研究論文
中華心理衛生學刊 第二十三卷(2010) 第一期 65-97頁家庭衝突、社會支持與青少年憂鬱情緒：
檢視同儕、專業與家外成人支持的緩衝作用
王齡竟 陳毓文
研究目的：檢視家庭衝突對青少年憂鬱情緒的影響，並分析同儕支持、專業支持與 家外成年人支持對家庭衝突所造成的緩衝作用。研究方法：本研究對象為台灣地區就讀 國、高中職之學生，經分層隨機抽樣，共計1,416人參與本研究；資料蒐集方法為自陳問 卷，並採團體施測方式取得研究資料，研究架構則以加入交互作用項之階層迴歸模式分 析之。研究結果：女性、年齡越大、雙親衝突與親子衝突越嚴重、同儕支持越少，青少 年憂鬱情緒得分越高；而不同來源的社會支持對家庭衝突產生不盡相同的緩衝效果。研 究結論：當雙親衝突程度較低時，同儕支持對憂鬱情緒的保護效果較好，然而當雙親衝 突程度較高時，專業支持則較能有效保護青少年免受憂鬱情緒的威脅。此外，當親子衝 突程度較低時，專業支持對憂鬱情緒的保護效果較好；當衝突程度較高時，家外成年人 支持則僅能夠部分緩衝親子衝突對青少年憂鬱情緒之影響。本研究建議相關專業應致力 於強化青少年社會支持，也針對家庭衝突介入的時機及方法提出新的觀點。 關鍵詞：青少年、憂鬱情緒、家庭衝突、社會支持、緩衝作用 王齡竟： 台灣大學社會工作學系專任研究助理；台灣大學社會工作學碩士；研究專長為青少年社會工作。(通 訊作者；E-mail: lingching@gmail.com) 陳毓文： 台灣大學社會工作學系教授；美國聖路易市華盛頓大學社會工作博士；研究專長為青少年社會工作與 福利服務。 收稿：2008年9月9日；接受：2009年5月9日。一、前 言
言
言
人類發展的過程中，青少年除了須面對生理上的快速改變，在心理發展上也 從追求安全感的兒童期進入獨立自主的成年期，處於自我認同與自我概念的統整階 段，社會發展也開始扮演越來越多的角色(Ashford, Lecroy, & Lortie, 1997)。發展心 理學者EriksonErikson(1968)指出，發展乃是在經歷過一連串危機(crisis)事件後人格整合的結 果；個體若能順利克服各階段所經歷的危機，便可健全發展，否則容易產生適應不 良的行為反應。國外有縱貫研究發現，童年的發展問題(如憂鬱、焦慮、偏差行為)會 影響青春期的適應狀況，青少年時期若沒有好的發展與適應，對成年也可能產生負 面的影響(Kim, Conger, Elder, & Lorenz, 2003)。
家庭乃兒童及少年身心發展的重要場域，對其行為、情緒與認知發展影響甚
大(鄭麗珍，20012001)。家庭中有許多可能造成青少年負面適應結果的因素，如父母離
異(鄭麗珍，2001；Cui, Conger, & Lorenz, 20052001；Cui, Conger, & Lorenz, 2005；Cui, Conger, & Lorenz, 2005Cui, Conger, & Lorenz, 2005)、家庭經濟困境(Conger et al., 1992; Conger & Ge, 1994)，或是各種家庭生活壓力事件(Kim et al., 2003; Werner, 1989)等。
邱紹一、薛雪萍與李介至(2002)以臺北縣市國中生為對象，結果發現：家庭衝突對青
少年適應的影響較家庭失功能來得大；國外也有許多研究證實，家庭衝突對青少年 憂鬱情緒具有負向的影響(Borrine, Handal, Bro�n, & Searight, 1991; Kleinman, Handal, Enos, Searight, & Ross, 1989)。
雖然家庭衝突乃是成員間長期互動所造成的摩擦，當中的動力不容易在短時間 內改變，然而發展心理學家Werner及其研究團隊在夏威夷針對近700名兒童進行長達Werner及其研究團隊在夏威夷針對近700名兒童進行長達及其研究團隊在夏威夷針對近700名兒童進行長達700名兒童進行長達名兒童進行長達 32年的追蹤研究卻發現，這些兒童雖然生長在高風險的環境中，卻仍有約三分之一年的追蹤研究卻發現，這些兒童雖然生長在高風險的環境中，卻仍有約三分之一 的人在18歲時已健康成長為一個有能力、能愛、能就業，並擁有夢想的青年18歲時已健康成長為一個有能力、能愛、能就業，並擁有夢想的青年歲時已健康成長為一個有能力、能愛、能就業，並擁有夢想的青年(Werner, 1989)。這些兒童之所以能健全成長，乃是因其生活中存在著一些保護因子(protective factors)，能夠緩衝環境中危險因子對人的負面影響，讓個體於面對外在環境壓力時 能克服逆境，順利成長。這些因子包含了：個人特質、家庭因素以及社會支持。社 會支持對於青少年憂鬱情緒具有正面影響(Colarossi & Eccles, 2003; Taylor, 1996)，也 能改變家庭衝突與青少年憂鬱情緒的關係(Abbey, Abramis, & Caplan, 1985)。本研究
目的即在試圖瞭解：家庭衝突對青少年憂鬱情緒的解釋，並探討社會支持是否能夠 在家庭衝突的壓力下發揮保護作用，藉以提供相關專業一個更積極、有效的處遇介 入點。
二、相關文獻與研究架構
(一)
一
)) 青少年憂鬱情緒
針對憂鬱的研究主要有三大取向(Compas, Ey, & Grant, 1993; Petersen et al., 1993)：一是從發展的觀點出發，認為憂鬱是一種在未特定時間中出現憂傷、不快樂 或是沮喪感覺的症狀，代表概念為憂鬱情緒。其二為憂鬱症候群，此乃源於多變項 分析的觀點，認為憂鬱症候包含了焦慮與憂鬱症狀，並與行為症狀(如：抱怨身體不 適、注意力問題、問題行為等)有顯著的相關性(Achenbach, 1991)。第三為憂鬱疾患 或稱臨床上的憂鬱症，此乃源於精神病理學，將憂鬱視為一種精神病理的疾患，包 含了相關症狀的症候群，且這些症狀增加了個體生活功能損害的危機，須依照相關 症狀的呈現、維持的時間以及嚴重程度來進行診斷。 青少年自陳的憂鬱或悲傷情緒與兒童時期相比有明顯增加的趨勢(Rutter, 1986)， 如國外研究顯示，少年時期為憂鬱所擾的比例乃是兒童時期的兩倍(McGee, Feehan,
Willians, & Anderson, 1992)，且少年時期憂鬱情緒若未得到適當處理，對日後社會心 理發展將造成負面影響(Pelkonen, Marttunen, & Aro, 2002; Piko & Fitzpatrick, 2003)。
青少年期的憂鬱症狀越多，日後發展為憂鬱症的危險性越高(Le�insohn, Rohde,
Klein, & Seeley, 19991999)，可見青少年乃是瞭解憂鬱情緒與疾患症狀的重要時期，也是
預防的關鍵時期(Petersen et al., 1993)。本研究便從預防的觀點出發，以一般在學青
少年的憂鬱情緒為關注焦點，而非針對達臨床診斷的憂鬱症候或是憂鬱疾患進行研 究。
(二)
二
)) 保護因子及其運作模型
危險因子的概念源於流行病學，危險因子的存在代表其較可能與負向結果有 關，如心理疾病、偏差行為或負向社會表現(Jessor, Van Den Bos, Vanderryn, Costa, & Turbin, 1995)，其所代表的是一種「可能性」的概念(Burt, Resnick, & Novick, 1998)，即當危險因子存在時，後續發展出問題的可能性會增加，超過一般人發生問 題的機率(Kazdin, Kraemer, Kessler, Kupfer, & Offord, 1997)。過去研究中，危險因子
乃是逆境的指標(曾文志，20062006)，涵蓋了遺傳、生物、心理、家庭、或社會經濟等相
當多類型的因素，當危險因子存在時，各種負向結果的發生率也會隨之提升。 1970年代，探討精神分裂症的學者發現，父母親患有精神分裂症的兒童罹患此年代，探討精神分裂症的學者發現，父母親患有精神分裂症的兒童罹患此
症的機率比一般兒童高出十倍以上(曾文志，20052005)，然而同樣以這些兒童為樣本的研
究發現：有些兒童儘管處於高風險環境中，卻能有良好的發展，這樣的結果引起發 展心理學界對於兒童抗壓力的研究產生興趣(Garmezy, Masten, & Tellegen, 1984; Jes-sor et al., 1995)。此研究取向關注人如何在逆境中維持健康適應的能力，而學界則將
這些心理社會資源(包含個人與環境因素)以「保護因子」統稱之(曾文志，20062006)。
2. 保護因子的運作模型
多數學者同意保護因子與健全發展具相關性，但究竟保護因子是如何降低危險
因子對於負向結果的影響呢？這方面的討論出現了不同的看法(陳毓文，20042004)。部分
學者指出，過去的研究通常對保護因子的運作有兩種假設(Freitas & Do�ney, 1998)，
第一種假設認為，無論環境危險程度如何，保護因子均可降低青少年涉入高危險行 為的可能性(Jessor et al., 1995)，此論述強調保護因子對結果的直接影響(如：Gar- Gar-mezy et al., 1984; Masten et al., 1988)；另一假設則認為，保護因子在高危險群上效果
較突出，認為保護因子緩衝了危險因子與問題行為之間的關係(Jessor et al., 1995)。
Fergus與Zimmerman與ZimmermanZimmerman(2005)整理過去相關研究，提出下列模型來解釋保護因子如何改 變危險因子對個體的負面影響：
(1) 主要效果模型(main effect model) (Luthar, 1993)
保護與危險因子形成簡單的相反作用(如圖一)，即危險因子降低社會適應，保護
因子則提升社會適應(Luthar, 1991)。在此模型中，保護因子在概念上獨立於危險因
夠補償高危險情境對個體所造成的影響，使個體能夠與其他擁有低保護因子、且處 於低危險情境的個體，維持相當的能力(Masten et al., 1988)。 (2) 緩衝效果模型(moderating model) (Fitzpatrick, 1997) 此又稱為交互作用模型(Luthar, 1993)，該模型認為，保護因子乃是影響危險因 子與負面結果之間的關係，假設保護因子與危險因子具有交互作用關係，在預測社 會適應時便能夠緩和或減輕危險因子對負面結果的影響。過去不少學者(Cohen &
Wills, 1985; Luthar, 1993; Luthar, Cicchetti, & Becker, 2000)更進一步分析在此交互作 用中，保護因子所造成的不同效果為何，本文將其整理如下：
A. 完全緩衝效果完全緩衝效果(protective-stabilizing effect)：保護因子能消除危險因子的影 響，即當保護因子存在時，危險因子與負面結果之間就沒有相關，而缺乏 保護因子時，危險因子與負面結果則成正相關性，如圖二。
B. 部分緩衝效果部分緩衝效果(partially protective-stabilizing effect)：保護因子能夠減緩危險 因子的影響，但無法完全消除其作用，如圖三。 C. 保護強化效果保護強化效果(protective-enhancing effects)：幫助個體對抗壓力，並且隨著 危機的增加而強化其適應能力，如圖四。 D. 保護遞減效果保護遞減效果(protective-reactive effects)：使個體普遍佔有優勢，特別是在 壓力較低的環境中，但遇到高危險環境時，則沒有那麼強的保護效果，如 圖五。 圖一 主要效果模型圖示法 (改編自Masten et al., 1988)
圖二 完全緩衝效果 (引自Fergus & Zimmerman, 2005)
圖三 部分緩衝效果 (引自Cohen & Wills, 1985)
圖四 保護強化效果 (改編自Masten et al., 1988)
圖五 保護遞減效果 (改編自Fergus & Zimmerman, 2005)
由於本研究重點在檢視不同社會支持是否能夠在家庭衝突的壓力下對青少年憂 鬱情緒發揮保護的效果，因此將以緩衝效果模型的假設來檢視：家庭衝突、不同來 源的社會支持與青少年憂鬱情緒之間的關係。
(三) 家庭衝突與青少年憂鬱情緒
許多研究發現：家庭衝突越嚴重，青少年越容易產生心理適應問題(Kleinman et
al., 1989; Sheeber, Hops, Alpert, Davis, & Andre�s, 1997)，且衝突本身才是影響兒童、
青少年心理適應的主要因素，而非家庭結構或父母婚姻狀態(Borrine et al., 1991)。除
了探討家庭衝突對子女適應的影響外，也有學者針對父母之間的婚姻衝突，及父母 與子女間的親子衝突作更細緻的研究。在雙親衝突方面，Cui等Cui等等(2005)針對451個家庭451個家庭個家庭
進行了長達五年的追蹤研究，結果發現：雙親衝突能夠預測青少年適應問題(憂鬱、 焦慮、偏差行為)。國內以雙親衝突為主題的研究也發現，當父母之間衝突程度越嚴 重，青少年越容易產生憂鬱等心理適應問題(江睿霞，1994；陳毓文，20041994；陳毓文，2004；陳毓文，20042004)。
在親子衝突的研究中，Barber和DelfabbroBarber和Delfabbro和DelfabbroDelfabbro(2000)針對澳洲377個家庭進行電話377個家庭進行電話個家庭進行電話 訪問，探討14至19歲青少年心理與行為適應之相關因素，研究發現，無論性別，當14至19歲青少年心理與行為適應之相關因素，研究發現，無論性別，當至19歲青少年心理與行為適應之相關因素，研究發現，無論性別，當19歲青少年心理與行為適應之相關因素，研究發現，無論性別，當歲青少年心理與行為適應之相關因素，研究發現，無論性別，當
青少年知覺與母親衝突越多，其心理適應越差。Pasch等Pasch等等(2006)的研究也發現一樣的
結果，親子之間的衝突越嚴重者，青少年在焦慮、憤怒、憂鬱量表的得分越高。韓 國及香港學者也都在研究中發現，日常生活中的親子衝突能夠預測青少年憂鬱情緒 (Ma & Shek, 2001; Shek, 1998)。
由此可見，無論是婚姻或是親子衝突，對於青少年的憂鬱情緒皆有顯著的影 響。不過目前多採整體檢視家庭成員間所有的衝突，或是單獨檢視次系統的衝突對 子女適應的影響，較少同時考量雙親衝突與親子衝突對子女憂鬱情緒的影響。然 而，此不同來源的衝突對子女的影響程度可能是不同的，如Acock和DemoAcock和Demo和DemoDemo(1999)曾 分析兩波美國國家家戶調查部分資料(1987-1988為第一波，1992-1994為第二波為第一波，1992-1994為第二波1992-1994為第二波為第二波)，結 果發現：親子衝突要比雙親衝突更能解釋子女的心理適應問題。為求更完整的呈現 父母與親子衝突對青少年子女憂鬱情緒的影響，本研究遂同時考量父母與親子等兩 個次系統的衝突情況，以檢視並比較其對青少年的影響。
(四) 社會支持與青少年憂鬱情緒
過去有許多實證研究發現，青少年所感受到來自同儕、學校、社會等各方面的 支持程度往往與其適應有很大的相關性(Bender & Losel, 1997; Burk & Laursen, 2005; Jessor et al., 1995)。社會支持是一個動態的人際歷程，是個包含多向度的概念(周玉慧，19971997)，其內涵多樣化，大致可分為：情感支持、資訊支持與實質支持三類
(Sarason & Sarason, 1985; Turner & Noh, 1983)。支持的來源則包含了：非正式的支援
網絡，如：家庭成員、朋友、同事、親戚、鄰居(Sarason & Sarason, 1985)，以及正
式的社會支持網絡，如：學校、衛生機關、政府、互助團體或民間福利機構的工作 者等(Bro�n, 1974；鄭照順，1997；鄭照順，19971997)。因支持的來源與接受者的特質並不盡相同，其
所產生的影響也不同，因此有必要檢視不同支持來源的影響程度(Colarossi & Eccles, 2003)。本研究將社會支持來源分為正式與非正式的支持系統，正式支持系統包含了 學校內的教師、行政人員、輔導老師、社工，以及政府或民間機構的工作人員；非 正式支持系統則分為家外成年人(親戚、鄰居等)與同儕朋友兩類。
上述這些網絡所提供的社會支持對青少年心理適應有著重要的影響力，特別 是同儕團體。Young、Berenson、Cohen與GraciaYoung、Berenson、Cohen與Gracia、Berenson、Cohen與GraciaBerenson、Cohen與Gracia、Cohen與GraciaCohen與Gracia與GraciaGracia(2005)在為期兩年的追蹤研究中發 現：相較於青少年前期，較年長青少年所獲得的同儕支持對於日後的憂鬱症狀有顯 著的影響力，支持越多，就越不容易出現憂鬱症狀。除了同儕支持，來自師長等 專業人士、親戚、家外成年人等的支持對青少年也扮演著重要的角色。Colarossi和Colarossi和和 Eccles(2003)在兩年內追蹤217位15-18歲青少年，結果發現，擁有同儕、師長的支持217位15-18歲青少年，結果發現，擁有同儕、師長的支持位15-18歲青少年，結果發現，擁有同儕、師長的支持15-18歲青少年，結果發現，擁有同儕、師長的支持歲青少年，結果發現，擁有同儕、師長的支持 會使青少年憂鬱情緒狀況隨時間演進而減少。TaylorTaylor(1996)針對135位14-19歲的青少135位14-19歲的青少位14-19歲的青少14-19歲的青少歲的青少 年研究後發現，缺乏親戚支持的青少年，越可能產生心理方面的問題，如憂鬱、食 慾不振、失眠等。 檢視過去相關研究後可發現，社會支持除了對青少年憂鬱情緒有直接的影響 外，也具有緩衝保護的作用，如Abbey等Abbey等等(1985)在針對168位大學生進行社會衝突與168位大學生進行社會衝突與位大學生進行社會衝突與 支持的研究便發現：當個體在高衝突的情境下，社會支持具有緩衝、保護的效果， 保護個體遠離憂鬱、焦慮等症狀，並維持一定程度的生活品質。ChengCheng(1997)針對香 港249位七至九年級的中學生，分別測量其生活中的壓力事件，及其所知覺到的同249位七至九年級的中學生，分別測量其生活中的壓力事件，及其所知覺到的同位七至九年級的中學生，分別測量其生活中的壓力事件，及其所知覺到的同 儕支持，結果發現：在高壓的情境下，同儕支持能夠緩衝壓力對憂鬱所造成的負面 影響。此外，生長於充滿衝突，不和諧家庭中的青少年，若能與家外成年人建立關 係，則家庭衝突對他們心理適應的負面影響會較低(陳毓文，2004；Jenkins & Smith,2004；Jenkins & Smith,；Jenkins & Smith,Jenkins & Smith, 1990)。
社會支持對於個體的影響究竟是主要效果或是緩衝效果呢？Cohen和WillsCohen和Wills和WillsWills(1985) 將社會支持測量分為兩種測量模式：一是結構測量，僅測量社會支持的存在與否， 或者是個體支持關係的數量多寡，但不測量這些關係實際所提供的支持功能。另一 種則是功能測量，測量個體知覺的各種支持功能，包含了資訊支持、工具支持及情 感支持等。Cohen和WillsCohen和Wills和WillsWills(1985)在整理過去文獻後發現，當研究者採取的是結構測量
時，則主要效果模型成立，而緩衝效果模型則是在測量知覺支持時容易成立。因本 研究目的在探討個體知覺各種社會支持來源是否能夠在家庭衝突的壓力下發揮緩衝 作用，故將採功能取向來測量個體所知覺的社會支持程度。
(五)
五
)) 解釋青少年憂鬱情緒之其他相關因素
除了家庭衝突與社會支持外，也不能忽略性別與年齡差異對青少年憂鬱情緒 的影響。過去許多相關研究均指出，女性的憂鬱情形較男性嚴重(朱崇信，2005；陳2005；陳；陳毓文，2004；Burk & Laursen, 2005; Waaktaar, Borge, Fundingsrud, Christie, & Torgersen,2004；Burk & Laursen, 2005; Waaktaar, Borge, Fundingsrud, Christie, & Torgersen,；Burk & Laursen, 2005; Waaktaar, Borge, Fundingsrud, Christie, & Torgersen,Burk & Laursen, 2005; Waaktaar, Borge, Fundingsrud, Christie, & Torgersen, 2004)。不論中外研究均發現，青少年隨著年齡增長，要面對更多學業壓力，一般福祉 下降，其心理及行為適應也有惡化的發展趨勢，而憂鬱情緒也往往與年齡呈現正相關 性(陳毓文，2004；Burk & Laursen, 2005; Størksen, Røysamb, Moum, & Tambs, 2005 Størksen, Røysamb, Moum, & Tambs, 2005Størksen, Røysamb, Moum, & Tambs, 2005)。
(六) 研究假設與架構
六
) 研究假設與架構
) 研究假設與架構
研究假設與架構
根據以上文獻論述，本研究提出下列假設，以檢視家庭衝突對少年憂鬱情緒的 影響，並探討社會支持在其中的保護效果，研究架構如圖六所示： 1. 性別和年齡與青少年憂鬱情緒有關：女性、年齡越大者，憂鬱情緒得分越性別和年齡與青少年憂鬱情緒有關：女性、年齡越大者，憂鬱情緒得分越 高。 2. 家庭衝突對青少年憂鬱情緒有直接的負面影響，家庭衝突越嚴重，青少年憂家庭衝突對青少年憂鬱情緒有直接的負面影響，家庭衝突越嚴重，青少年憂 鬱情緒得分越高。 3. 來自同儕、家外成年人，以及專業人士的社會支持能夠緩衝家庭衝突對青少來自同儕、家外成年人，以及專業人士的社會支持能夠緩衝家庭衝突對青少 年憂鬱情緒的影響。三、研究方法
(一
)) 樣本來源與抽樣原則
本研究母體為台灣地區就讀國中一年級(七年級)至高中職三年級的在學學生， 採用分層隨機抽樣的方式，將臺灣地區分成北、中、南、東四大地區，並依學校性質分為國中組與高中、職兩組。於96年5月參考教育部所公佈之各級學校名錄96年5月參考教育部所公佈之各級學校名錄年5月參考教育部所公佈之各級學校名錄5月參考教育部所公佈之各級學校名錄月參考教育部所公佈之各級學校名錄(教育 部，20062006)，隨機從各區域中抽出縣市、再從每一個縣市抽出國中與高中或高職各一 間學校為受訪學校。為兼顧樣本各級學校分配，遂以國中、高中、高職學生母體人 數比例為抽樣參考(國中：高中：高職約為56：24：2056：24：20：24：2024：20：2020)，在此抽樣原則下，受訪學校 位於的縣市包含：台北縣、桃園縣、台中市、南投縣、嘉義縣、高雄市、花蓮縣。 研究樣本共來自七個縣市，共計15所學校，41個班級。15所學校，41個班級。所學校，41個班級。41個班級。個班級。
(二)
二
)) 樣本背景資料
依據以上的抽樣原則，本研究共發出1,416份問卷，在扣除20份無效問卷以及遺1,416份問卷，在扣除20份無效問卷以及遺份問卷，在扣除20份無效問卷以及遺20份無效問卷以及遺份無效問卷以及遺 漏值之問卷後；有效問卷共計1,242份，其中國中658份，佔有效樣本53.0%，高中1,242份，其中國中658份，佔有效樣本53.0%，高中份，其中國中658份，佔有效樣本53.0%，高中658份，佔有效樣本53.0%，高中份，佔有效樣本53.0%，高中53.0%，高中，高中 315份份(25.4%)，高職269份269份份(21.7%)。在1,242位學生中，男女性分別為591人1,242位學生中，男女性分別為591人位學生中，男女性分別為591人591人人(47.6%)及 圖六 研究架構—社會支持之緩衝作用模型651人人(52.4%)。在年齡分佈上，本研究的樣本年齡介於11至19歲，平均年齡為14.8歲11至19歲，平均年齡為14.8歲至19歲，平均年齡為14.8歲19歲，平均年齡為14.8歲歲，平均年齡為14.8歲14.8歲歲 (SD＝1.561.56)。就地區分布來看，由於東部學校較少，故在樣本中亦出現相似的分布狀 況(東部學生占總人數的9.6%9.6%)，其他如北區共426人，占總人數的34.3%，中區350人426人，占總人數的34.3%，中區350人人，占總人數的34.3%，中區350人34.3%，中區350人，中區350人350人人 (28.2%)、南區347人347人人(28.0%)。
(三) 變項與測量工具
本研究主要採用一些過去研究用過，且具備良好信、效度之工具來測量所有變 項，由於部分量表的題數過多，故先藉由預測，以因素分析來針對上述量表進行效 度檢驗，預先施測對象為台北市某國中國一到國三、基隆市某高中高一、高二各一 班學生，共169人進行試測，事後採驗證型因素分析策略，將因素負荷量低於.5之題169人進行試測，事後採驗證型因素分析策略，將因素負荷量低於.5之題人進行試測，事後採驗證型因素分析策略，將因素負荷量低於.5之題.5之題之題 目予以刪除。以下便針對各測量工具內容以及其信、效度進行說明。 1. 雙親衝突本研究採用「兒童知覺雙親衝突量表」(Children’s Perception of Interparental Conflict Scale，簡稱CPIC，簡稱CPICCPIC) (Grych, Seid, & Fincham, 1992)中兒童陳述父母衝突的「頻
率」(如：我經常看見爸媽爭吵)、「強度」(如：爸媽在爭吵時會動手)、「原因穩定 性」(如：因為爸媽不是真的相愛，所以他們會爭吵)、「解決」(如：爸媽對某件事 的意見不同時，他們通常會想出解決的辦法)等特質的四個子量表，共計23題。本研23題。本研題。本研 究所使用的為江睿霞(1994)的翻譯版本，採三點量表計分方式，受訪者按題目內容勾 選「不會這樣」者得0分、「0分、「分、「有時這樣」者得1分、「1分、「分、「常常這樣」者得2分。在刪除因2分。在刪除因分。在刪除因 素負荷量低於.5的題目後，正式施測量表共計17題，加總後分數越高，代表受訪者.5的題目後，正式施測量表共計17題，加總後分數越高，代表受訪者的題目後，正式施測量表共計17題，加總後分數越高，代表受訪者17題，加總後分數越高，代表受訪者題，加總後分數越高，代表受訪者 所知覺之父母衝突程度越嚴重(Cronbach’s α＝.90.90)。 2. 親子衝突 本研究採用王淑卿(2004)參考國內外相關文獻及量表後所編製的「親子衝突量 表」，原量表共29題，包含五個因素：「溝通與價值觀衝突」29題，包含五個因素：「溝通與價值觀衝突」題，包含五個因素：「溝通與價值觀衝突」(如：父母常錯怪我， 不給我說明的機會)、「消費衝突」(如：父母嫌我買了太多不該買的東西)、「生活 習慣衝突」(如：父母總是嫌我太懶)、「學校成就衝突」(如：父母對我的課業要求
太高)，以及「交友衝突」(如：父母不准朋友打電話給我)，採五點量表計分方式填 答，受訪者按題目內容勾選「從未如此」者得0分、「0分、「分、「很少如此」者得1分、「1分、「分、「有時 如此」者得2分、「2分、「分、「經常如此」者得3分、「3分、「分、「總是如此」者得4分。在刪除因素負荷量4分。在刪除因素負荷量分。在刪除因素負荷量 低於.5的題目後，正式施測量表共28題，加總後分數越高，表示親子衝突狀況越嚴.5的題目後，正式施測量表共28題，加總後分數越高，表示親子衝突狀況越嚴的題目後，正式施測量表共28題，加總後分數越高，表示親子衝突狀況越嚴28題，加總後分數越高，表示親子衝突狀況越嚴題，加總後分數越高，表示親子衝突狀況越嚴 重(Cronbach’s α＝.94.94)。 3. 社會支持 本研究採用劉宗幸(1999)的「學生社會支持量表」，原量表共18題，包含了「訊18題，包含了「訊題，包含了「訊 息支持」(如：有人會清楚的告訴我步驟，讓我知道該怎麼做)、「情緒支持」(如： 有人會安慰我、有人願意聽我訴說我的心事)，以及「關懷」(如：有人關心和愛護 我)三個部分，採四點量表計分形式，受訪者乃針對各種情況下所能得到的支持程度 表達意見，回答「非常不符合」者得0分、「0分、「分、「不符合」者得1分、「1分、「分、「符合」者得2分、2分、分、 「非常符合」者得3分，在刪除因素負荷量低於.5的題目之後，正式量表共計17題。3分，在刪除因素負荷量低於.5的題目之後，正式量表共計17題。分，在刪除因素負荷量低於.5的題目之後，正式量表共計17題。.5的題目之後，正式量表共計17題。的題目之後，正式量表共計17題。17題。題。 由於原量表乃是測量家庭以外所有的社會支持，本研究為探討不同社會支持來源對 少年的影響，針對每一種支持來源，分別以17題之社會支持量表測量之。三種不同17題之社會支持量表測量之。三種不同題之社會支持量表測量之。三種不同 支持來源包含：非正式系統中家外成年人的支持、同儕朋友的支持，以及正式系統 中專業人士(學校老師、行政人員、輔導老師、社工、機關/構的社工等/構的社工等構的社工等)的支持，每 一個量表前皆加上針對三種不同特定對象的說明語，三個支持來源分別加總後，總 分越高，代表其所獲得該來源的支持程度越高，各量表的內部一致性信度均達到.94.94 以上。 4. 青少年憂鬱情緒 本研究在取得鄭泰安博士同意後，採用其翻譯之美國流行病學研究中心憂鬱量 表CES-DCES-D(Center for Epidemiologic Studies Scale) (Chien & Cheng, 1985)來測量青少 年的憂鬱情緒。本量表共計20題，旨在詢問受訪者過去一週內所經歷的各種症狀程20題，旨在詢問受訪者過去一週內所經歷的各種症狀程題，旨在詢問受訪者過去一週內所經歷的各種症狀程 度(如：我比平日不愛講話、我覺得悶悶不樂)，依照自己的實際狀況選擇一個合適 的選項，選項從0-3，包含「0-3，包含「，包含「沒有或極少」、「有時」、「時常」到「經常」，得分
＝.89.89)。
(四) 資料蒐集方法
本研究採用調查研究法中集體填寫匿名問卷的方式蒐集資料。集體填寫問卷除 了省時、省錢、回收率高等優點外(簡春安、鄒平儀，20022002)，最大好處在於顧及受 訪者的隱私，因問卷中涉及不少個人心理問題、行為問題，以及家庭互動等個人隱 私，若以面訪方式進行可能會使受訪者對某些題目有所隱藏，造成研究信、效度上 的問題(陳毓文，20042004)。此外，要在短時間內以面訪方式取得大量資料也有執行上的 困難度，相較之下，集體填寫法在能夠協助集合樣本的行政系統中(如學校團體)，是 非常適合的資料蒐集方法(簡春安、鄒平儀，20022002)。本研究正式施測時間從96年10月96年10月年10月10月月 11日至11月30日止，由研究者親自前往學校各班級進行說明與集體施測。日至11月30日止，由研究者親自前往學校各班級進行說明與集體施測。11月30日止，由研究者親自前往學校各班級進行說明與集體施測。月30日止，由研究者親自前往學校各班級進行說明與集體施測。30日止，由研究者親自前往學校各班級進行說明與集體施測。日止，由研究者親自前往學校各班級進行說明與集體施測。(五) 資料整理與分析方法
本研究以SPSS統計套裝軟體進行資料處理與分析。所有問卷資料均先經由過錄SPSS統計套裝軟體進行資料處理與分析。所有問卷資料均先經由過錄統計套裝軟體進行資料處理與分析。所有問卷資料均先經由過錄 編碼(coding)，並進行檢誤，以確保所輸入資料之正確性。除了針對所有變項提供各 種描述統計值，如次數百分比、平均數、標準差，亦藉由t檢定、F檢定以及皮爾森 相關係數分析進行雙變項分析，並採用階層迴歸分析檢測不同衝突來源與社會支持 之間的交互作用項，以驗證本研究所提出的架構。四、研究結果
在將各變項放進迴歸模式之前，本研究先針對迴歸模式之基本假設與多元共線 性問題進行檢測，結果並未發現有嚴重違反假設或共線性的情況。由於本研究目的 之一在於檢視社會支持的緩衝作用，在處理交互作用項時依照PedhazurPedhazur(1997)的建 議，於變項相乘前先做中心化(centerized)處理，再將中心化後的變項相乘為交互作 用項，以置入階層迴歸模式中進行分析。(一) 憂鬱情緒
一
) 憂鬱情緒
) 憂鬱情緒
憂鬱情緒
受訪者在總分60分的憂鬱情緒量表中，得分最大值為60，最小值為0，樣本平60分的憂鬱情緒量表中，得分最大值為60，最小值為0，樣本平分的憂鬱情緒量表中，得分最大值為60，最小值為0，樣本平60，最小值為0，樣本平，最小值為0，樣本平0，樣本平，樣本平 均得分為18.5618.56(SD＝10.2610.26)。此結果與國內學者陳為堅(2005)以台北市2,447名國中2,447名國中名國中
生為對象的研究中，量表平均得分16.716.7(SD＝9.69.6)相差不遠。此外，先前亦有研究發
現CES-D量表在國中生樣本中最適切換點為28分，並透過分層特異概似比CES-D量表在國中生樣本中最適切換點為28分，並透過分層特異概似比量表在國中生樣本中最適切換點為28分，並透過分層特異概似比28分，並透過分層特異概似比分，並透過分層特異概似比( Stratum-specific likelihood ratio, SSLR)分析將CES-D區分成：無或輕微症狀CES-D區分成：無或輕微症狀區分成：無或輕微症狀(0-28分分)、中度 症狀(29-48分分)，以及重度症狀(49-60分分)三個組別(Yang, Soong, Kuo, Chang, & Chen, 2004)。本研究中有83.0%83.0%(1,031人人)的受訪者得分介於0-28分，16.3%0-28分，16.3%分，16.3%16.3%(202人人)的受訪者 得分介於29-48分，僅有0.7%29-48分，僅有0.7%分，僅有0.7%0.7%(9人人)的受訪者得分超過49分，可見受訪青少年的憂鬱情49分，可見受訪青少年的憂鬱情分，可見受訪青少年的憂鬱情 緒不算很嚴重，不過仍有超過半數(58.4%)的青少年認為自己較少覺得「我和別人一 樣好」，46.9%的青少年對於「我對未來充滿希望」選擇極少或有時，37.0%的青少46.9%的青少年對於「我對未來充滿希望」選擇極少或有時，37.0%的青少的青少年對於「我對未來充滿希望」選擇極少或有時，37.0%的青少37.0%的青少的青少 年表示自己時常或經常「做事時無法集中精神」。 為進一步比較不同學制的受訪者在憂鬱情緒得分上的差異，本研究以F檢定來檢 測國中(M＝17.56，17.56，，SD＝10.2210.22)、高中(M＝19.91，19.91，，SD＝9.899.89)及高職學生(M＝19.41，19.41，， SD＝10.5610.56)在憂鬱情緒上的差異時，發現三組在憂鬱情緒得分上的差異有達統計上 的顯著(F(2, 1239)＝6.87，6.87，，p＜.01.01)，進行Scheffe事後檢定則發現，高中與高職生的憂鬱Scheffe事後檢定則發現，高中與高職生的憂鬱事後檢定則發現，高中與高職生的憂鬱 情緒得分均比國中生高，而高中與高職生之間則沒有顯著差異。此現象支持了年齡 和憂鬱情緒之間相關性的論述，年齡較長者，憂鬱情緒得分也越高，而同齡的高中 與高職生則未見得分上的差異性。由於本研究已經將年齡變項放入多元模式中，故 不將學制放入多元模式中進行分析。
(二)
二
)) 保護因子與危險因子
各危險因子與保護因子均呈現趨近常態分配分佈，大部分受訪者的得分皆居於 平均數上下一個標準差之間(詳見表一)。整體看來，家庭衝突程度多半在中等以下 (親子衝突各題得分最高為4分，每題平均數不超過2分，雙親衝突最高2分，每題平4分，每題平均數不超過2分，雙親衝突最高2分，每題平分，每題平均數不超過2分，雙親衝突最高2分，每題平2分，雙親衝突最高2分，每題平分，雙親衝突最高2分，每題平2分，每題平分，每題平 均數不超過1分1分分)，親子之間最容易因學業問題起衝突，如「父母常拿我的成績和別 人比」(46.7%)、「父母常常嫌我電視看太久，都不讀書」(45.4%)等。雙親衝突部份，有不少青少年表示父母衝突的強度很高，如有41.6%的青少年表示「爸媽在爭吵41.6%的青少年表示「爸媽在爭吵的青少年表示「爸媽在爭吵 的時候常常會變得很生氣」、18.5%的青少年表示父母在爭吵時會大吼大叫，「爸18.5%的青少年表示父母在爭吵時會大吼大叫，「爸的青少年表示父母在爭吵時會大吼大叫，「爸 媽在爭吵時會摔東西」的青少年佔了8.2%，「爸媽在爭吵時會動手」也佔了5.1%。8.2%，「爸媽在爭吵時會動手」也佔了5.1%。，「爸媽在爭吵時會動手」也佔了5.1%。5.1%。。 進一步比較不同學制的受訪者在雙親衝突及親子衝突得分上的差異，發現國中、高 中、高職學生在此部分沒有顯著差異。 社會支持方面，青少年接受到的支持程度則約在中等以上(每題最高3分，各題3分，各題分，各題 平均數接近22)。同儕支持的平均得分為32.1132.11(SD＝11.0711.07)，較家外成年人支持(M＝ 29.95，，SD＝12.5512.55)，及專業支持(M＝29.51，29.51，，SD＝12.3512.35)為高，進行相依樣本單因 子變異數分析後發現，不同支持來源平均得分的差異性有達統計上的顯著(F(2, 2482)＝ 11320.01，，p＜.001.001)。Scheffe事後比較則顯示：同儕支持的程度顯著高於專業支持與Scheffe事後比較則顯示：同儕支持的程度顯著高於專業支持與事後比較則顯示：同儕支持的程度顯著高於專業支持與 家外成人支持，而家外成人支持與專業支持之間的平均得分則未見顯著差異性。 若進一步檢視不同學制的受訪者在社會支持上的差異，三組在同儕支持(F(2, 1239) ＝6.47，6.47，，p＜.01.01)與專業支持(F(2, 1239)＝9.17，p＜.001.001)有顯著差異，家外成人支持程度 則未有顯著差異。Scheffe事後檢定顯示：在同儕支持方面，高中生Scheffe事後檢定顯示：在同儕支持方面，高中生事後檢定顯示：在同儕支持方面，高中生(M＝33.61，33.61，，SD ＝9.919.91)比國中生(M＝31.32，31.32，，S＝11.6811.68)擁有更多的同儕支持；而在專業支持方面， 高中生(M＝32.01，32.01，，SD＝10.7510.75)要比國中生(M＝28.84，28.84，，SD＝12.7312.73)與高職生(M＝ 28.23，，SD＝12.8012.80)都擁有更多的專業支持。 最後，針對青少年憂鬱情緒與各自變項進行相關性檢測後發現，青少年憂鬱情 緒與各自變項之間皆有顯著相關，且方向與假設一致，即當青少年知覺雙親衝突、 親子衝突越嚴重，則憂鬱情緒得分越高；而當青少年接受到越多來自同儕、家外成 表一 各量表之平均數與標準差(N＝1,2421,242) 自變項 最大值 最小值 平均數 各題平均數 中位數 標準差 親子衝突 112 0 43.94 1.57 41.00 21.72 雙親衝突 34 0 12.43 0.73 11.00 7.24 同儕支持 51 0 32.11 1.89 33.00 11.07 家外成年人支持 51 0 29.95 1.76 31.00 12.55 專業支持 51 0 29.51 1.74 31.00 12.35
年人，或是專業人士的社會支持時，其憂鬱情緒得分就越低(詳見表二)。
(三) 青少年憂鬱情緒與各自變項之階層迴歸分析
三
) 青少年憂鬱情緒與各自變項之階層迴歸分析
) 青少年憂鬱情緒與各自變項之階層迴歸分析
青少年憂鬱情緒與各自變項之階層迴歸分析
因本研究將檢測保護因子之緩衝效果，故採階層迴歸分析法進行模式檢測，第 一階先放入人口背景變項、危險與保護因子等主要作用項，之後則放入危險與保護 因子交乘項，以檢視其調節效果是否存在。 由表三可以發現：在未加入交乘項前，該模式有達統計上的顯著(F(7, 1234)＝ 59.46，，p＜.001.001)，模式解釋力為25.2%。進一步檢視各自變項對憂鬱情緒的解釋力時25.2%。進一步檢視各自變項對憂鬱情緒的解釋力時。進一步檢視各自變項對憂鬱情緒的解釋力時 可發現：性別(β＝-.18，-.18，，p＜.001.001)、年齡(β＝.11，.11，，p＜.001.001)，以及所有的危險因子皆 能解釋青少年憂鬱情緒，其中以親子衝突的解釋力最強(β＝.33，.33，，p＜.001.001)；而保護 因子中，則只有同儕支持對青少年憂鬱情緒的解釋有達到統計上的顯著(β＝-.16，-.16，， p＜.001.001)，即女性、年齡越大、雙親衝突、親子衝突越嚴重、同儕支持越少的青少 年，其憂鬱情緒得分越高。 模式二在模式一的基礎上加入交乘項，以檢測保護因子是否能夠緩衝危險因 子對憂鬱情緒的影響，並檢視其緩衝的本質。此模式整體上也有達到統計上的顯著 (F(13, 1228)=33.43，，p＜.001.001)，模式解釋力比模式一增加了約1%，此增加量雖不大，1%，此增加量雖不大，，此增加量雖不大， 但有達到統計上的顯著(∆R2＝.01，.01，，p＝.019.019)。在各自變項的表現部分，危險因子中 的雙親衝突、親子衝突以及保護因子中的同儕支持仍具有主要作用。在交互作用方 表二 青少年憂鬱情緒與各自變項之相關矩陣表 憂鬱情緒 父母衝突 親子衝突 同儕支持 家外成年 人支持 專業支持 憂鬱情緒 --雙親衝突 .30*** --親子衝突 .40*** .36*** --同儕支持 -.20*** -.17*** -.07** --家外成年人支持 -.22*** -.22*** -.16*** .60*** --專業支持 -.18*** -.14*** -.10** .54*** .56*** --*p＜.05, **p＜.01, ***p＜.001面則發現，有達統計上顯著的變項包括：雙親衝突與同儕支持的交乘項(β＝.07，.07，， p＜.05.05)、雙親衝突與專業支持的交乘項(β＝-.10，-.10，，p＜.01.01)，親子衝突與家外成年 人支持的交乘項(β＝-.08，-.08，，p＜.05.05)，以及親子衝突與專業支持的交乘項(β＝.07，.07，，p ＜.05.05)。由此可見，在青少年憂鬱情緒上，危險因子與保護因子的緩衝作用模型部分 成立，只是不同的保護因子對不同的危險因子有不同的緩衝效果。 為更進一步探討交互作用的本質，接下來針對第二階段交互作用效果達顯著 表三 危險因子保護因子與憂鬱情緒之階層迴歸分析結果 自變項 模式一 模式二 β SE β SE 性別(男＝1，女＝01，女＝0，女＝00) -.18*** .53 -.19*** .53 年齡 .11*** .16 .11*** .16 危險因子 雙親衝突 .13*** .04 .12*** .04 親子衝突 .33*** .01 .33*** .01 保護因子 同儕支持 -.16*** .03 -.16*** .03 家外成年人支持 -.05 .03 -.04 .03 專業支持 -.04 .04 -.04 .03 交互作用 雙親衝突×同儕支持 .07* .00 雙親衝突×家外成年人支持 -.00 .00 雙親衝突×專業支持 -.10** .00 親子衝突×同儕支持 -.01 .00 親子衝突×家外成年人支持 -.08* .00 親子衝突×專業支持 .07* .00 模式顯著性 F(7, 1234)＝59.46***59.46*** F(13, 1228)＝33.43***33.43*** 模式解釋力 R 2＝.252.252 ∆R2＝.223*** R2＝.261 ∆R2＝.009* 註1：1：：β為標準化之迴歸係數值。 *p＜.05, **.05, **p＜.01, ***.01, ***p＜.001.001
水準的變項，採取單純斜率迴歸分析(simple slope regression analysis)以檢測之(Ai-ken & West, 1991)。當交互作用效果達顯著時，取其保護因子變項高、低值(分別為
+1SD、-1-1SD)，以檢視危險因子在憂鬱得分上的斜率(b)是否因保護因子高低兩組而 有所不同，分析結果討論於下： (1) 雙親衝突×同儕支持之交互作用分析雙親衝突×同儕支持之交互作用分析 雙親衝突×同儕支持的交互作用效果在同儕支持高時，雙親衝突對憂鬱得分有 顯著的解釋力(b＝.27，.27，，p＜.001.001)；而在同儕支持低時，雙親衝突對憂鬱得分則無顯著 解釋力(b＝.08，.08，，p＞.05，如圖五.05，如圖五，如圖五)。此交互作用乃符合Luthar等Luthar等等(2000)所提出的保護遞 減效果，亦即就同儕支持這個保護因子而言，遇到高危險或高壓的環境時，其較無 法發揮強有力的保護效果。 (2) 雙親衝突×專業支持之交互作用分析雙親衝突×專業支持之交互作用分析 雙親衝突×專業支持的交互作用在專業支持低時，雙親衝突對憂鬱得分有顯著 的解釋力(b＝.31，.31，，p＜.001.001)；而在專業支持高時，雙親衝突對憂鬱得分則無顯著影響 (b＝.04，.04，，p＞.05，如圖二.05，如圖二，如圖二)。此交互作用乃符合Cohen和WillsCohen和Wills和WillsWills(1985)所提出的完全緩衝 效果，亦即當青少年擁有足夠的專業支持時，雙親衝突與青少年憂鬱情緒之間的負 面影響結果就不存在；但若缺乏專業支持，則雙親衝突與青少年憂鬱情緒之間的負 面結果便成正相關性。 (3) 親子衝突×家外成年人支持之交互作用分析親子衝突×家外成年人支持之交互作用分析 親子衝突×家外成年人支持的交互作用分析發現：無論家外成年人的支持高 低，親子衝突對憂鬱情緒皆有顯著的影響，但當家外成年人支持較高時，親子衝突 對憂鬱情緒的影響相對來得較弱(b＝.12，.12，，p＜.001.001)，換言之，當青少年擁有較少家 外成年人支持時，親子衝突對青少年憂鬱情緒的解釋力較強(b＝.19，.19，，p＜.001，如圖.001，如圖，如圖 三)。此交互作用乃符合Cohen和WillsCohen和Wills和WillsWills(1985)所提出的部分緩衝效果，在此保護因子 雖然不能夠完全消除危險因子的影響，但能夠緩衝部分的負面影響結果。
(4) 親子衝突×專業支持之交互作用分析親子衝突×專業支持之交互作用分析
親子衝突×專業支持的交互作用分析發現：無論專業支持程度高低，親子衝突 對憂鬱情緒皆有顯著的影響，但是專業支持較高時，親子衝突對憂鬱情緒的影響相
對來得較強(b＝.19，.19，，p＜.001.001)，換言之，當青少年擁有較少的專業支持時，親子衝 突對青少年憂鬱情緒的解釋力較弱(b＝.13，.13，，p＜.001，如圖五.001，如圖五，如圖五)。此交互作用較類似 Luthar等等(2000)所提出的保護遞減效果，亦即保護因子在低壓的環境下使個體普遍地 佔有優勢，但遇到高危險環境時，則沒有那麼強的保護效果。
五、討論與建議
(一)
一
)) 重要發現之討論
本研究發現，女性、年齡越長、雙親衝突與親子衝突越嚴重，青少年憂鬱情緒 得分越高，且親子衝突的影響比雙親衝突來得大，這些結果均與過去相關研究結果 相符；然在社會支持上則發現僅有同儕支持對青少年憂鬱情緒有直接的影響。過去 文獻中多以單一社會支持為測量變項(Demir & Urberg, 2004; Taylor, 1996)，或將不同來源的社會支持合併為一個變項來檢視社會支持對青少年的影響(Bender & Losel,
1997)，較少見到同時檢視同儕支持、家外成年人支持以及專業支持對青少年憂鬱情 緒的研究。本研究結果發現，擁有越多同儕支持，青少年的憂鬱情緒得分會越低， 專業支持與家外成年人支持對於青少年憂鬱情緒則沒有直接的影響；而不同來源的 社會支持對不同形式的家庭衝突也會產生不同的緩衝效果。以下便以不同支持來源 與緩衝效果的本質進一步討論： 1. 同儕支持的保護功能同儕支持的保護功能 同儕支持對於雙親衝突，在青少年的憂鬱情緒上具有緩衝的作用，此結果和國 內學者陳毓文(2004)的研究結果有其類似之處，該研究發現：同儕支持能夠緩衝家 庭經濟壓力對青少年憂鬱情緒的負面影響。然而本研究結果更詳細地呈現此緩衝效 果的本質，並發現：當青少年面臨的雙親衝突問題不太嚴重時，同儕的支持對其心 理健康的維護有一定的保護作用，也許可以提供青少年一個宣洩的出口，協助其減 壓；但是當雙親衝突越趨嚴重時，只靠同儕之間的支持就不夠了。由此可見，同儕 支持對於雙親衝突的緩衝效果乃隨著衝突的嚴重性而異。
2. 家外成年人支持的保護功能家外成年人支持的保護功能
Jenkins和Smith和SmithSmith(1990)的研究曾探討雙親衝突及家外成年人支持對青少年心理 與行為適應的影響，該研究發現，當青少年與家外成年人有緊密的關係時，家外成 人的支持便能夠完全緩衝雙親衝突對其適應的負面影響，然而家外成人的支持在本 土的樣本群體中卻無法緩衝雙親衝突對青少年憂鬱情緒的負面影響，這樣的差異最 可能是源自於研究工具的差異。Jenkins和SmithJenkins和Smith和SmithSmith(1990)的研究在測量家外成年人支持 時，其支持來源包含專業人士，且詢問對象為青少年之母親，在測量上則是以見面 頻率來代表其支持程度；然而本研究在測量此概念時，則未包含專業人員的支持， 且測量青少年本人所知覺到的支持程度。此外，Jenkins和SmithJenkins和Smith和SmithSmith(1990)的研究只檢測雙 親衝突，未同時考量親子衝突的影響。本研究在區分父母與親子衝突後發現，家外成 年人支持能緩衝親子衝突對憂鬱情緒的影響。當親子關係緊張時，青少年需要其他成 年人提供支持，也許是因為這些成年人彌補了父母親所缺乏的支持功能，同時也滿足 了青少年在關係上的需求，降低了處於親子衝突中的青少年產生憂鬱情緒的風險。
3. 專業支持的保護功能專業支持的保護功能
過去文獻多探討專業支持對青少年的直接影響(如Colarossi & Eccles, 2003Colarossi & Eccles, 2003)或是 從評估專業處遇對個人身心健康的維護是否有效，較少探討專業支持對高危險青少 年是否具有緩衝保護的功能。然從本研究結果可見，專業支持能夠完全緩衝雙親衝 突對青少年憂鬱情緒的影響，相較於其他支持來源，專業支持對雙親衝突嚴重的青 少年而言，較能協助青少年以健全的態度面對父母衝突帶給他的困擾與影響，而有 助降低青少年心理困擾的產生。此外，專業支持在親子衝突低的時候，對憂鬱情緒 的保護效果要比在親子衝突高時來得強。若與其他支持比較，我們可發現，當親子 衝突較嚴重時，家外成年人的支持才能夠緩衝衝突對憂鬱情緒的負面影響，可見當 青少年面對嚴重的親子衝突時，所需要的是成年人所提供的支持以及關係的建立， 而家外成年人在這樣的角色與功能的發揮上，要比專業人士來的更合適。 4. 綜合討論綜合討論 家庭衝突與社會支持的本質並非完全相同，不同成員之間的衝突對青少年憂鬱
情緒所造成的影響，除了有程度上的不同外，對青少年也產生不同的壓力作用，使 得家庭衝突與社會支持間產生了互異的交互作用結果。此外，所有交互作用項在階 層迴歸模式中所增加的模式解釋力雖有達到統計上的顯著，但解釋力則較低，CohenCohen 和WillsWills(1985)曾就此現象進行討論，他們認為：在階層迴歸分析中，解釋力被區分 為主要作用與交互作用，因此交互作用的顯著性通常較難顯現，而社會支持與壓力 的交互作用之所以不強烈，可能是因為混合測量支持功能導致減弱了壓力與支持之 間的連結。由於本研究僅分別探討不同來源的支持功能，此支持功能包含了訊息支 持、情感支持等，並未在測量上加以區隔，故可能造成交互作用顯著之解釋力不夠 強的問題。
(二)
二
)) 建議
本研究最主要的目的在為實務工作者找尋一個更積極、有效的處遇切入點，希 望藉由研究結果讓我們跳脫傳統問題解決的模式，試圖從另一個角度出發，以突破 現行處遇限制，以下便提出三點建議供相關專業人士參考。 1. 處遇介入的方法與時機處遇介入的方法與時機 本研究發現，當雙親衝突較嚴重時，同儕支持的介入效果並沒有雙親衝突較輕 微時來得好；而當雙親衝突越趨嚴重時，專業支持的保護效果反而越顯著。由此可 見，對於經歷父母衝突壓力的青少年而言，可先連結同儕力量以提供支持，而當父 母衝突較嚴重時，則專業人士對青少年的關懷、情緒支持，以及訊息支持才是最重 要的，擁有專業支持的青少年，即便身處於雙親衝突嚴重的環境中，也能夠不受到 其負面的影響。 再者，親子衝突對青少年憂鬱情緒的影響比雙親衝突來得大，可見青少年本 人與父母的衝突對其心理健康更具殺傷力。依照本研究結果，專業支持的早期介入 能發揮較大的保護作用，然此保護作用隨著親子衝突的增強而遞減，反而家外成年 人支持的保護效果較為顯著，由此可見，專業人士不應等親子衝突惡化後才積極介 入，而是應該提早瞭解並提供青少年所需的訊息及支持。當親子的衝突越嚴重時， 家外成年人支持乃為青少年憂鬱情緒的重要影響因子，此時專業人士除了致力於降低衝突，協助解決親子衝突的問題，也可尋求或連結青少年之親戚、鄰居，或是成 年友人等非正式網絡的支持與協助。 2. 專業工作人員的服務策略專業工作人員的服務策略 本研究發現，專業支持能夠保護青少年的心理健康不受到雙親衝突與親子衝突 的負面影響。研究者在資料蒐集的過程中，部分受訪者表示專業支持來源是學校的 某某教師，或是過去的導師等。可見得老師除了傳遞知識外，在情緒支持、訊息支 持上也都扮演了重要的角色，因此社工除將自己視為青少年重要的支持來源外，也 可將學校老師納入支持的行列中，協助學校老師將焦點從青少年的問題轉移至青少 年的需求，或與老師共同評估青少年生活環境中的危險因子，使老師更全面的瞭解 學生，並能提供即時的情緒支持與解決之道。 此外，由於無論是家外支持或是專業支持，當親子衝突嚴重時，均無法產生有 效的緩衝作用，故專業人士應致力於降低親子衝突。學校老師、社工、諮商輔導員 除了協助青少年解決所面臨的衝突外，也應將家長納入服務或輔導的對象，莊玲珠 (2000)研究國中生親子衝突時發現：父母忽略子女需求或是管教不當乃是親子衝突的 主因，其建議可透過家長團體強化父母的親職功能與親子溝通技巧，並藉由團體提 供解決衝突的經驗與相關資訊；此外，也可透過親子工作坊增進親子間的互動與瞭 解。 3. 強化非正式系統的支持—同儕與家外成年人的支持強化非正式系統的支持—同儕與家外成年人的支持 除了專業介入外，非正式網絡的支持對青少年心理健康同樣具有保護作用。我 們應協助青少年拓展家外支持網絡，分別可從青少年個人及同儕兩個層面著手。在 個人層面，Botvin和KantorBotvin和Kantor和KantorKantor(2000)強調青少年社交技巧的提升對青少年適應有顯著的
影響；在同儕層面，可採用「同儕輔導」(peer counseling)的概念，讓受過訓練的同
儕以一對一的方式提供高危險群少年支持，或可將「過來人」組成服務團體，讓少 年在與有類似經驗的同儕互動中得到支持，以增進其心理健康，並降低偏差行為產 生的可能性(Ferguson, 1998)。
Bingenheimer, & Notaro, 2002)，在實務工作中，英美國家服務高危險群青少年常用
的「良師益友方案」(mentoring program)便值得我們作為處遇介入的參考。此服務模
式乃是藉由社區中其他成年人與青少年一對一的互動與協助，使其擁有正向角色模 範，並得到支持與鼓勵(DuBois, Hollo�ay, Valentine, & Cooper, 2002)，國內目前有 部份少年服務中心採用外展工作模式，由社工主動進入社區提供服務給青少年，此 工作方法也可改為由受過訓練的志工來進行。此外，國內有部份國中採用義工媽媽 「認輔」的模式，然目前校方在對象的選擇上仍偏向有外顯偏差行為的學生，而非 從心理衛生的需求觀點來關心這些學生(陳毓文，20042004)。這樣的認輔策略若能以學生 所處環境的危險程度來選擇服務對象，則應能協助降低壓力環境對其心理健康所造 成的威脅。
(三)
三
)) 研究限制與展望
雖然本研究有助於瞭解不同社會支持來源對家庭衝突與青少年憂鬱情緒之間所 展現的緩衝效果，但仍不免面臨一些研究方法上的限制。在研究架構與概念測量方 面，未來探討雙親衝突、親子衝突，以及青少年適應相關的研究時，可嘗試於研究 設計中將青少年和其父母同時納入研究測量對象，分別測量來自青少年及其父母的 主客觀資訊後再加以比較。在社會支持的部分，本研究僅分別討論不同支持來源的 社會支持，未將社會支持功能做更細緻的測量，忽略不同支持來源可能提供不同的 支持功能，以及不同的支持向度所產生的緩衝作用，建議未來相關研究可再深入探 究。又家庭衝突對於青少年憂鬱情緒的影響，並不會因社會支持或是兩者之間的交 互作用而改變，因此建議未來相關研究可更細緻的分別探討雙親衝突及親子衝突對 青少年的影響，以便能針對青少年的需求提供更適切的處遇與協助。 關於研究結果在跨文化推論性上的限制，因國內相關學術論述不足，本文之研 究架構與假設主要奠基於國外既有的研究成果，直接以這些國外文獻套用於國內青 少年身上不免有適切性的考量，但希望透過這樣的開始，使國內相關專業人士更積 極地看待社會支持對青少年的意義，以期更有效的協助青少年面對家庭壓力。期待 日後能有更多的研究針對此議題進行深入探究，以建構適合本土模式的理論模型。參考文獻
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