情緒表達」、「情 緒處理」有更密切的相關。
從典型因素負荷量的正負號來看,非理性信念的「依賴」、「完美」、「高 自我期許」、「逃避困難」、「無法改變」、「責備傾向」與情緒適應能力的「情 緒處理」的關係為相同方向,與「情緒表達」為相反方向。顯示「依賴」、
「完美」、「高自我期許」、「逃避困難」、「無法改變」、「責備傾向」等非理 性信念愈高等,其「情緒處理」能力較佳,而「情緒表達」能力較差。
且由第三組典型相關係數來看,非理性信念與情緒適應能力間有中 度典型相關存在。茲將第三組典型相關整理為「國中生非理性信念與情緒 適應能力的第三組典型相關結構圖」如圖 4-1-3 所示。由第三組典型相關 結構可知,當國中生的非理性信念愈多出現「高自我期許」、「責備傾向」、
「逃避困難」、「依賴」、「無法改變」與「完美」時,則其情緒適應能力的
「情緒處理」能力會提高而「情緒表達」能力會降低。從另一角度來看,
有部份的國中生顯示出其「情緒處理」能力較差,而「情緒表達」能力較 佳時,則其「高自我期許」、「責備傾向」、「逃避困難」、「依賴」、「無法改 變」與「完美」等非理性信念也會較低。換言之,當國中生愈傾向於表露 情緒,表達情緒時,則其依賴、完美、高自我期許、逃避困難、無法改變、
責備傾向等非理性信念亦較低。此組型顯示對自己有高度的期待、不容許 失敗,害怕挫折,傾向事情變得完美的人,會在適度的壓力下,盡量的把 自己調整好,達到對自己的期待,不讓自己負面的情緒影響到自己和人際 關係,也因為如此,個體也會傾向不輕易的表達自己的情緒。
本研究結果顯示有部份的國中生顯示對自己有高度的期待、要求完 美、不容許失敗,害怕挫折,其會設法盡量的把自己調整好,不把情緒顯 露出來,不讓自己負面的情緒影響到自己和人際關係,不輕易的表達自己 的情緒。而這一個研究結果似乎呈現有一部份國中生會有下列這個現象:
他們較依賴、對自己有高期許,也要求完美,而且習慣逃避困難,常認為 事情無法改變,且覺得做不好就會被嚴厲遣責,有這些非理性信念的國中 生,他們很難表達自己的情緒,但處理情緒的能力不錯。細看量表「情緒 處理」的題目:「我能控制自己的情緒,避免說出傷人的話」、「當我心情 沮喪時,我會用一些積極的話鼓勵自己」、「我的心情不好時,我還是可以 轉換心情讓自己靜下來專心讀書」等,似乎是重視處理情緒的「結果」-- 不會顯示出情緒,則是本量表所謂的「情緒處理」能力,如此一來,更貼 近研究結果的說法--應是較依賴、但對自己有高要求、要完美、卻又習慣 逃避困難,不允許做錯,又覺得事情是無法改變的國中生,較不善常表達 情緒,也不顯露自己情緒。有這樣高要求、高責備又覺得無法改變問題的 想法的國中生,其壓力應是不好的,但他們若也難表達情緒,情緒不外顯,
則研究者不禁會擔心其適應與身心健康的狀況,值得再進一步探討其在各 方面的適應情形。
由前面第一組到第三組的關係型態,可看到有僵化、絕對化「應該」、
「必須」的非理性信念愈多的國中生,他們都不太顯露情緒,有些國中生 除了不表現情緒外,也缺乏情緒界限,難表達自己的情緒,似乎非理性信 念高的學生,其情緒適應能力並不佳,另外,由第二組典型相關與第三組 典型相關的結果,皆有一部份顯示,國中生若部份的非理性信念愈高時,
其「情緒處理」能力都較好。研究者發現測量該量表「情緒處理」的題目 內容,多是詢問受試者是否能把情緒「處理掉」,情緒不顯露在外。此時,
在「情緒處理」的題目部份,可能也需要思考,「情緒處理」是真正已經 處理好情緒了,亦或只是不顯露情緒。有些人可能會認為情緒管理就是控