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非理性信 念層面

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Academic year: 2021

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(1)

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。

(2)

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

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

29 95.1818 11.7159 3.2821

(3)

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

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

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:

(4)

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。

(5)

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

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

(6)

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。

(7)

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

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

(8)

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。

(9)

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

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。

(10)

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

(11)

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

(12)

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

(13)

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,

(14)

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,

(15)

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

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

(16)

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。

(17)

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

1

χ

2

χ

3

χ

4

Y 變項

η

1

η

2

η

3

η

4

要求贊許 .326 .758 .288 -.100 情緒覺察 -.360 .565 .229 -.706 高自我期

.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:

(18)

-.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

1

η

1

χ

2

η

2

.758

.558

.544

.609*

.735

.511

.561

.450 .520

-.871 -.709 .565

χ

3

η

3

χ

4

η

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

(19)

(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

(20)

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

(21)

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

(22)

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。

(23)

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

1

η

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

(24)

(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。

(25)

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)。

(26)

(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

2

η

2

.450

.633 .392

.468

.685

(27)

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。

(28)

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

數據

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
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&gt;2 1&gt;3  高自我期 許  M  SD  16.2882 4.8319  15.9615 4.6010  16.1032 4.3337  .82
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
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&gt;女  男&gt;女  男&gt;女 男&gt;女 黃璧如  高中職學 生  男&gt;女  男&gt;女 女&gt;男     男&gt;女  男&gt;女  男&gt;女  男&gt;女 姚雅云 國中生   男&gt;女  女&gt;男 女&gt;男  男&gt;
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參考文獻

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