年計畫」，簡稱 TYP）的國一樣本（2000-2003 年）進行分析。計畫目的在於探討 青少年成長歷程事如何受到家庭、學校與社區的交互影響，以至於影響到個人在成
筆者以年齡相對國三學生較小的國一（j1）女性樣本進行分析。Joyner and Udry (2000)以 1994-1995 年期間所蒐集的，具有全美國高級中學 （High schools）代表性 的 Add Health 追蹤資料進行檢視（N=8,181 人），發現談戀愛與青少年憂鬱症狀之 間的關聯程度會受到年齡和性別的影響：在年齡較小之下，談戀愛與憂鬱之間的關 聯較為明顯；另外，相對男性，對女性而言，談戀愛和青少年憂鬱症狀的關聯程度 較高。Chen et al. (2009)則以在 2006-2007 年期間蒐集的，具有北京中學（7 年級到 12 年級）代表性的橫斷面資料進行檢視（N=10,509 人），在年齡和性別方面也發 現類似 Joyner and Udry (2000) 的趨勢。本研究發現，在沒有納入控制變項之下，
青少年男性談戀愛與否與憂鬱症狀沒有關聯；也與自尊和親子衝突沒有關聯（參考 附錄一）6。
6過去研究發現，無論男性或女性，談戀愛者傾向於較憂鬱(Joyner and Udry, 2000)。若壓力源（X）
和健康（Y）之間的關聯呈現沒有關聯（Null correlation）的趨勢，學者認為我們不應馬上認為兩個 變項是沒有關聯的，兩個變項之間的關聯可能被另一個變項抑制。未來研究可探究青少年男性談戀 愛和憂鬱之間關係的抑制機制（Suppressor mechanism ）。
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本研究樣本的遺漏值使用完全除法（Listwise deletion）的方式處理，因此剩下 979 筆女性實際分析樣本，為第三波女性樣本的 75%（979/1,297=0.75）。筆者以 T 檢定或卡方檢定比較實際分析樣本（完全除法樣本）和被移除的樣本在自變項、依 賴變項、控制變項、中間變項上是否有顯著差異（附錄四）。進行此分析的原因是，
研究者可能會質疑被納入分析的樣本可能來自高社經地位背景家庭的青少年，因為 相對來自低社經地位的青少年，來自高社經背景家庭的學生可能較信任研究機構，
較有可能填寫問卷，因此成長在高社經地位家庭的青少女樣本可能比較不會被排除 在實際分析樣本之外(Shanahan et al. 1991)。分析的變項包括：第三和第一波憂鬱症 狀（依賴變項）、第二波談戀愛（自變項）、第三和第一波的親子衝突和自尊（中
1. 內生變項（Endogenous variables）
本文有四類內生變項，分別是：在本文扮演依賴變項的第三波憂鬱症狀、
扮演自變項的第二波談戀愛、扮演中間變項的第三波親子衝突和扮演中 間變項的第三波自尊。
依賴變項：本研究的依變項是青少年憂鬱症狀。「台灣青少年計畫」
所使用的青少年憂鬱症狀量表修改自 The Symptom Checklist-90-revisted
（SCL-90-R）。計畫從 SCL-90-R 選取了 16 個憂鬱症狀。題目為「過去
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向處理後，分數越高，代表自尊越高。第三波自尊題組的 Cronbach’s alpha 為 0.75。2. 外生變項（Exogenous variables）
本文有兩類外生變項，分別是扮演中間作用的知覺家庭支持和扮演控 年數與憂鬱有關(Goodman, Slap and Huang 2003)、父親教育年數與憂 鬱有 關 (Goodman, Slap and Huang 2003) 、家 庭月收入與憂鬱有關
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(Goodman et al. 2003, Miller and Taylor 2012)、非完整家庭與憂鬱有關 (Barrett and Turner 2005)。社會人口變項皆取自第一波青少年問卷。
父、母親教育年數由父、母教育程度轉換而成。筆者把不曾受過教育 編為 0 年、國小的教育年數編為 6 年、國中 9 年、高中職 12 年、專 科 14 年、大學 16 年、研究所 22 年，「不適用」一項則刪除。家庭 月收入方面，筆者以順序變項（Ordinal variable）編碼，家庭月收入 具有 13 個等級，範圍從不到 NT$30,000 到 NT$150,000 以上之間。次 序類別的數值（1-13）越小，表示家庭月收入越少。第一等級為「不 到 NT$30,000」；第二等級（NT$30,000-NT$49,999 之間）增加了 NT$19,999（NT$49,999- NT$30,000= NT$19999）；第三到第十二等 級（NT$50,000 到 NT$149,999），每等級增加了 NT$9,999；第十三 等級為「NT$150,000 以上」。非完整家庭方面，筆者把「1.爸爸媽媽
（Logistic Regression Analysis）建立路徑分析模型（Path analysis model）檢驗本研 究的三個假設。本研究有四個內生變項（Endogenous variables），而每個內生變項 都有其相應的方程式。
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變項之下，檢視的二波談戀愛和第三波憂鬱之間的關係；在控制社會人口變項、第 一波憂鬱、第一波自尊等變項下，檢視第三波自尊和第三波憂鬱之間的關係；在控 制社會人口變項、第二波親子衝突等變項之下，檢視第三波親子衝突和第三波憂鬱 之間的關係；在控制社會人口變項、第二波知覺家庭支持之下，檢視第一波知覺家 庭支持對第三波憂鬱的影響；最後，在控制社會人口變項、第一波知覺家庭支持等 變項之下，檢視第二波知覺家庭支持對第三波憂鬱的影響。
Y1a=f(X1 + Y1b +X2a + X2b + Y3+ Y4a + Y4b + Y2a + Y2b) (1)
第二個方程式為第三波自尊（Y2a）的內生變項與第一波社會人口變項（X1）、
第一波的自尊（Y2b）、第二波談戀愛（Y3）之間關係的最小平方迴歸分析（見方 程式 2）。此模型在控制第一波社會人口變項（X1）、自尊（Y2b）之下，檢視青 少年女性在第二波談戀愛（Y3）是否會影響她們在第三波自尊（Y2a）中間變項的 變化。
Y2a= f(X1+X2b+Y3) (2)
第三個方式是第二波談戀愛（Y3）的內生變項與社會人口變項（X1）、第二波 知覺家庭支持（X2b）、第一波的知覺家庭支持（X2a）之間關係的邏輯斯迴歸分析
（見方程式 3）。此模型在控制第一波社會人口變項（X1）、第二波知覺家庭支持
（X4）之下，檢視青少年女性在第一波知覺家庭支持（X5）與第二波談戀愛之間 的可能性。
logY3= f(X1+ X2b + X2a) (3)
第四個方程式為第三波親子衝突（Y4a）的內生變項與社會人口變項（X1）、第 二波談戀愛（Y3）和第一波的親子衝突（Y4b）之間關係的邏輯斯迴歸分析（見方 程式 4）。此模型在控制第一波社會人口變項（X1）之下，檢視青少年女性在第二 波談戀愛的自變項與第三波的親子衝突的可能性。
log Y4a = f(X1+ Y3+ Y4b) (4)
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最後，除了以最小平方迴歸分析和邏輯斯迴歸分析建立路徑分析模型檢視變項 之間的關係之外，筆者也在 Stata13.1 以「sgmediation」套件7進行 Sobel-Goodman mediation test(DeRosia 2013, Ender 2010)和 Preacher and Hayes(2004)的 Bootstrapped test of mediation， 檢驗在路經分析中有達顯著的 間接 作用。從 Sobel-Goodman mediation test 可以知道中間變項減縮了若干第二波談戀愛和第三波憂鬱之間的關聯，
也可以知道間接作用是否有達統計上的顯著水準。從 Bootstrapped test of mediation 也可以知道間接作用是否有達統計上的顯著水準。Bootstrapped test of mediation 在 近年來常被使用的原因是，它在檢驗間接作用時不預設間接效果是常態分配的，相 反的， Sobel 則預設間接作用是常態分配的。
7 本研究採用的 Sgmediation 套件乃是由 Philip Ender 所編寫。基本上，sgmediation 僅執行基本檢定
（normal-based tests），比如 Sobel。由於 Stata 統計套裝軟體本身具備能夠操作個案重複抽樣
（Case-resampling），和能夠對信賴區間做百分比估計的拔靴法（ Percentile estimate of the confidence interval），因此在搭配sgmediation 的套件之下，才能夠做出與 Preacher and Hayes (2004)相同的中間作用分析（De Rosia 2013）。
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談戀愛的青少年女性在第三波的憂鬱症狀程度顯著較高，平均為 1.83 分（p<.001），而在第二波沒有談戀愛的女性在第三波的憂鬱分數僅有 1.65 分。第一波的憂鬱症