第四章 研究結果
第四節 多群組分析之性別差異
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第四節 多群組分析之性別差異
壹、測量不變性檢定
為了比較男女在潛在變項之結構係數是否存在性別差異，需要先檢驗理論模 型的測量不變性，後續結構係數比較才有意義。首先檢驗男性與女性群組之模式，
表 16 結果顯示，男性及女性在個別模式中皆有可接受的適配度（RMSEA=. 086 / .076、CFI= .94 / .96、NFI= .93 / .95、IFI= .94 / .96），故可使用多群組分析之巢 套模型（nested models）將兩組同時檢驗。由於卡方差異值（△χ2）和卡方值一 樣容易受樣本數波動，故有學者指出測量不變性的寬鬆標準為△NFI 與△IFI 之絕 對值應小於 .05，嚴格標準為△CFI 之絕對值小於 .01，即表示模式的恆等性成立
（Little, 2013）。所以，本研究依據上述三項指標作為測量不變性之判準。
多群組分析是建立在巢狀模型之中，將整體樣本切割為指定群組。Hair 等人
（2006）認為不同群組之比較，達到因素負荷量不變性即可，故本研究的測量不 變性檢定僅設定至因素負荷量固定模式。基準模式指兩組的因素個數和因素設定 均相同；因素負荷量固定模式則多設定兩組的潛在變項因素負荷量相同，以檢驗 固 定 情 況 下 模 式 是 否 有 顯 著 差 異 。 基 準 模 式 顯 示 本 模 式 具 良 好 的 適 配 度
（RMSEA= .031、CFI= .94、NFI= .93、IFI= .95），可作為模式比較的基準指標。
在因素負荷量固定模式方面，結果顯示模式同樣具良好的適配度（RMSEA= .031、
CFI= .94、NFI= .92、IFI= .94），且△NFI、△IFI 的絕對值為 .004、.005，皆小 於 .05 的標準，△CFI 之絕對值為 .004，亦小於 .01 的標準，代表基準模式與因 素負荷量固定模式之間並沒有顯著差異存在，故裁決測量不變性成立，本研究會 在因素負荷量固定模式上，檢定後續之性別差異的相關比較。
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表 16 青少年心理健康之測量不變性檢定
模式比較 χ2 df RMSEA CFI NFI IFI △CFI △NFI △IFI 男性樣本 149.70 59 .050 .98 .97 .98 -- -- -- 女性樣本 136.30 59 .045 .99 .97 .99 -- -- -- 基準模式 1685.36 474 .031 .94 .93 .95 -- -- -- 因素負荷量固定 1787.12 491 .031 .94 .92 .94 .004 .005 .004
貳、多群組之結構係數性別差異
男女群組的結構係數係根據一次限制一條為原則，檢視限制前的男女群組與 限制後的相等模式是否具有顯著差異，比較結果如表 17 所示。結果發現，共有 三條結構係數呈現顯著差異，分別是嚴厲教養對憂鬱症狀截距（△χ2 = 5.41，p
< .05）、監控管教對憂鬱症狀截距（△χ2 = 4.87，p < .05）及學業表現對憂鬱症狀 截距（△χ2 = 130.32，p < .001）。三者結果皆為女性群組顯著高於男性群組，代 表嚴厲教養、監控管教與學業表現對於女性青少年憂鬱起始狀態的影響程度高於 男性青少年。
表 17 青少年男女多群組之結構係數差異檢定
潛在變項關係
女性 男性 相等模式 差異檢定
未標準化係數 未標準化係數 未標準化係數 △χ2 嚴厲教養對截距 .34*** .22*** -.24*** 5.41*
監控管教對截距 -.40*** -.15* .26*** 4.87*
學業表現對截距 .49*** .12* .33*** 130.32***
註：* p < .05, ** p < .01, *** p < .001
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第五章 綜合討論 第一節 假設驗證
整體來說，本研究結果大致符合文獻評閱，八項研究假設中，有六項獲得支 持或部分支持、兩項被拒絕，整理本研究假設之檢定結果如表 18 所示。研究者 認為，原先的研究假設之所以未能獲得支持，係由於過去研究多未能分析完整的 青少年時期，尤其是臺灣學者大多僅分析青少年的國中時期，並沒有涵蓋青少年 中後期發展趨勢（吳齊殷、黃鈺婷，2010；黃鈺婷，2007、2011）。以及，過去 學者在探討青少年心理健康之相關因素時，多採用單一時間的橫斷面研究（王雅 倩、陳宛庭，2016；張高賓等人，2007; Conger et al., 1999; Zychinski & Polo, 2012）， 故獲得之實徵結果未必能推論至長期的縱貫性研究（例如：社經地位與學業表現 對憂鬱症狀之關係）。
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第二節 臺灣青少年初期至晚期心理健康發展軌跡
壹、青少年初期至晚期之心理健康發展軌跡，為一非線性成長曲線
研究假設「H1：青少年憂鬱症狀會隨著時間變化，初期至中期為上升趨勢，
之後下降，直到晚期又再次上升」獲得支持。本研究先以描述統計進行平均數檢 定，由結果可以得知，青少年整體的憂鬱症狀得分在初期至中期逐漸攀升，隨後 在進入高中時陡降，中期至晚期又再次逐漸上升。接著，本研究進行青少年心理 健康發展軌跡的潛在成長模型，由憂鬱症狀斜率項的因素負荷量可知，第一波至 第六波的因素負荷量為 0、.22、1.76、-1.47、-1.82 及 1，代表青少年初期至中期 憂鬱症狀的成長速率逐漸加速（0 .22 1.76），隨後成長速率轉正為負（1.76
-.147 -1.82），直到晚期又轉負為正（-1.82 1）。最後，本研究進行潛在成長 模型的競爭模型比較，結果發現未指定軌跡模型比起線性成長模型與非線性二次 項模型有更佳的模式適配度，說明未指定軌跡模型較符合青少年心理健康之發展 軌跡，且其成長趨勢為先上升、再下降、又上升的 S 型曲線。
因此，臺灣青少年心理健康的發展軌跡，大致上符合 Adkins 等人（2008）、
Ge 等人（2006）認為青少年心理健康呈現非線性發展的觀點，但是不同的是，
這兩篇國外文獻係指出青少年中期至晚期青少年憂鬱為下降趨勢，但本研究卻發 現相反結果，或許反映出國外文獻未必能完全推論至本土樣本的情形。尤其，對 於臺灣青少年來說，需要考量臺灣的社會文化與環境脈絡，青少年整體的心理健 康發展軌跡在國中階段與高中階段有所不同，國中階段為憂鬱症狀隨著年級逐漸 提高，高中階段則是高一至高二憂鬱症狀持續下降，到了高三才又提高，並不像 Adkins 等人（2008）與 Ge 等人（2006）發現的單一鐘型曲線。
貳、青少年憂鬱症狀的起始狀態與成長速率具有個別差異
本研究結果發現，青少年憂鬱症狀的起始狀態與成長速率之變異數皆達顯著 水準，代表青少年初期個體的憂鬱症狀已具有個別差異，且青少年初期至晚期的
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憂鬱症狀成長速率亦具有個別差異。由於吳齊殷與黃鈺婷（2010）、黃鈺婷（2011）
都沒有報告潛在成長模型的分析結果，故未能得知究竟臺灣青少年憂鬱症狀的起 始狀態與成長速率是否具有顯著差異。因此，本研究結果可補足此一缺口，證實 臺灣青少年在國一時憂鬱症狀程度已有所不同，且發展速度亦不相同。
參、憂鬱起始狀態與成長速率有正相關，國一憂鬱症狀愈高者，青少年時期憂鬱 成長速率也愈快
本研究結果發現，青少年憂鬱症狀的起始狀態與成長速率之間為正相關，且 共變數達顯著水準，代表青少年初期憂鬱症狀愈高，青少年初期至晚期憂鬱症狀 成長速率愈快。此結果和吳齊殷與黃鈺婷（2010）、黃鈺婷（2011）的研究結果 不同，兩者共同發現國中階段的起始狀態並不會影響成長速率，不過，兩位學者 的研究僅分析青少年在國中三年內的憂鬱症狀變化，故無法完整掌握青少年初期 至晚期的發展軌跡，所以結果不同亦可接受。因此，本研究說明了在國一時憂鬱 症狀愈高者，整個青少年時期的憂鬱成長速率也會較快。
肆、青少年憂鬱症狀具有自我迴歸的特性，過去憂鬱程度會影響未來的憂鬱程度 本研究透過自我迴歸分析與潛在自我迴歸分析發現，青少年憂鬱症狀具有跨 時間的連續性，前一波的憂鬱程度會影響後一波的憂鬱程度。此結果符合賴慧敏 等人（2017）之研究結果，該研究發現青少年憂鬱在國一對國二、國二對高二、
高二對高三都具有顯著影響，而本研究則進一步證實憂鬱在國一對國二、國二對 國三、國三對高一、高一對高二、高二對高三都具有顯著預測力。
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第三節 教養方式對青少年心理健康之關係
壹、關愛支持對憂鬱症狀的起始狀態有顯著影響，但對成長速率沒有影響 研究假設「H2：關愛支持會降低憂鬱症狀之截距與斜率」獲得部分支持。
本研究結果發現，關愛支持對憂鬱症狀截距具有負向降低效果，有助於降低青少 年憂鬱症狀的起始狀態，係青少年心理健康的支持因素。
因此，本研究結果與文獻評閱相同，過去文獻發現關愛支持有助於提升青少 年心理健康（周玉慧，2015；陳婉琪、徐崇倫，2011；Wang et al., 2015）。和陳 婉琪與徐崇倫（2011）的研究相比，該研究顯示關愛支持對於心理健康的影響效 果遠大於監控管教，但本研究發現，關愛支持對心理健康的結構係數小於監控管 教，亦即監控管教比起關愛支持，對於提升青少年心理健康有更大的效果，因此 與該研究結果有所差異。究其緣故，可能是因為本研究係採用 SEM 作為估計方 法，該研究則以多元迴歸分析進行，而 SEM 比起迴歸分析更全面性地考量了測 量誤差、模型適配與潛在變數等內涵，故得出的結果往往會比迴歸分析更接近於 樣本資料的特性。所以，本研究指出關愛支持有利於降低青少年起初的憂鬱症狀，，
但影響程度小於監控管教，且不會影響青少年初期至晚期的憂鬱症狀成長速率。
貳、嚴厲教養對憂鬱症狀的起始狀態與成長速率皆有顯著影響
研究假設「H3：嚴厲教養會提高憂鬱症狀之截距與斜率」獲得支持。本研 究結果發現，嚴厲教養對憂鬱症狀截距與斜率具有正向提高效果，不利於降低青 少年的憂鬱症狀起始狀態與成長速率，亦即嚴厲教養會提高青少年初期的憂鬱症 狀，也會提高青少年初期至晚期的憂鬱成長速率，係青少年心理健康的壓力因 素。
因此，本研究結果與文獻評閱相符，嚴厲教養為一負面教養方式，且對青少 年心理健康有不利影響（張高賓，2009；McLeod et al., 2007; McKee et al., 2007）。
和吳齊殷與黃鈺婷（2010）的研究相比，該研究發現嚴厲教養只有對憂鬱症狀截