（一） 青少年基本屬性之描述性統計結果

第四章 研究結果

第一節 研究對象人口學變項之描述性統計結果

本研究共發出 1248 份問卷，針對高中職青少年及其主要照顧者進行問卷資 料收集，其中青少年部分的回收問卷為 1184 份；親子配對的有效樣本共 627 對，

然而以母親為主要照顧者的配對資料為多數，因此在主要照顧者的背景資料部 分，本研究僅針對主要照顧者為母親的 549 位樣本進行統計分析。

（一） 青少年基本屬性之描述性統計結果

本研究之 1184 位青少年子女年齡在 16 至 21 歲之間，除卻其中 18 位未填答 年齡資料外，總計平均年齡為 16.75 歲，標準差為 0.70 歲。青少年性別比率部分，

青少男為 571 人，佔全體樣本之 48.2%；青少女為 613 人，佔全體樣本之 51.8%。

與父母同住的有 1120 人，佔全體樣本之 94.6%；與他人同住者有 44 人，佔全體

樣本之 3.7%；未填答者有 20 人，佔全體樣本之 1.7%。子女填答父親為主要照

顧者有 164 人，佔全體總樣本 13.9%；填答母親為主要照顧者有 969 人，佔全體

總樣本 81.8%；填答其他人為主要照顧者有 39 人，佔全體總樣本之 3.3%；另有

12 人未填答。青少年填答父母婚姻狀態，已婚同住者有 1031 人（87.1%），離婚

有 65 人（5.5%） ，分居為 31 人（2.6%） ，因喪親或非婚生而單親者有 35 人（3%） ，

其他情形者為 13 人（1.1%），漏答者為 9 人（0.8%）。詳見表 4-1-1。

表4-1-1 青少年背景變項分佈情形 （N=1184）

項目 人數 百分比(％) 項目 人數 百分比(％)

青少年年齡 父母婚姻狀況

16歲 441 37.2 已婚 1031 87.1 17歲 586 49.5 離婚 65 5.5 18歲 128 10.8 分居 31 2.6

19歲 8 0.7 單親 35 2.9

20歲 2 0.2 其他 13 1.1

21歲 1 0.1 漏答 9 0.8

漏答 18 1.5

性別 主要照顧者

男 571 48.2 父親 164 13.9 女 613 51.8 母親 969 81.8 其他 39 3.3 漏答 12 1.0

與誰同住

目前與父母同住 1120 94.6

與他人同住 44 3.7

漏答 20 1.7

（二） 主要照顧者（母親）基本屬性之描述性統計結果

配對的母親樣本之人口學變項參見表 4-1-2，與配偶之婚姻狀況已婚有 489 人，佔全體樣本之 89.1%；離婚有 23 人，佔全體樣本之 4.2%；分居為 11 人，佔 全體樣本之 2.0%；單親有 17 人，佔全體樣本之 3.1%；其他情況則為 5 人，佔 全體樣本之 0.9%；漏填答之樣本數為 4 人，佔全體樣本之 0.7%。母親的年齡介 於 30 至 79 歲間，平均年齡為 42.2 歲；父親的平均年齡為 42.1 歲。母親的教育 程度部分，最高學歷為高中職的為數最多有 229 位（41.7%），小學程度有 65 位

（11.8%） ，國中畢業者為 151 位（27.5%） ，大專或大學學歷者為 85 人（15.5%），

研究所以上的人數最少，為 5 位（0.9%），未答者有 14 人（2.6%）；父親的教育 程度亦以高中職畢業人數最多有 205 人（37.3%），不曾受過教育者有 1 位

（0.2%），小學畢業者有 43 人（7.8%），國中學歷為 120 人（21.9%），大專或大 學學歷者為 128 位（23.3%），研究所以上係 10 人（1.8%），遺漏的樣本有 42 位

（7.7%）。平均子女數為 2.6 人。

表4-1-2 主要照顧者為母親之背景變項分佈情形 （N=549）

項目 人數 百分比(％) 項目 人數 百分比(％)

母親年齡 配偶年齡

30∼39歲 74 13.5 30∼39歲 21 3.8 40∼49歲 410 74.7 40∼49歲 380 69.2 50∼79歲 47 8.5 50∼79歲 100 18.2

漏答 18 3.3 漏答 48 8.8

母親教育程度 配偶教育程度

不識字 0 0.0 不識字 1 0.2

小學 65 11.8 小學 43 7.8

國中 151 27.5 國中 120 21.9 高中職 229 41.7 高中職 205 37.3 大學/大專 85 15.5 大學/大專 128 23.3 研究所以上 5 0.9 研究所以上 10 1.8

漏答 14 2.6 漏答 42 7.7

婚姻狀況 子女數

已婚 489 89.1 1 29 5.3

離婚 23 4.2 2 228 41.5

分居 11 2.0 3 228 41.5

單親 17 3.1 4 50 9.1

其他 5 0.9 5 6 1.1

漏答 4 0.7 6 2 0.4

7 2 0.4

漏答 4 0.7

第二節 青少年憂鬱傾向、情緒調節能力的現況

本研究目的包括瞭解青少年憂鬱傾向、情緒調節能力的現況。在青少年憂鬱 傾向部分，以青少年憂鬱量表進行測量的得分結果為 0 至 31 分，平均得分為 11.52，標準差為 6.58。若青少年憂鬱量表得分越高，代表憂鬱症狀越多，越具 有憂鬱傾向；得分達 19 分或以上者，係為具有憂鬱症狀且需要專業人員進一步 評估之具有高憂鬱傾向者（黃君瑜、許文耀，2003）。結果發現在 1158 個青少年 中，有 188 名得分具高憂鬱傾向，佔全體總樣本比例 16.2%，顯示超過一成六之 青少年具高憂鬱傾向。

接下來針對青少年性別來探討這些變項與青少年情緒調節能力、憂鬱傾向的 關係。青少年憂鬱傾向及情緒調節能力均為連續分數，在考驗憂鬱傾向在青少年 性別上的差異時，係使用 t 考驗（t-test）作為檢定方式；在考驗青少年情緒調節 能力的五因素在性別上的得分差異時，先以多變量變異數分析（multivariate analysis of variance, MANOVA）進行整體效果考驗來確認這五個因素在性別差異 上是否有所不同；當整體效果達顯著時，則再進行單因子變異數分析（one-way ANOVA）確認組間是否存在顯著差異，顯著水準設定為 α/p（p 為依變項數目），

因青少年情緒調節能力有五個因素，所以進行單因子變異數分析時，將 α 設定為 0.01；若單變量達顯著水準，再以雪費法（Scheffe’s method）進行事後比較，以 確認係為何組之間存有差異。

一、 性別變項與青少年憂鬱傾向的關係

由表 4-2-1 可知，經以 t 考驗進行分析後，560 位青少男和 598 位青少女在

青少年憂鬱量表的得分上並沒有差異（t = 0.49, p > .05） ，表示青少年的性別和憂

鬱傾向沒有直接關係。

表 4-2-1 不同性別在青少年憂鬱量表得分之差異分析 青少男 青少女

平均數 標準差 平均數 標準差 t 值 青少年憂鬱傾向 11.62 6.63 11.43 6.54 0.49 n.s.

二、 性別變項與青少年情緒調節能力的關係

本研究在青少年情緒調節能力的分析樣本有之青少男有 540 人，青少女有 588 人，不同性別在五個面向上之平均得分與標準差見表 4-2-2。

表4-2-2 不同性別之青少年在「情緒調整量表」得分之平均數與標準差一覽表

情緒調節 性別 人數 平均數 標準差

情緒效能 男 540 17.27 2.65

女 588 16.65 2.84

情緒表達 男 540 12.50 2.85

女 588 12.75 2.79

情緒反省 男 540 17.74 2.34

女 588 17.14 2.33

調節策略 男 540 8.56 1.73

女 588 8.43 1.75

覺察控制 男 540 12.10 1.75

女 588 12.33 1.55

本研究先以單因子多變項變異數分析進行考驗，發現不同性別之青少年在

「情緒調整量表」的整體效果上，達到顯著水準，Wilk's Λ = 0.95，F（5, 543）=

5.20, p < 0.05，表示不同性別在五個情緒調節能力因素（情緒效能、情緒表達、

情緒反省、調節策略、覺察控制）上有顯著差異。因此，接下來進行單因子變異 數考驗，以瞭解青少男和青少女在情緒調節各因素的差異情形。由表 4-2-3 可知 不同性別之青少年在情緒調節能力的「情緒效能」 （F = 14.54 , p < 0.01）、「情緒 反省」 （F = 18.71, p < 0.01）上有顯著差異，而且青少男均優於青少女。至於「情 緒表達」 （F = 2.17, p > 0.01） 、 「調節策略」 （F=1.67 , p > 0.01）及「覺察控制」 （F

= 5.47 , p > 0.01）等面向上則沒有顯著差異。

從分析結果可知，男女性別的影響，僅在青少年情緒調節能力的情緒效能和

情緒反省因素有所差異，而且青少男的比青少女好。至於青少年在情緒調節能力

的情緒表達、調節策略及覺察控制等面向上之得分，並不因性別不同，而有顯著

差異。

表4-2-3 不同性別青少年在「情緒調整量表」得分之單因子變異數分析摘要表

情緒調節 變異來源 SS df MS F

情緒效能 組間 109.89 1 109.89 14.54*

組內 8511.16 1126 7.56 總和 8621.05 1127

情緒表達 組間 17.19 1 17.19 2.17 組內 8511.16 1126 7.93

總和 8528.35 1127

情緒反省 組間 101.75 1 101.75 18.71*

組內 6123.87 1126 5.44 總和 6225.62 1127

調節策略 組間 5.02 1 5.02 1.67 組內 3394.93 1126 3.02

總和 3399.95 1127

覺察控制 組間 14.90 1 14.90 5.47 組內 3064.49 1126 2.72

總和 3079.39 1127

* p < .01

第三節 母親後設情緒理念、教養態度與青少年調節能力、

憂鬱之相關分析

本研究欲瞭解研究變項間之相關程度，所探討的依變項包括有：青少年憂鬱 傾向、母親教養態度（可得到母親關愛及母親保護兩個分數） 、母親後設情緒理 念（可以得到情緒教導、情緒不干涉、情緒摒除及情緒失控型等四個分數）、青 少年情緒調節能力（可以得到情緒效能、情緒表達、情緒反省、調節策略、覺察 控制等五個分數）。這些變項均為連續變項，以下先呈現上述變項的分佈情形，

再以 Pearson 相關檢定來瞭解變項間之相關程度。

一、青少年憂鬱傾向、情緒調節能力及母親教養態度、後設情緒理念 之分佈情形

本研究對青少年憂鬱傾向、情緒調節能力及來自母親方面的教養態度、後設 情緒理念進行調查，得有效的母子配對樣本共 549 對，主要變項之題目數、滿分、

平均分數、標準差及每題平均得分結果列於表 4-3-1。

在青少年憂鬱傾向部分，以青少年憂鬱量表進行測量的得分結果為 0 至 31 分，平均得分為 11.12，標準差為 6.52。若青少年憂鬱量表得分越高，代表憂鬱 症狀越多，越具有憂鬱傾向；得分達 19 分或以上者，係為具有憂鬱症狀且需要 專業人員進一步評估之具有憂鬱傾向者（黃君瑜、許文耀，2003）。結果發現在 親子配對的 549 個青少年中，有 76 名得分具高憂鬱傾向，佔全體總樣本比例 13.8%，顯示接近一成四之青少年具高憂鬱傾向。

青少年情緒調節能力部分，以情緒調整量表測量的結果顯示，在情緒效能、

情緒表達、情緒反省、調節策略及覺察控制五個因素的平均得分均大於每題原始

設定之平均數 2.5 分。

表 4-3-1 主要變項之得分情形

變項名稱 題目數 滿分 平均分數 標準差 每題平均得分

青少年憂鬱傾向 31 31 11.12 6.52 0.36 青少年情緒調節能力

情緒效能 6 24 16.99 2.75 2.83 情緒表達 5 20 12.57 2.80 2.51 情緒反省 6 24 17.50 2.25 2.92 調節策略 3 12 8.52 1.65 2.84 覺察控制 4 16 12.31 1.67 3.08 母親教養態度

母-關愛 12 48 36.35 5.21 3.03 母-保護 13 52 25.26 5.59 1.94 母親後設情緒理念

情緒教導型 13 78 58.11 9.18 4.47 情緒不干涉型 9 54 24.03 7.06 2.67 情緒失控型 9 54 27.25 7.50 3.03 情緒摒除型 7 42 23.35 5.15 3.36

母親方面，教養態度之關愛因素的每題平均得分為 3.03，大於每題原始設定 之平均數 2.5 分；保護因素的每題平均得分為 1.94，小於每題原始設定之平均數 2.5 分。母親後設情緒理念之情緒教導型因素的每題平均得分為 4.47，大於每題 原始設定之平均數 3.5 分；其他情緒不干涉型、情緒失控型、情緒摒除型等因素 之每題平均得分，均小於每題原始設定之平均數 3.5 分。

二、青少年憂鬱傾向與其影響變項之相關

以 Pearson 相關檢定青少年憂鬱傾向與母親教養態度、母親後設情緒理念、

青少年情緒調節能力的相關情形，由表 4-3-2 可知：青少年憂鬱傾向的分數與母

後設情緒理念中的情緒不干涉型（r = .09）、情緒摒除型（r = .09）與情緒失控型

（r = .23）達到顯著相關。青少年的憂鬱傾向也與情緒調節能力為負相相關，如 與情緒效能（r = -.41）、情緒表達（r = -.43）、情緒反省（r = -.33）、調節策略（r

= -.24）、覺察控制（r = -.25），皆達到統計上的顯著性。然而，青少年憂鬱傾向 分數與母親後設情緒理念的情緒教導型並未在統計考驗上，達到顯著相關。

從上述結果可知母親的保護因素、母親的不干涉型、摒除型及失控型等後設 情緒理念得分越高，青少年的憂鬱傾向也越高；而母親的關愛因素及情緒調節能 力中的情緒效能、情緒表達、情緒反省、調節策略、覺察控制等面向的分數越高，

青少年的憂鬱傾向越低。

三、青少年情緒調節能力與母親教養態度、後設情緒理念之相關

在青少年情緒調節能力與母親教養態度方面，以 Pearson 相關進行檢定後發 現：母親教養態度中的關愛因素，與青少年情緒調節的情緒效能、情緒表達、情 緒反省、調節策略、覺察控制等面向均為顯著正相關（r 介於 .16 至 .25 之間，

所有的 p < .001）；然而母親教養態度中的保護因素卻成相反的結果，與青少年 情緒調節的情緒效能、情緒表達、情緒反省、調節策略、覺察控制等面向均為負 相關（r 介於 -.11 至 -.23 之間，所有的 p < .05，見表 4-3-2）。

在母親後設情緒理念方面，情緒教導型和不干涉型均僅與情緒調節能力的覺

察控制面向達到顯著負相關（r = .10; r = -.09），與情緒調節的其他面向如情緒效

能、情緒表達、情緒反省、調節策略等能力並未達到統計上的顯著水準。情緒失

控型與情緒表達、覺察控制等能力則達顯著負相關（r = -.12; r = -.10），但與情緒

效能、情緒反省、調節策略等能力並無顯著相關。情緒摒除型則情緒表達、覺察

控制等能力則達顯著負相關（r = -.10; r = -.10），但與情緒效能、情緒反省、調節

策略等能力並無顯著相關。

表4-3-2 主要變項間之相關係數(N = 549)

變項

1.憂鬱傾向 ---

2.情緒效能 -.41**** ---

3.情緒表達 -.43**** .33**** ---

4.情緒反省 -.33**** .44**** .27**** ---

5.調節策略 -.24**** .46**** .16*** .38**** ---

6.覺察控制 -.25**** .39**** .21**** .42**** .26**** ---

7.母親關愛 -.28**** .18**** .16*** .25**** .24**** .17**** ---

8.母親保護 .25**** -.11* -.17**** -.23**** -.12** -.12** -.58**** ---

9 情緒教導型 -.06 .03 -.02 .07 .06 .10* .27**** -.16*** ---

10.情緒不干涉型 .09* -.02 -.01 -.02 -.00 -.09* -.15*** .05 -.39**** --- 11.情緒失控型 .23**** -.07 -.12** -.05 .00 -.10* -.20**** .11* -.34**** .52**** ---

12.情緒摒除型 .09* -.07 -.10* -.04 -.02 -.10* -.16*** .12** -.09* .39**** .42**** ---

*p < .05 **p < .01 ***p < .001 ****p < .0001

根據上述相關分析的研究結果可知：母親愈持關愛的教養態度、情緒教導型

的後設情緒理念，與青少年子女的情緒調節能力間愈有正向的關聯；然而，母親

若持保護的教養態度、情緒不干涉型、情緒摒除型與情緒失控型後設情緒理念的

得分愈高，則青少年的情緒調節能力反而愈低。

第四節 青少年情緒調節能力之中介徑路分析

為了檢驗研究架構所欲探討之青少年情緒調節能力在母親教養態度與青少 年憂鬱傾向間的中介效果，擬進行結構方程模型（structural equation modeling, SEM）以考驗實徵資料是否支持此模型。本研究以 LISREL 統計套裝軟體進行結 構方程模型分析來進行模型考驗。然而，在傳統的徑路分析（path analysis）中 係假定所有的觀察指標都百分之百且完美無缺的代表其所屬的變項，且為零測量 誤差；為校正測量誤差，本模型採取以（1-α）*觀察指標變異數的方式來設定各 觀察指標的測量誤差值（Anderson & Gerbing, 1988; Bollen, 1989） 。本模型的自變 項有六個，分別為母親關愛、母親保護、母親情緒教導型、母親情緒不干涉型、

母親情緒摒除型、母親情緒失控型；中介變項為青少年情緒調節能力；依變項為 青少年憂鬱傾向。估計方法採最大概似法（Maximum Likelihood Method）。

在模型估計上，首先針對最複雜模型（least parsimonious model）進行估計，

亦即設定所有可能的直接路徑、間接路經、中介路徑均存在，然後再依照模型修 正指標的建議，將不顯著的路徑刪除，以便獲得簡約模型（parsimonious model）

的結果，使得以用較少的模型參數來解釋資料間的關連性。根據此一 SEM 分析 步驟，最後得到的模型結果顯示 （如表 4-4-1） ， chi-square 值為 χ²(13)= 17.79, p = .17

> .05。由於模型卡方值估計結果為不顯著，顯示理論模型與觀察資料間相當適 配；在其他的參考指標方面，本模型在整體模型的適配標準指數（表 4-4-1），如

「漸進的誤差均方根」 （Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）

為 .024，「標準化殘差均方根」（Standarded Root Mean Square Residual, SRMR）

為 .025，「比較性符合度指標」 （Comparative Fit Index, CFI）為 1.00，「適配度指 標」 （Goodness of Fit Index, GFI）為 .99， 「調整後適配度指標」 （Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI）為 .98， 「常態化適配度指標」 （Normed Fit Index, NFI）為 .98，

「增值適配度指標」 （Incremental Fit Index, IFI）為 1.00， 「非常態化適配度指標」

（Non-Normed Fit Index, NNFI）為 .99。上述數值中，判斷準則是 RMSEA、SRMR

研究模型中，所有適配指標都符合理想數值，顯示模型適合度十分良好。

由模型簡約化的步驟中，有若干路徑因為未達顯著水準而刪除之，但剩餘少 數路徑仍可以相當程度地反映資料間的關聯性(見圖 4-4-1)。底下便針對這些達顯 著水準的路徑加以詮釋說明如下：

母親情緒教導型及摒除型的後設情緒理念，對於向青少年展現關愛的教養行 為各為正與負的直接影響（β = .29, -.18），接下來母親關愛直接影響青少年情緒 調節能力（β = .34），以及情緒調節能力繼而對青少年憂鬱傾向產生直接影響的 路徑（β = .54）亦達顯著水準，因此母親後設情緒理念的情緒教導型對青少年憂 鬱傾向的間接效果為 β = .29 × .34 × -.54 = -.0532, z = 4.36, p < .05。相似地，母 親後涉情緒理念的情緒摒除型對青少年憂鬱傾向的間接效果則為 β = -.18 × .34

× -.54 = .033, z = 2.97, p < .05。另外，母親後設情緒理念的教導型、摒除型及母 親關愛對青少年憂鬱傾向沒有顯著的直接效果，因此上述結果支持青少年情緒調 節能力在其中扮演著完全中介的角色。

然而，母親保護與青少年情緒調節能力之間並無直接影響的顯著路徑，但母 親保護對青少年憂鬱傾向有顯著的直接效果， β = .13, p < .05，這意味著青少年情 緒調節能力比較是對母親關愛效果的中介變項，較不是對母親保護效果的中介變 項。母親情緒教導型與摒除型對母親保護也有直接的負、正向影響效果（β = -.17, .12） ，這兩類後設情緒理念變項透過母親保護而影響青少年憂鬱傾向的間接 路徑分別為 β = -.17 × .13 = .02, z = 2.25, p < .05 以及 β = .12 × .13 = .02, z = 1.74, p > .05。最後，母親情緒失控型對青少年憂鬱傾向存有直接效果，β = .17。

總括來說，以上結果可以歸納出兩方面的意涵：

第一、母親情緒教導型與情緒摒除型是影響母親教養方式的主要後設情緒理 念變項，但又恰好扮演著相反的角色，其中教導型對關愛教養為促進效果，對保 護教養為抑制效果，但摒除型則反之。母親情緒不干涉型在本研究架構中未顯示 出任何路徑效果；母親情緒失控型則直接對青少年憂鬱傾向有影響效果。

第二、青少年情緒調節能力的中介效果，係在母親關愛與青少年憂鬱傾向之

間，而較不是在母親保護與青少年憂鬱傾向之間。這樣的差別性中介效果之意涵

值得進一步探討。

表4-4-1 模型指標結果

整體模型適配標準 模型4-4-1

χ² 17.79 df 13 p .17 RMSEA 0.024

SRMR 0.025 CFI 1.00 GFI 0.99 AGFI 0.98

NFI 0.98

IFI 1.00

NNFI 0.99

母親情緒

母親關愛

母親情緒 失控型

母親情緒 摒除型

0.93

不干

0.20 涉型 0.90

失控

0.19 型 0.90

摒除

0.36 型 0.80 -0.46*

0.65*

0.59*

-0.41*

0.54*

-0.12*

0.14

青少年情緒 調節能力

青少年 憂鬱傾向

母親保護

0.91

0.94

0.11 -0.68*

0.29*

-0.17*

-0.18*

0.12*

0.34*

-0.54*

0.13*

0.17*

0.17 教導

型

0.93 母親 關愛

母親 保護

0.91 青少年情緒

調節能力

青少年 憂鬱傾向

0.13 0.17