臺灣青少年憂鬱情緒與偏差行為之縱貫性研究

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DOI：10.6251/BEP.20160308

臺灣青少年憂鬱情緒與偏差行為之縱

貫性研究

＊

賴慧敏

鄭博文*

陳清檳

建國科技大學國立彰化師範大學國立彰化師範大學資訊管理系工業教育與技術學系工業教育與技術學系目前多數研究通常將青少年憂鬱情緒與偏差行為分開檢測，且多為橫斷面研究。本研究旨在探討青少年國一至高三階段，憂鬱情緒與偏差行為的關聯性及發展變化，並細究男女的差異性。本研究採用縱貫性調查，以臺灣教育長期追蹤資料庫（Taiwan Education Panel Survey, TEPS）之 2001 年、2003 年、2005 年及 2007 年國高中職學生資料，四個時間點的重覆測量資料，共計 3,506 位固定樣本追蹤資料，以交叉延宕模型（Autoregressive Cross-Lagged Model, ARCL）及潛在成長曲線模型（Latent Growth Curve Model, LGCM）進行資料分析。研究結果發現：（1）青少年憂鬱情緒與偏差行為好發於國三時期。整體來看，國三階段為憂鬱情緒與偏差行為出現的高峰轉折點；（2）從性別差異來看，國一至高三期間，女學生憂鬱情緒明顯高於男學生，男學生偏差行為明顯高於女學生；（3）憂鬱情緒與偏差行為起始狀態具有顯著相關；（4）憂鬱情緒與偏差行為存在相互影響效果，男女生具有不同的發展路徑。文末，根據研究結果進行討論與建議。關鍵詞：青少年、偏差行為、臺灣教育長期追蹤資料庫、縱貫性研究、憂鬱情緒

* 本篇論文通訊作者：鄭博文，通訊方式：cyivs1113@gmail.com。

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青少年問題一直是大家關注的議題，其中內化（internalizing）之憂鬱情緒與外化（externalizing）之偏差行為相關研究在實務與學術界都受到相當的重視（賴英娟、陸偉明、董旭英，2011；譚子

文、張楓明，2013）。憂鬱情緒與偏差行為在青少年時期是常見的（Petersen, Compas, Brooks-Gunn,

Stemmler, Ey, & Grant, 1993; Tittle, Ward, & Grasmick, 2003），並且會對成年期造成負向影響（Devine, Kempton, & Forehand, 1994）。青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）。同時，憂鬱情緒具有性

別差異，從青少年初期一直延續到成年（Jackson & Lurie, 2006）。憂鬱症有可能在青少年期間復發，

且病情可能會隨著每次復發而更加嚴重，而病發時間亦可能增加（Kovacs, 1997），顯見青少年時期乃是預防憂鬱情緒的關鍵時期（Petersen et al., 1993）。Tittle 等人（2003）研究指出，青少年偏

差行為常發生於12 到 14 歲，17 至 19 歲為高峰期，此時期正處於國、高中職階段。Pierce、Schmidt

與Stoddard（2015）指出，偏差行為在青少年時期是一個很嚴重的問題，尤其接觸到偏差的同儕，

明顯提升了青少年偏差行為或犯罪行為。

憂鬱情緒與偏差行為兩者之間的關係仍是令人費解（Defoe, Farrington, & Loeber, 2013），目前相關實證研究，仍單以憂鬱情緒或僅是探究偏差行為之影響因素，較少從兩者之間長期歷程及相互影響效果進行完整性實徵驗證，細究青少年問題仍有不足之處。對於男女性別之憂鬱情緒與偏差行為研究，亦缺乏系統性之探討。另一方面，近年以縱貫性研究方式探究臺灣青少年憂鬱情緒及偏差行為相關研究中，未有橫跨國中至高中職青少年階段，研究對象僅是以國中階段或者是從高中職方面探討。憂鬱情緒方面，例如：黃鈺婷（2011）；蕭佳純和董旭英（2011）。偏差行為方面，例如：張楓明（2011）；鄒穎峰（2012）；譚子文與張楓明（2012）。

Overbeek, Vollebergh, Meeus, Engels 與 Luijpers（2001）指出，憂鬱與偏差行為併發可能有四個不同觀點：（一）穩定觀點（stability perspective），某種風險因素可能導致內化和外化問題，內化和外化問題之間沒有交叉延宕的關係（cross-lagged relationships）。個體對於不同之內化和外化

焦慮情感，維持個人內化和外化習性。（二）相互影響觀點（mutual influence perspective），內化和

外化問題可能會在某個時間內產生相互增強現象，因此兩者交叉延宕關係可能會出現在相同時間

區間內。（三）顯現觀點（acting out perspective），精神分析理論學家指出，行為問題是內化的一部

份，顯現得內化問題較早時，可以用來預測外化問題，因此，內化問題會導致外化問題。（四）挫敗觀點（failure perspective），外化問題發生的較早，可以用來預測內化問題，由於社會環境與學校失敗經歷將會導致憂鬱情緒，因此，外化問題將會導致內化問題。如上所述，憂鬱與偏差行為併發問題可能具有不同之多面向結果，不論是憂鬱情緒或者是偏差行為，均會隨著青少年於不同發展階段產生著複雜變化，並非是依循著穩定不變之路徑而是有可能改變，並且兩者之間具有關連性伴隨交互作用之影響（吳齊殷、李文傑，2003；黃軍義，2009；黃鈺婷，2011；Wiesner, 2003）。然而現存研究對於臺灣青少年憂鬱情緒與偏差行為的瞭解仍有所不足，吳齊殷及李文傑在資料來源方面，是以北部地區性樣本進行研究，且只針對國中階段追蹤樣本；而黃軍義則是一個時間點的橫斷面研究。綜上文獻內容，本研究探討青少年學生憂鬱情緒與偏差行為影響現象之縱貫性分析，具體而言，本研究目的所探討的研究問題如下： 1. 青少年學生憂鬱情緒與偏差行為長期發展變化為何？學生性別是否具有不同發展變化之差異性？ 2. 男女學生在憂鬱情緒及偏差行為發展軌跡關聯性是否具有差異情形？ 3. 青少年學生憂鬱情緒與偏差行為如何於跨時間點產生相互影響？學生性別是否具有不同之差異性？本研究進行縱貫性分析，研究結果可以提供教師給予專業輔導降低減緩並改善青少年憂鬱情緒與偏差行為，對於學生心理諮商輔導具有實務應用之貢獻。據此，本研究將憂鬱情緒與偏差行為內涵相關性研究進行文獻探討，分述如下。

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一、青少年憂鬱情緒之內涵

Powell（1983）指出，憂鬱為一種複雜心理感受，並且分成認知、生理、行為及情緒四個面向，例如在認知向度出現無望、悲觀；生理向度有失眠、體重減輕；自我行為向度出現打架激躁行為；情緒方面則有沮喪、悲傷、負向情緒。國內余民寧、劉育如與李仁豪（2008）將憂鬱分成認知、情緒、身體和人際四個面向。美國精神醫學協會（American Psychiatric Association, APA）於 2013 年出版的心理疾病診斷與統計手冊第五版（The Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, DSM-V）（American Psychiatric Association, 2013），對於診斷憂鬱症標準定義，例如：常感到情緒低落沮喪或是失望；日常生活中失去興趣或樂趣；每天常有失眠或睡眠過度現象等。Cantwell 與 Baker（1991）指出，憂鬱是一種長期性的情緒困擾，亦認為憂鬱伴隨出現有食慾不振、激進的心理動作或失眠等症狀。Jantz 與 Mcmurray（2003）亦認為，在情緒面向方面，憂鬱情緒通常出現長期性憂傷、焦慮、憤怒及沮喪的感覺。上述有關描述憂鬱具有不同定義，它可以是陳述一種情緒，也可能是一種病症。Petersen 等人（1993）指出有三種方法可以用來評估和分類青少年憂鬱病理學，反映了不同程度的憂鬱現象，具體說明如下：（一）憂鬱情緒（depressed mood）：是指青少年在發展階段，失去了某一個重要的關係或者在某一項重要的任務上失敗，因此在某一個時間點出現了悲傷、不快樂或情緒鬱鬱寡歡。憂鬱情緒的衡量通常是透過自陳量表，由青少年以自陳方式來回答其心情或做憂鬱症後群相關項目檢測。（二）憂鬱症候群（depressive syndromes）：是指青少年出現了焦慮和憂鬱之綜合特徵，例如感到孤單、哭泣、害怕失敗、追求完美、感覺沒人愛、覺得自己沒用、緊張、恐懼、內疚、多疑、悲傷和憂慮（Achenbach, 1991）。（三）臨床憂鬱症（clinical depression）：是指透過醫師診斷，由醫師評估憂鬱症狀出現的持續時間和嚴重程度，青少年可能被診斷出現重度憂鬱症（Major Depressive Disorder）或輕度憂鬱症（Dysthymic Disorder）或是兩者皆有。符合重度憂鬱症的青少

年是在兩週期間內，同時出現至少 5 項症狀：（1）幾乎每天情緒低落或煩燥；（2）對事物失去興趣；（3）體重下降或上升；（4）睡眠問題；（5）精神活動急躁或是緩慢；（6）疲勞或失去活力；（7）覺得自己沒用或有強烈罪惡感；（8）注意力無法集中和做決定時猶豫不決；（9）經常有自殺想法。符合輕度憂鬱症診斷的青少年是至少已有一年的時間，每天出現了抑鬱或急躁的情緒。此外，同時出現至少 2 項症狀：（1）胃口不好；（2）睡眠問題；（3）缺乏活力；（4）低自尊；（5）注意力無法集中和做決定時猶豫不決；（6）有絕望感。雖然許多憂鬱症狀是和情緒或心情相關，憂鬱症狀也可能透過身體不適顯現出來，如頭痛、背痛、腸胃不適等，此為隱匿性憂鬱症（Masked depression）或隱性憂鬱症（Latent depression）的概念（Eleena, 2002）。賴英娟等人（2011）認為，由於憂鬱情緒與臨床上的憂鬱症有所差異，將憂鬱情緒定義為個體有負向情緒傾向，並且有孤獨感、生理不適、以及情緒抑鬱現象之負面情緒狀態，例如：感到孤單、睡不好、鬱卒等現象。綜合上述對於憂鬱之意涵，本研究並非進行憂鬱症診斷，而是從學生個體所表現出孤獨感、生理不適、以及情緒抑鬱現象之負面情緒狀態，將其定義為本研究憂鬱情緒之內涵，所指憂鬱情緒是屬於 Petersen 等人（1993）之第一種，是一種描述情緒之現象。二、青少年偏差行為之內涵偏差行為意涵隨著對象因時、因地、文化以及取向與觀點之差異性而有不同意義（蔡德輝、楊士隆，2013；Finn, Fish, & Scott, 2008）。早期國內學者楊國樞（1986）指出，偏差行為通常是違反法律規範及社會規範的行為。吳武典（1992）認為，偏差行為乃個人行為顯著地偏離常態，且妨礙其生活適應者，簡單地說，即是行為需同時具備「有異」及「有害」兩個要件，才足以符合偏差行為的定義，偏差行為具有多元複雜特質。吳武典（1988）將偏差行為分為內外向性偏差行為、學業適應問題、不良習癖、焦慮症候群以及精神症。偏差行為的分類，尚無一致通用的系統，

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一般是歸類為反社會行為及非社會行為（林朝夫，1995），偏差行為有其適用性與詮釋之綜合性與複雜性概念。譚子文與董旭英（2010）認為，偏差行為並沒有所謂「絕對偏差」觀點（absolutist definition），偏差行為既是由社會規範所界定，而對認可或排斥之規範本身，會因時間與空間的移轉，以及不同社會、文化或情境而轉變。

Cavan 與 Fredinand（1981）認為，人的行為呈常態分配，大部份的人其行為是正常順從的（Normal conformity ），其次是輕微順從（ Minor over-conformity ）或輕微不順從（ Minor under-conformity）、極端順從（Extreme over-conformity）或極端不順從（Extreme under-conformity）。輕微不順從、極端不順從及反社會犯罪行為即是一般所謂的偏差行為。

若將青少年偏差行為分為狹義性及廣義性之界定，狹義性青少年偏差行為：僅指觸犯少年事件處理法，有觸犯法令或之虞，可依法受刑罰制裁或管訓處分（陳景圓、董旭英，2006）；廣義性青少年偏差行為：泛指違反家庭、社會、學校之要求與期望的行為，例如：考試作弊、蹺課、逃學、逃家、抽煙、打架或和老師起衝突、偷竊、喝酒、毀損公物、閱讀黃色書刊、出入不良場所等（譚子文、張楓明，2013；譚子文、董旭英，2010; Smetana & Bitz, 1996）。

本研究對象為校園青少年，參考陳羿足與董旭英（2002）將偏差行為內涵定義為個體所表現出來在外在行為有違法律或社會上文化之規範及在學習上的適應行為。本研究依據綜上文獻，並配合長期固定追蹤樣本有關偏差行為問卷各波次均有之題項，所定義之偏差行為誠屬青少年於就學期間於校園內發生之輕微及極端不順從之偏差行為，例如：個體在校園中有打架、抽煙等違規犯過行為；因學習（業）適應困擾現象而可能產生有考試作弊、逃學或翹課等行為，至於違反法律之犯罪行為（如吸毒、搶劫、恐嚇勒索、偷竊等）則不在本研究之偏差行為。三、青少年憂鬱情緒及偏差行為之相關研究國內外關於青少年憂鬱情緒與偏差行為之影響因素已累積不少實證研究如表 1 所示，憂鬱情緒影響因素大致可以歸類為四個主要面向：（一）個人因素：例如年齡、性別、自尊、自我效能、自我控制、學習成績與學業期望壓力等；（二）家庭因素：例如家庭結構、父母教養、父母親的監督及親子關係滿意度等；（三）同儕因素：例如同儕依賴、人際關係及負向的同儕關係等；（四）學校環境因素：例如學校教育環境。偏差行為影響因素則以四個主要討論面向：（一）個人因素：性別、自我控制、衝動性格等；（二）家庭因素：父母親的監督、父母教養及關愛方式等；（三）學業因素：學業參與、學業抱負、學業緊張等；（四）環境因素：接觸偏差同儕、與他人負面關係、負面生活事件等。從表1 內容，可分為橫斷面（Cross-sectional）與縱貫面（Longitudinal）研究，橫斷面研究是針對同一時間點收集到的資料進行橫剖分析（黃昱得，2014；楊年瑛、張高賓，2012；譚子文、張楓明，2012）。由於青少年憂鬱情緒與偏差行為可能隨著時間演進而有不同變化，因此國內有些學者以長時間縱貫性研究探討憂鬱情緒的變化（吳齊殷、黃鈺婷，2010；黃鈺婷，2011；鄒穎峰， 2012）。上述這些研究可能存有三個研究缺口：（一）目前國外研究已經同時探討內化憂鬱情緒與外化

偏差行為（Defoe, Farrington, & Loeber, 2013; Lalayants & Prince, 2014; Reynolds & Crea, 2015）。青少年時期出現憂鬱情緒與偏差行為併發之現象，然而兩者之間的強弱關聯未有一致性定論（Overbeek, et al., 2001）。而國內除了少數研究同時探討兩者之間交互影響外，例如吳齊殷與李文傑（2003），多數研究通常將憂鬱情緒與偏差行為分開檢測，但是同時瞭解兩者之間交互關係，有助於關注青少年心理健康及預防偏差行為的可能性。由於文化和社會差異可能會影響憂鬱情緒與偏差行為（Ritakallio, Kaltiala-Heino, Kivivuori, & Rimpela, 2005），因此有必要同時探討臺灣青少年

憂鬱情緒與偏差行為之關係。（二）青少年憂鬱情緒及偏差行為相關研究，多數研究僅以國中或者

以高中職學生進行縱貫性研究，其時間性仍有所不足，青少年憂鬱情緒與偏差行為往往隨著時間推移而發生變化（吳齊殷、李文傑，2003；Jun & Choi, 2013）。國中至高中職為青少年完整階段，可知仍須將青少年階段做完整性及更深入探討以確知青少年憂鬱情緒與偏差行為發展變化軌跡。

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因此，以一個長時間研究是有其必要性。（三）過往研究對於探究青少年憂鬱情緒或是偏差行為之性別差異，結果顯示男生容易有偏差行為，而女生容易有憂鬱情緒（Kofler et al., 2011; Reynolds & Crea, 2015），國內研究除了缺乏兩者之間相關性研究之外，探究男女生憂鬱情緒與偏差行為差異性比較尚屬少見。基於上述研究缺口，本研究具體之假說如下： 1. 青少年時期，憂鬱情緒與偏差行為長期發展變化具有顯著差異，男女性別亦具有顯著差異性。 2. 男女學生在青少年時期憂鬱情緒初始值及成長變化，與偏差行為初始值及成長變化發展軌跡具有相關性顯著差異。 3. 青少年時期，憂鬱情緒與偏差行為具有跨時間交互影響，男女性別亦具有顯著差異性。表1 青少年憂鬱情緒及偏差行為之相關研究作者研究對象及資料收集研究主題主要研究發現憂鬱情緒偏差行為 Pierce 等人（2015）美國中西部郊區的一所公立中學7 年級學生，有效樣本176 人 √ 同儕負面行為會正向影響暴力與非暴力偏差行為；男生比女生有更高的暴力偏差行為。 Reynolds 與 Crea （2015）美國青少年縱貫性研究（Add Health）研究7-12 年級青少年在 1994-1996 的調查，包括青年少在校和在家庭的問卷調查。有效樣本共13,543 人；兩波樣本資料 √ √ 男生比女生容易有偏差行為，女生比男生容易有憂鬱情緒。同儕憂鬱會影響青少年個人偏差行為。 Lalayants 與 Prince （2014）美國兒保體系執行的全國兒少福祉調查（NSCAW），11 歲以上的女生納入分析，有效樣本共1054 人；兩波追蹤樣本資料 √ √ 第一波偏差行為影響第二波憂鬱和大麻吸毒；第一波大麻吸毒影響偏差行為；第一波憂鬱不會影響第二波偏差行為。 Defoe 等人（2013）美國匹茲堡青年研究資料庫（Pittsburgh Youth Study）之 503 位青少年，其年齡從11 歲到 15 歲；5 波追蹤樣本資料 √ √ 年齡對憂鬱有負向影響，但對偏差行為有正向影響。低學業成績會導致偏差行為，而偏差行為又會導致憂鬱。憂鬱對於偏差行為則沒有影響。 Jun 與 Choi（2013）韓國青年長期追蹤資料庫（Korea Youth Panel Survey）施測 8 年級學生，持續5 年追蹤，有效樣本共 3,449 人；五波追蹤樣本資料

√ 父母監督與自我控制具有負向影響。

Kong 與 Lim（2012）

韓國青年長期追蹤資料庫（Korea Youth Panel Survey），14-18 歲，共 5 波問卷調查，個別為 2844，2707， 2836，2511 及 2448 人 √ √ 親子關係起始值會降低網路偏差行為起始值；親子關係正向成長速率會降低網路偏差行為；親子關係起始值會降低憂鬱起始值但是會加快憂鬱成長速率；親子關係成長速率會負向影響憂鬱成長速率。 Millings, Buck, Montgomery, Spears 與 Stallard （2012）英國8 所中等學校，8-11 年級學生，有效樣本共5,022 人；一次問卷施測 √ 自尊、學校聯繫感具有負向影響，焦慮及迴避型同儕依賴高於安全型同儕依賴。 Kofler, McCart, Zajac, Ruggiero, Saunders 與 kilpatrick（2011）美國青少年的全國調查，包括 12-17 歲的青少年，有效樣本共3,604 人；3 波的問卷調查 √ √ 女生憂鬱情緒隨年齡增加顯著增加；男生偏差行為隨年齡增加有顯著增加。憂鬱情緒起始值會影響偏差行為初始值和成長速率。偏差行為起始值影響憂鬱情緒起始值。偏差行為成長速率影響憂鬱情緒成長率。 Montgomery, Thompson 與 Barczyk（2011）美國紐約西部一個青少年拘留中心，有效樣本共177 人，平均年齡為 14.6 歲；一次問卷施測 √ √ 逃家經驗可能有攻擊行為，學校就學態度較差與學校成績較差會影響偏差行為，而憂鬱情緒則不會影響偏差行為。

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表1 （續） Mack 等人（2007）美國青少年縱貫性研究（Add Health）研究7-12 年級青少年的代表樣本，有效樣本共9,639 人；一波樣本資料，包括青少年及家長問卷 √ 與母親依附關係是影響偏差行為最重要的因素。 Ritakallio, Kaltiala-Heino, Kivivuori 與 Rimpela（2005）芬蘭2002 年針對 14-16 歲青少年的大規模問卷調查，有效樣本共 50,569 人；一次問卷施測 √ √ 憂鬱症狀和破壞與暴力行為具有最強的關聯；和父母分開居住，父母教育程度低，父母失業和偏差行為均是導致憂鬱症狀的因素。黃昱得（2014）臺灣18 歲以下青少年，有效樣本來自 7 個縣市、12 所學校及 36 個班級，共 1,196 人；一次調查問卷施測 √ 家庭經濟壓力、親子衝突、負向同儕關係、學業期望壓力具有正向影響。鄭博文、賴慧敏與陳清檳（2014）臺灣教育長期追蹤資料庫之 2001、 2003、2005 及 2007 年國高中職學生資料，共計3,613 人；四次問卷施測 √ 鄉村學生憂鬱情緒初始狀態高於城市學生；良好人際關係、學校環境對憂鬱情緒有顯著負向影響。沈重宗（2013）臺灣教育長期追蹤資料庫2007 年之高中、高職、五專學生共計2,078 人；一次問卷調查資料 √ 負向情緒可有效減少偏差行為之出現；增_{強制約不必然減少偏差行為。} 譚子文與張楓明（2013）台灣青少年成長歷程資料之三年級國中生共計2,110 人；第三波問卷調查 √ 依附母親及依附學校關係會降低偏差行為。低自我控制對偏差行為具正向直接影響。楊年瑛與張高賓（2012）臺灣中南部七所國中，一至三年級國中生，有效樣本共461 人；一次問卷施測 √ 性別、非典型家庭高於典型家庭、壓力因應策略程度較低者高於中度及高度壓力，自我效能具有負向影響。詹宜華、張楓明與董旭英（2012）臺灣五都國中生、10 所國中，有效樣本計902 人；一次問卷施測 √ 衝動性格、低父母監督及接觸偏差同儕對偏差行為解釋扮演重要角色。鄒穎峰（2012）台灣青少年成長歷程資料之國一至國三生共計2,432 人；三波問卷調查 √ 家庭具有減少偏差行為之功能，偏差行為使個人與家庭之間關係惡化。譚子文與張楓明（2012）臺灣地區8 所國中共計 734 人，一次問卷施測 √ 緊張因素、與老師及母親負面關係與負面生活事件具影響性。張楓明（2011）嘉義市8 所國中生共計 415 人；連續三年共三次問卷施測 √ 學業參與、學業抱負及學業緊張與初次偏差行為有關聯性。黃鈺婷（2011）國家衛生研究院研究計畫，以台北市 86 所公私立國中，從國一施測到國三止，有效樣本共924 人；連續三年共計三次問卷施測 √ 自尊起始狀態、親子關係滿意度起始狀態有負向影響；好朋友關係起始狀態有正向影響。賴英娟等人（2011）臺灣高等教育資料庫 94 學年度全國 156 所大學大三學生，有效樣本計 24,999 人；一次問卷施測 √ 自尊、希望感、校園人際關係有負向影_響。吳齊殷與黃鈺婷（2010）國家衛生研究院研究計畫，以台北市 86 所公私立國中，從國一施測到國三止，樣本共計944 人；連續三年共三次問卷施測 √ 低自尊起始狀態、母親嚴厲管教起始狀態有正向影響。譚子文與董旭英（2010）臺灣都會區高中（職）學生共計 784 人；一次問卷施測 √ 父母教養及關愛方式有影響力。黃軍義（2009）一般少年國高中學生有效問卷 769 份，犯罪少年為台灣各少年收容機構及高雄地方法院有效問卷1,136 份，合計1,905 位；一次問卷施測 √ √ 控制家庭因素影響下，一般少年內外化症狀關連性降低但仍有顯著關連，犯罪少年併發程度顯著降低。犯罪少年內外化症狀併發情形較一般少年低，內外化症狀較一般少年嚴重。吳齊殷與李文傑（2003）台北市33 所公私立國中生，國一開始施測到國三止，三年皆參與共計1,304 人，連續三年共三次問卷施測 √ √ 青少年憂鬱症狀與偏差行為併發現象，主要是由外力促發。男女憂鬱症狀與偏差行為發展有相當不同發展途徑，可能是經歷不同社會化造成的結果。

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四、青少年內化之憂鬱情緒與外化之偏差行為關連性

青少年內化憂鬱情緒以及外化偏差行為具有同時發生的現象（吳齊殷、李文傑，2003； Achenbach, 1985; Achenbach & Edelbrock, 1978）。青少年憂鬱情緒和偏差行為兩者之間關係具有顯著性（黃軍義，2009；Ritakallio et al., 2005），例如：Ritakallio 等人研究結果發現偏差行為是導致憂鬱症狀風險因子。黃軍義以一般少年與犯罪少年為分析樣本，研究結果發現，一般少年憂鬱情緒與偏差行為關連性具有顯著相關。犯罪少年憂鬱情緒與偏差行為較一般少年嚴重。

另外，過往研究也指出個體可能出現憂鬱情緒與偏差行為之併發現象，出現交互影響情況（吳齊殷、李文傑，2003；Defoe et al., 2013; Kofler et al., 2011; Wiesner, 2003）。例如吳齊殷與李文傑以台北市國中學生為分析樣本，結果顯示憂鬱症狀與偏差行為具有併發關係，而且有互相影響現象。 Wiesner 以美國青少年進行兩年縱貫性分析，發現憂鬱症狀與偏差行為有併發現象。Kofler 等人以美國青少年問卷調查，研究結果發現早期憂鬱症狀是日後出現偏差行為的風險因子，特別是對女性。憂鬱症狀成長速率會影響偏差行為成長速率，而偏差行為成長速率亦會影響憂鬱症狀成長速率。Defoe 等人研究發現，偏差行為會導致憂鬱情緒，但是憂鬱情緒對偏差行為並沒有影響。綜上內容，顯現青少年可能有憂鬱情緒與偏差行為以伴隨交互作用同時出現之現象。因此，除了必須將憂鬱情緒與偏差行為同時關注之外，更應以長時間觀察來瞭解兩者之間互相影響之效應。

方法

一、資料來源本研究量化資料採用「台灣教育長期追蹤資料庫（簡稱TEPS）」學生問卷資料公開會員版本。此資料庫由中央研究院、教育部、國家教育研究院和科技部共同規劃的全國性長期調查計畫，為臺灣教育研究領域具代表性長期資料庫。本研究採取之樣本資料共計有四波資料，分別為2001 年下半年對國中一年級學生展開第一梯次資料蒐集，到2003 年下半年再對屆時已升上國三同一批學生進行第二次資料蒐集；這個從國中一年級開始蒐集資料的樣本，稱為「國中樣本」，而部分國中樣本會被追蹤至高中/高職及五專三年級，也就是在 2005 年及 2007 年分別進行第三和第四梯次的資料蒐集（張苙雲，2003）。第一、二波次國中時期：就讀公立學校3030 人（86.4%），私立學校 476 人（13.6%）；第三、四波次高中職階段：就讀公立學校2472 人（70.5%），私立學校 1034 人（29.5%）。第三波次就讀高中2103 人（60.0%），綜合高中學程 511（14.6%）人，高職 892（25.4%）人；第四波次中就讀高中2105（60.0%）人，綜合高中學程 509（14.5%）人，高職 892（25.5%）人。本研究不採用五專生樣本以及經刪除遺漏值之後，有效樣本共計為3,506 人，其中男生 1689 人（48.17%），女生 1817 人（51.83%）。二、潛在成長模型與交互延宕模式架構（一）單變量潛在成長模式

單變量潛在成長模式（latent growth curve model, LGCM），用以檢定樣本資料與研究設計的成

長曲線模型是否適配。其次，可觀察樣本個體平均值與成長改變量之間的關係和波動情形。圖 1

為憂鬱情緒與偏差行為單變量潛在成長模式，本研究建構模式共計有四個潛在觀察變項（第一至四波憂鬱情緒與偏差行為潛在變項），代表四次重複測量憂鬱情緒與偏差行為所得之潛在觀察變

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項，憂鬱情緒潛在變項包含「孤獨感」、「生理不適」與「情緒抑鬱」等三個構面。偏差行為觀察變項以「考試作弊」、「逃學或翹課」與「打架或衝突」行為三個指標組成。這些四個潛在觀察變項接受兩個二階潛在變項影響，分別為截距與斜率變項。截距為研究觀察變項的起始值，斜率則以形狀參數值做為研究觀察變項的成長改變，同時將兩者設定相關以檢定其相關性。圖1 單變量憂鬱情緒與偏差行為潛在成長模式（二）多變量潛在成長模式

圖2 為本研究多變量潛在成長模式（multivariate latent growth curve model, MLGM）（Duncan, Duncan, & Strycker, 2006），以憂鬱情緒起始值（截距）、憂鬱情緒成長形狀參數值（斜率）、偏差

行為起始值（截距）、偏差行為成長形狀參數值（斜率）四個潛在因素，觀察分析憂鬱情緒與偏差

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圖2 多變量憂鬱情緒與偏差行為潛在成長模式（三）憂鬱情緒與偏差行為之交互延宕相關模式

圖3 為憂鬱情緒與偏差行為交互延宕模式（autoregressive cross-lagged model, ARCL）（Duncan et al., 2006; Greenberg, 2008），圖中第一波憂鬱情緒至第四波憂鬱情緒四個潛在變項，代表研究樣本在不同量測時間點憂鬱情緒現象；第一波偏差行為至第四波偏差行為四個潛在變項，為樣本在不同量測時間點偏差行為結果。而每一波次測量間距，均足以有「因」「果」影響關係（Shadish, Cook, & Campbell, 2001），前一波次憂鬱情緒對後一波次憂鬱情緒影響的係數值，為憂鬱情緒穩定值；至於偏差行為亦如此情形。根據前述文獻，憂鬱情緒與偏差行為間可能有互饋因果相關性，即前一波次憂鬱情緒會影響到後一波次憂鬱情緒。同樣地，偏差行為因果相關性亦為如此。另一方面，憂鬱情緒除了會影響個體偏差行為，此偏差行為又會影響日後憂鬱情緒。因此，本研究以交互延宕相關模式憂鬱情緒與偏差行為變項之交叉延宕係數（cross-lagged correlation），觀察憂鬱情緒與偏差行為變項兩者之間影響現象。

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圖3 憂鬱情緒與偏差行為交互延宕模式三、測量變項計分方式（一）憂鬱情緒憂鬱情緒定義為學生自覺感到孤單、並且有生理不適現象與情緒抑鬱等情況（賴英娟等人， 2011）。由於 TEPS 樣本題項在四個波次調查當中並不完全一樣，為取得憂鬱情緒測量題項在四個波次有相同一致性之觀察指標，經過整理之題項為：「不想和別人交往」、「鬱卒」、「想要大叫、摔東西、吵架或打人」、「感到孤單」、「睡不著、睡不好、容易醒、做惡夢」、「頭部緊緊的、身體感到發麻、針刺、虛弱或手腳發抖」。具體來說，孤獨感以題項「不想和別人交往」、「感到孤單」相加求其平均數而得。生理不適以題項「睡不著、睡不好、容易醒、做惡夢」、「頭部緊緊的、身體感到發麻、針刺、虛弱或手腳發抖」相加求其平均數而得。情緒抑鬱以題項「鬱卒」、「想要大叫、摔東西、吵架或打人」相加求其平均數而得。本研究選取一致性問項，與巫博瀚、陸偉明與賴英娟（2012）使用 TEPS 測量憂鬱情緒相同，亦涵蓋余民寧等人（2008）所提出之認知、情緒、身體與人際關係等四個向度，認知向度（如：自覺感到孤單），情緒向度（如：鬱卒、想要大叫、摔東西、吵架或打人）、身體向度（如：睡不著、睡不好、容易醒、做惡夢、頭部緊緊的、身體感到發麻、針刺、虛弱或手腳發抖）及人際關係向度（如：不想和別人交往）。上述TEPS 題目計分方式以「從來沒有」、「偶爾有」、「有時有」以及「經常有」個別給予1 至 4 分，當受試學生得分愈高，代表憂鬱情緒愈嚴重。（二）偏差行為偏差行為定義為學生有違規犯過行為及學習適應困擾現象（陳羿足、董旭英，2002）。偏差行為測量題目以「考試作弊」、「蹺課」、「逃學」、「逃家」、「抽煙」、「喝酒」、「打架或和老師起衝突」、「偷竊或破壞他人物品」、「看黃色書刊、光碟或上色情網站」題項。同樣地，在TEPS 樣本題項四個波次調查當中並不一致，為取得四個波次相同一致性的觀察指標，將第三、四波之「逃學」與「蹺課」兩題項整合（第一、二波次題目為「逃學或翹課」）。經過整理後，以「考試作弊」、「打

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架或和老師起衝突」、「逃學或翹課」及「看黃色書刊、光碟或上色情網站」等測量指標組成。上述題目計分以「從來沒有」、「偶爾有」、「有時有」以及「經常有」個別給予1 至 4 分，當受試學生得分愈高，代表偏差行為愈嚴重。四、信效度檢定信度方面，本研究採取內部一致性信度Cronbach α 檢定。效度方面，本研究以探索性因素分析進行效度因素檢定，以主成份分析萃取因素，取出特徵值（λ 值）大於 1 的因素，以直接斜交法（Direct Oblimin）進行因素轉軸，至於驗證性因素分析部分於研究結果中呈現。（一）憂鬱情緒以探索性因素分析區分三個因素結構分別為「生理不適」（測量題項為睡不著、睡不好、容易醒、做惡夢；頭部緊緊的、身體感到發麻、針刺、虛弱或手腳發抖）；「孤獨感」（測量題項為不想和別人交往；感到孤單）以及「情緒抑鬱」（測量題項為鬱卒；想要大叫、摔東西、吵架或打人），其分析結果：第一波次憂鬱情緒題項之因素負荷量介於 .53 至 .80，Cronbach α 值為 .84，總解釋變異量為58.86%；第二波次憂鬱情緒題項之因素負荷量介於 .52 至 .79，Cronbach α 值為 .84，總解釋變異量為57.97%；第三波次憂鬱情緒題項之因素負荷量介於 .51 至 .78，Cronbach α 值為 .82，總解釋變異量為 59.91%；第四波次憂鬱情緒題項之因素負荷量介於 .53 至 .81，Cronbach α 值為 .82，總解釋變異量為 55.28%，最後，將上述各波次「生理不適」、「孤獨感」以及「情緒抑鬱」三個因素結構的測量題目加總平均得之，做為潛在成長模型驗證性分析。（二）偏差行為偏差行為以「考試作弊」、「打架或和老師起衝突」、「逃學或翹課」及「看黃色書刊、光碟或上色情網站」題項進行分析。效度分析方面，經因素分析結果，各波次「看黃色書刊、光碟或上色情網站」題項之因素負荷量低於 .40 予以刪除，並將「打架或和老師起衝突」題項簡稱「打架或衝突」。各波次檢定結果如下：第一波次偏差行為題項之因素負荷量介於 .81 至 .82，Cronbach α 值為 .80，總解釋變異量為 61.16%；第二波次偏差行為題項之因素負荷量介於 .73 至 .75，Cronbach α 值為 .72，總解釋變異量為 58.72%；第三波次偏差行為題項之因素負荷量介於 .81 至 .86， Cronbach α 值為 .82，總解釋變異量為 70.56%；第四波次偏差行為題項之因素負荷量介於 .76 至 .84，Cronbach α 值為 .74，總解釋變異量為 65.22%。其「考試作弊」、「打架或衝突」、「逃學或翹課」題項做為潛在成長模型驗證性分析。五、資料分析資料分析以「SPSS 19.0 版」與「AMOS 19.0 版」統計套裝軟體進行資料處理。使用分析方法包括描述性統計分析、Pearson 積差相關、交互延宕相關模式、潛在成長曲線模式及結構方程模式適配度檢定，統計顯著性以 .05 為檢定水準。

結果

一、青少年憂鬱情緒與偏差行為描述性統計分析表 2 為本研究青少年從國一至高三期間憂鬱情緒分析結果，首先，就全體樣本來看，學生填答問卷自陳從來沒有任何憂鬱情緒現象，以國一生37.7%最高，至第四波高三剩下 8.9%。換句話

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說，也就是國三至高三有任何程度憂鬱情緒現象情形接近 90%。值得注意的是，整體上國中期間憂鬱情緒有上升趨勢，高中期間則延續持平著國三時期憂鬱情緒程度的情況。以性別來看，男生方面，國一為58.1%、國三 67.9%、高二 70.7%以及高三 71.1%自陳從來沒有任何憂鬱情緒現象。女生方面，國一為41.9%、國三 32.1%、高二 29.3%以及高三 28.9%自陳從來沒有任何憂鬱情緒現象。就性別而言，國一至高三期間，女生憂鬱情緒現象明顯高於男生，女生佔半數以上。表2 青少年有無憂鬱情緒現象分析摘要表無憂鬱情緒現象有憂鬱情緒現象全體（%）男生（%）女生（%）全體（%）男生（%）女生（%）第一波（國一） 1322（37.7） 768（58.1） 554（41.9） 2184（62.3） 921（42.2） 1263（57.8）第二波（國三） 352（10） 239（67.9） 113（32.1） 3154（90） 1450（46） 1704（54）第三波（高二） 368（10.5） 260（70.7） 108（29.3） 3138（89.5） 1429（45.5） 1709（54.5）第四波（高三） 311（08.9） 221（71.1） 90（28.9） 3195（91.1） 1468（45.9） 1727（54.1）註：括弧內為百分比表 3 為本研究青少年國一至高三期間有無憂鬱情緒現象，進行卡方檢定分析結果。第一波次無憂鬱情緒現象中：男生45.5%顯著高於女生 30.5%，有憂鬱情緒現象中，男生 54.5%顯著低於女生 69.5%；第二波次無憂鬱情緒現象中：男生 14.2%顯著高於女生 6.2%，有憂鬱情緒現象中，男生85.8%顯著低於女生 93.8%；在第三波次無憂鬱情緒現象中：男生 15.4%顯著高於女生 5.9%，有憂鬱情緒現象中，男生84.6%顯著低於女生 94.1%；在第四波次無憂鬱情緒現象：男生 13.1%顯著高於女生5.0%，有憂鬱情緒現象中，男生 86.9%顯著低於女生 95.0%。表3 青少年有無憂鬱情緒現象卡方檢定摘要表憂鬱情緒現象男生女生 χ2 _p 次數百分比（%）次數百分比（%）第一波無 _有 768 45.5_{921 54.5} ₁₂₆₃554 30.5_69.5 83.63 < .001 第二波無 _有 _{1450 85.8}239 14.2 ₁₇₀₄113 _93.86.2 60.96 < .001 第三波無 _有 _{1429 84.6}260 15.4 ₁₇₀₉108 _94.15.9 83.20 < .001 第四波無 _有 _{1468 86.9}221 13.1 ₁₇₂₇90 _95.05.0 71.59 < .001 表 4 為青少年從國一至高三期間偏差行為結果，從全體樣本來看，學生填答問卷自陳從來沒有任何偏差行為情形，以國一97.9%最高，高中期間則有 93.3%、92.5%左右沒有任何偏差行為，顯示出國三有任何程度之偏差行為54.7%最高，其他時期偏差行為並不高。以性別來看，男生方面，分別在國一47.8%、國三 41.1%、高二 46.6%以及高三 46.6%自陳從來沒有任何偏差行為。女生方面，國一為52.2%、國三 58.9%、高二 53.4%以及高三的 53.4%自陳從來沒有任何偏差行為現象。最後，有偏差行為方面，就性別而言，從國一至高三期間，男生偏差行為普遍明顯高於女生，男生佔半數以上。

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表4 青少年有無偏差行為分析摘要表無偏差行為有偏差行為全體（%）男生（%）女生（%）全體（%）男生（%）女生（%）第一波（國一） 3434（97.9） 1643（47.8） 1791（52.2） 72（02.1） 46（63.9） 26（36.1）第二波（國三） 1587（45.3） 653（41.1） 934（58.9） 1919（54.7） 1036（54） 883（46）第三波（高二） 3270（93.3） 1525（46.6） 1745（53.4） 236（06.7） 164（69.5） 72（30.5）第四波（高三） 3242（92.5） 1512（46.6） 1730（53.4） 264（07.5） 177（67） 87（33）表 5 為國一至高三期間有無偏差行為現象，進行卡方檢定分析結果。第一波次無偏差行為現象中：男生97.3%顯著低於女生 98.6%，有偏差行為現象中，男生 2.7%顯著高於女生 1.4%；第二波次無偏差行為現象中：男生 38.7%顯著低於女生 51.42%，有偏差行為現象中，男生 61.3%顯著高於女生48.6%；在第三波次無偏差行為現象中：男生 90.3%顯著低於女生 96.0%，有偏差行為現象中，男生9.7%顯著高於女生 4.0%；在第四波次無偏差行為現象：男生 89.5%顯著低於女生 95.2%，有偏差行為現象中，男生10.5%顯著高於女生 4.8%。表5 青少年有無偏差行為現象卡方檢定摘要表偏差行為男生女生 χ2 _p 次數百分比（%）次數百分比（%）第一波無 _有 1643 97.3_{46 2.7} 1791₂₆ 98.6_1.4 07.27 < .01 第二波無 _有 _{1036 61.3}653 38.7 934₈₈₃ 51.4_48.6 57.35 < .001 第三波無 _有 1525 90.3_{164 9.7} 1745₇₂ 96.0_4.0 46.05 < .001 第四波無 _有 1512 89.5_{177 10.5} 1730₈₇ 95.2_4.8 40.72 < .001 二、憂鬱情緒與偏差行為各波次關連性分析表 6 為憂鬱情緒與偏差行為各波次關連性分析結果，首先，我們觀察全體樣本曾經有偏差行為者，國一至高三階段憂鬱情緒現象平均值分別為5.638、6.361、7.102、6.643；而從來沒有偏差行為者，國一至高三階段憂鬱情緒現象平均值則分別為 4.564、5.960、6.176、6.096，此數據結果明顯低於曾經有偏差行為者。進行各波次國一至高三憂鬱情緒平均值t 檢驗結果都有顯著性差異（p < .05）。顯示整體而言，青少年在國一至高三階段其偏差行為與憂鬱情緒現象有其關連性，並且有顯著差異性，曾有偏差行為的青少年比從來沒有偏差行為者其憂鬱情緒現象就平均值而言來的高些。進一步以性別來分析，男生樣本中，曾經有偏差行為者，在國一至高三階段憂鬱情緒現象平均值分別為 5.347、6.014、6.853、6.468，高於未曾有偏差行為者在國一至高三階段憂鬱情緒現象平均值（4.273、5.402、5.758、5.721）。進行各波次國一至高三憂鬱情緒平均值 t 檢驗結果，亦都有顯著性差異（p < .05）。而女生樣本中，曾經有偏差行為者，在國一至高三階段憂鬱情緒現象平 均值分別為 6.153、6.776、7.675、7.017，高於未曾有偏差行為者，在國一至高三階段憂鬱情緒現象平均值（4.830、6.531、6.532、6.427）。同樣進行各波次國一至高三憂鬱情緒平均值t 檢驗結果， 都具有顯著性差異（p < .05）。 綜上所述，從表 6 分析結果發現，國中至高中職青少年時期，整體而言，不論男生或者是女生，僅就平均值而言，偏差行為與憂鬱情緒現象似有明顯一致性的關連跡象，也就是有偏差行為者通常有較高的憂鬱情緒，並有明顯之差異現象。

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表6 憂鬱情緒與偏差行為各波次關連性分析摘要表偏差行為憂鬱情緒（平均值）標準差 t 值 p 值 樣本數（N）第一波︵國一︶全體有 _無 5.638 2.247 _{4.564 1.759}4.032 < .05 ₃₄₃₄72 男生有 _無 5.347 2.013 _{4.273 1.637}4.360 < .05 ₁₆₄₃46 女生有 _無 6.153 2.570 _{4.830 1.824}2.613 < .05 ₁₇₉₁26 第二波︵國三︶全體有 _無 6.361 2.074 _{5.960 2.079}5.701 < .05 1919₁₅₈₇ 男生有 _無 6.014 2.023 _{5.402 1.978}6.094 < .05 1036₆₅₃ 女生有 _無 6.776 2.059 _{6.531 2.054}4.367 < .05 883₉₃₄ 第三波︵高二︶全體有 _無 7.102 2.157 _{6.176 2.084}6.639 < .05 ₃₂₇₀236 男生有 _無 6.853 2.233 _{5.758 2.055}6.490 < .05 ₁₅₂₅164 女生有 _無 7.675 1.869 _{6.532 2.040}4.635 < .05 ₁₇₄₅72 第四波︵高三︶全體有 _無 6.643 2.163 _{6.096 1.947}3.970 < .05 ₃₂₄₂264 男生有 _無 6.468 2.213 _{5.721 1.923}4.249 < .05 ₁₅₁₂177 女生有 _無 7.017 2.020 _{6.427 1.909}2.805 < .05 ₁₇₃₀87 註：憂鬱情緒由3 個指標組成，因此有憂鬱情緒現象平均數最低為 4 分。三、憂鬱情緒與偏差行為單變量潛在成長模式驗證本研究評估潛在成長模式估計是否符合重複測量不變性基本假設。首先分別將因素負荷量、測量截距係數、變異數與共變異數以及測量殘差係數設定等同，經由卡方值改變增加，其檢定結果皆未達顯著水準（p > .05）。在設定等同檢定模型之間的 CFI 差異值均小於 .01（ΔCFI ≤ .01）以

內，以及TLI 差異值亦小於 .05（ΔTLI ≤ .05）以內（Byrne, 2010; Cheung & Rensvold, 2002），表示結構模型之間沒有差異，本研究潛在成長模型於觀察變項樣本資料具有測量恆等性。

然後，研究者以線性、非線性以及二次式成長模式設定，分別對憂鬱情緒與偏差行為單變量

潛在成長模式進行檢定。綜合表 7 內容，在憂鬱情緒與偏差行為方面，以非線性潛在成長模式和

研究樣本有不錯的契合適配度。因此，本研究以非線性模式進行憂鬱情緒與偏差行為之單變量潛在成長模型檢定。

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表7 憂鬱情緒與偏差行為單變量潛在成長模式整體適合度檢驗摘要表

檢定模式 χ2 _df _{CFI TLI} _IFI _NFI _SRMR _RMSEA _{p 值} _HOELTER

憂鬱情緒線性 1610.51 56 .86 .85 .86 .86 .06 .09 .00 163 非線性 452.35 54 .96 .96 .96 .96 .04 .05 .00 560 二次式 2295.26 56 .81 .78 .81 .80 .06 .11 .00 114 偏差行為線性 2118.38 56 .79 .76 .79 .78 .04 .11 .00 124 非線性 1234.31 54 .91 .91 .92 .91 .06 .07 .00 267 二次式 2188.10 56 .78 .74 .78 .78 .04 .10 .00 120 表 8 為本研究青少年於國一至高三不同時間點，憂鬱情緒潛在成長模式參數估計結果。就全體樣本來看，固定效果部分：憂鬱情緒起始值平均數1.455，成長形狀參數值 .613，均達顯著水準（p < .05）。表示憂鬱情緒在全體樣本起始值即存在差異性，在國一平均值1.455，之後呈現上升趨勢，經歷國三、高二到了高三平均值為2.068。隨機效果部分：憂鬱情緒起始值變異與成長形狀參數變異數分別為-.246、-.284，均未達到顯著水準（p > .05），顯示對全體而言，憂鬱情緒成長趨勢情況並沒有多大的差異性。在男生與女生憂鬱情緒潛在成長模式參數估計，固定效果部分：憂鬱情緒起始值平均數（男生1.344；女生 1.551），成長形狀參數值（男生 .632；女生 .626），均達顯著水準（p < .05）。憂鬱 情緒無論在男生或女生個體之間起始狀態，一開始就有差異性，而女生稍高於男生。隨機效果部分：憂鬱情緒起始值變異（男生 .331；女生-.233）僅男生達顯著水準（p < .05），成長形狀參數變異數（男生 .347；女生-.292）同樣僅男生達顯著水準（p < .05）。此結果表示，憂鬱情緒成長趨勢與變化在男生個體間具有顯著差異性，但在女生則無顯著差異。表8 憂鬱情緒潛在成長模式參數估計結果摘要表憂鬱情緒 _{起始值平均數}固定效果隨機效果成長形狀參數值起始值變異成長形狀參數變異全體估計數（標準誤） 1.455（.012） .613（.015） -.246（.172） -.284（.165） t 值（p 值） 119.489（.000） 41.160（.000） -1.428（.153） -1.726（.084）男生估計數（標準誤） 1.344（.016） .632（.021） .331（.134） .347（.138） t 值（p 值） 83.951（.000） 29.773（.000） 2.468（.014） 2.510（.012）女生估計數（標準誤） 1.551（.018） .626（.021） -.233（.172） -.292（.162） t 值（p 值） 86.701（.000） 29.787（.000） -1.355（.176） -1.808（.071）表 9 為偏差行為成長模式參數估計結果。就全體樣本來看，固定效果部分：偏差行為起始值平均數1.017，成長形狀參數值 .038，均達顯著水準（p < .05）。表示偏差行為在全體樣本起始值 即存有差異性，在國一平均值1.017，之後呈現上升趨勢，經歷國三、高二到了高三平均值為 1.055。隨機效果部分：偏差行為起始值變異與成長形狀參數變異數分別為 .001、.001，均達到顯著水準（p < .05），對全體而言，偏差行為成長趨勢情況有其差異性。 男女生樣本偏差行為成長模式參數估計結果，固定效果部分：偏差行為起始值平均數（男生 1.019；女生 1.015），成長形狀參數值（男生 .048；女生 .025），均達顯著水準（p < .05），表示男 女生偏差行為初始值存有差異性。隨機效果部分：偏差行為起始值變異（男生 .002；女生 .001），而成長形狀參數變異數（男生 .001；女生 .001）兩者僅有男生達到顯著水準（p < .05）。此結果顯示，偏差行為成長趨勢與變化在男生會有因人而異的表現，而女生則無明顯差異。

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表9 偏差行為潛在成長模式參數估計結果摘要表偏差行為 _{起始值平均數}固定效果隨機效果成長形狀參數值起始值變異成長形狀參數變異全體估計數（標準誤） 1.017（.002） .038（.004） .001（.000） .001（.000） t 值（p 值） 445.028（.000） 9.241（.000） 2.884（.004） 4.037（.000）男生估計數（標準誤） 1.019（.004） .048（.007） .002（.001） .001（.000） t 值（p 值） 262.004（.000） 7.072（.000） 2.529（.011） 2.914（.004）女生估計數（標準誤） 1.015（.002） .025（.005） .001（.000） .001（.000） t 值（p 值） 410.151（.000） 5.314（.000） .667（.505） 1.609（.108）四、憂鬱情緒與偏差行為之多變量潛在成長模式驗證從多變量潛在成長模式之整體適合度檢驗結果：χ2_{= 2734.80，df = 252，χ}2_{/df = 10.85，p < .01；} CFI = .92、TLI = .91、IFI = .92、NFI = .91、RMSEA = .05、SRMR = .04、HOELTER = 372。χ2_值隨樣本數影響改變波動，本研究樣本數大，卡方檢定達到顯著。從整體適配度指標來看，研究模型與研究樣本適配程度尚屬理想。表10 為男女生憂鬱情緒與偏差行為多變量潛在成長模式參數估計結果，從性別差異探討憂鬱情緒與偏差行為起始狀態與成長速率相關情形，無論是男女生方面，憂鬱情緒與偏差行為兩者起始值之間均存有相關性（相關值：男生 .255，p < .05；女生 .204，p < .05），但是起始狀態與成長速率相關情況仍有所差異。男生方面，憂鬱情緒起始狀態與偏差行為成長發展速率有關（相關值：.209，p < .05），但是在女生方面則無顯著關連性（相關值：.063，p > .05）。而憂鬱情緒與偏差行為兩者成長速率發展方面，男女生均無顯著相關（相關值：男生 .048，p > .05；女生 .108，p > .05）。最後，對於憂鬱情緒成長發展與偏差行為起始值方面，在男生沒有顯著相關（相關值：-.092， p > .05），然而，女生方面有顯著相關（相關值：-.121，p < .05），並且呈現負相關特質。即女生有 偏差行為起始分數低者，其憂鬱情緒成長速率相較陡峭些。表10 男女生憂鬱情緒與偏差行為多變量潛在成長模式參數估計結果摘要表相關值共變數標準誤 t 值 p 值 男生憂鬱情緒（起始值）↔偏差行為（起始值） .255 .005 .002 3.262 .001 憂鬱情緒（成長率）↔偏差行為（成長率） .048 .001 .001 .834 .405 憂鬱情緒（起始值）↔偏差行為（成長率） .209 .004 .001 3.716 .001 憂鬱情緒（成長率）↔偏差行為（起始值） -.092 -.002 .002 -1.028 .304 女生憂鬱情緒（起始值）↔偏差行為（起始值） .204 .002 .001 2.117 .034 憂鬱情緒（成長率）↔偏差行為（成長率） .108 .002 .001 1.965 .051 憂鬱情緒（起始值）↔偏差行為（成長率） .063 .002 .001 1.768 .077 憂鬱情緒（成長率）↔偏差行為（起始值） -.121 -.002 .001 -2.268 .023 五、憂鬱情緒與偏差行為之交互延宕相關模式分析本研究進行交互延宕相關模式分析，從兩兩變項之間相互影響的係數大小強弱結果，藉此釐清兩者因果關係。從Pearson 積差相關係數檢定測量變項之間相關強弱與方向性，分別就國一至高三四個波次憂鬱情緒與偏差行為觀察變項之間相關性與常態分配進行檢定。由表11 與表 12 得知，測量變項之間相關係數皆達顯著水準（p < .05），不同波次之各觀察指標之間呈現中低程度相關結 果。

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另根據Kline（1998）指出，偏態（skewness）絕對值大於 3.0 為極端偏態，峰度係數之絕對

值若大於 10.0，表示峰度有問題。本研究各波次樣本資料檢定結果皆符合常態性檢定標準，以最

大概似法（maximum likelihood, ML）進行模型之參數估計。從憂鬱情緒與偏差行為進行交互延宕相關模式分析之整體適合度檢驗結果：χ2_{= 4137.33，df = 752，χ}2_{/df = 5.50，p < .01；CFI = .92、} TLI = .91、IFI = .92、NFI = .91、RMSEA = .03、SRMR = .03、HOELTER = 1386。χ2

值檢定雖達顯著，由於 χ2_{值隨樣本數影響改變波動，本研究樣本數大，卡方檢定達到顯著。但從整體適配度指} 標來看，本研究模型與研究樣本符合理想適配程度（李茂能，2009）。表13 為憂鬱情緒與偏差行為交互延宕模式分析結果：全體樣本國一至高三四個波次憂鬱情緒相關程度，分別為 .63、.67、.64，均達到顯著水準。進一步以性別來分析，男生樣本憂鬱情緒相關程度，均達到顯著水準；女生樣本相關程度亦達到顯著水準。以上結果顯示，國一至高三期間，整體而言不分性別，前一波憂鬱情緒均會影響下一波憂鬱情緒，女生相關係數高於男生。全體樣本國一至高三四個波次偏差行為相關程度，均達到顯著水準。進一步以性別來分析，男生樣本偏差行為相關程度，其中國三偏差行為影響高二偏差行為，高二偏差行為影響高三偏差行為；女生樣本偏差行為相關程度，高二偏差行為影響高三偏差行為。整體而言，國一至高三期間前一波偏差行為均會影響下一波偏差行為，但在性別方面有些階段並不明顯。憂鬱情緒對偏差行為交叉延宕相關性方面，就全體樣本分析結果，顯示在排除第一波（國一）偏差行為時，憂鬱情緒對於偏差行為相關性不高，其中國三期間憂鬱情緒對於高二期間偏差行為未達顯著性。而整體學生國一憂鬱情緒影響國三偏差行為，高二憂鬱情緒影響高三偏差行為。性別分析，男生樣本分析結果：男生只在國一憂鬱情緒影響國三偏差行為；女生國一憂鬱情緒影響國三偏差行為，高二憂鬱情緒影響高三偏差行為。偏差行為對憂鬱情緒影響方面，就全體樣本分析結果來看，整體學生在高二偏差行為會影響高三憂鬱情緒。性別分析，男生在高二偏差行為對高三憂鬱情緒有顯著影響，女生方面則是前一波偏差行為對於下一波憂鬱情緒均沒有影響。綜上內容，憂鬱情緒與偏差行為交叉延宕作用效應之前後相關性在某些期間未達顯著，尤其性別方面，男女生有著不同殊異結果，各有不同的發展脈絡。表11 憂鬱情緒觀察指標相關係數矩陣摘要表 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1. 孤獨感 1.00＊ 2. 生理不適 .53＊ ₁_.00＊ 3. 情緒抑鬱 .36＊ _.37＊ ₁_.00＊ 4. 孤獨感 .31＊_.23＊_.18＊ ₁_.00＊ 5. 生理不適 .24＊_.29＊_.15＊ _.54＊ ₁_.00＊ 6. 情緒抑鬱 .19＊_.16＊_.26＊ _.38＊ _.35＊ ₁_.00＊ 7. 孤獨感 .24＊_.20＊_.16＊_.36＊ _.30＊ _.21＊ ₁_.00＊ 8. 生理不適 .23＊_.26＊_.16＊_.31＊ _.36＊ _.21＊ _.63＊ ₁_.00＊ 9. 情緒抑鬱 .16＊_.16＊_.23＊_.20＊ _.18＊ _.35＊ _.34＊ _.35＊ ₁_.00＊ 10. 孤獨感 .21＊_.19＊_.15＊_.28＊ _.27＊ _.20＊ _.39＊ _.34＊ _.21＊ ₁_.00＊ 11. 生理不適 .19＊_.22＊_.17＊_.27＊ _.34＊ _.21＊ _.37＊ _.46＊ _.21＊ _.56＊ ₁_.00＊ 12. 情緒抑鬱 .15＊_.15＊_.21＊_.19＊ _.17＊ _.29＊ _.24＊ _.24＊ _.40＊ _.36＊ _.37＊ ₁_.00 偏態 1.00＊_1.73＊_1.75＊_.27＊ _.57＊ _.81＊ _.34＊ _.50＊ _.90＊ _.51＊_.56＊ _.93 峰度 .36＊_2.58＊_2.87＊_-.57＊ _-.53＊ _.02＊ _-.55＊ _-.50＊ _.19＊ _.01＊_-.25＊ _.30 平均數 1.72＊_1.45＊_1.43＊_2.28＊ _2.05＊ _1.85＊ _2.30＊ _2.14＊ _1.80＊ _2.25＊_2.10＊ _1.79 標準差 .82＊_.74＊_.70＊_.87＊ _.92＊ _.85＊ _.88＊ _.91＊ _.84＊ _.78＊_.86＊ _.84 *p < .05；1、2、3 為憂鬱情緒第一波觀察指標；4、5、6 為憂鬱情緒第二波觀察指標；7、8、9 為憂鬱情緒第三波觀察指標；10、11、12 為憂鬱情緒第四波觀察指標

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表12 偏差行為觀察指標相關係數矩陣摘要表 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1. 作弊 1.00＊ 2. 逃學 .66＊ ₁_.00＊ 3. 打架 .67＊ _.67＊ ₁_.00＊ 4. 作弊 .33＊_.33＊_.33＊ ₁_.00＊ 5. 逃學 .25＊ .26＊ .23＊ .34＊ 1.00＊ 6. 打架 .16＊_.17＊_.21＊ _.22＊ _.31＊ ₁_.00＊ 7. 作弊 .36＊_.35＊_.31＊_.20＊ _.21＊ _.11＊ ₁_.00＊ 8. 逃學 .35＊_.34＊_.29＊_.21＊ _.24＊ _.15＊ _.65＊ ₁_.00＊ 9. 打架 .41＊_.41＊_.38＊_.23＊ _.19＊ _.12＊ _.72＊ _.61＊ ₁_.00＊ 10. 作弊 .34＊_.40＊_.34＊_.23＊ _.19＊ _.14＊ _.48＊ _.42＊ _.48＊ ₁_.00＊ 11. 逃學 .27＊_.35＊_.29＊_.21＊ _.19＊ _.13＊ _.41＊ _.37＊ _.42＊ _.75＊ ₁_.00＊ 12. 打架 .34＊_.37＊_.35＊_.21＊ _.21＊ _.14＊ _.45＊ _.42＊ _.47＊ _.68＊ _.64＊ 1.00 偏態 1.58＊_1.67＊_1.78＊_.75＊ _.67＊ _.90＊ _.88＊ _.75＊ _.93＊ _.57＊_.62＊ .89 峰度 1.43＊_2.65＊_2.46＊_-1.12＊ _-.85＊ _.22＊ _-.75＊ _.86＊ _.41＊ _.73＊_.45＊ _.68 平均數 1.04＊_1.05＊_1.04＊_1.12＊ _1.15＊ _1.29＊ _1.15＊ _1.18＊ _1.14＊ _1.16＊_1.13＊ 1.19 標準差 .25＊_.25＊_.24＊_.40＊ _.45＊ _.61＊ _.50＊ _.50＊ _.49＊ _.53＊_.47＊ .56 *p < .05；1、2、3 為偏差行為第一波觀察指標；4、5、6 為偏差行為第二波觀察指標；7、8、9 為偏差行為第三波觀察指標；10、11、12 為偏差行為第四波觀察指標表13 憂鬱情緒與偏差行為交互延宕模式分析結果憂1 ↕ 偏1 憂1 ↓ 憂2 憂2 ↓ 憂3 憂3 ↓ 憂4 偏1 ↓ 偏2 偏2 ↓ 偏3 偏3 ↓ 偏4 憂1 ↓ 偏2 憂2 ↓ 偏3 憂3 ↓ 偏4 偏1 ↓ 憂2 偏2 ↓ 憂3 偏3 ↓ 憂4 全體迴歸值 .01 .63 .67 .64 .20 .12 .17 .04 -.000 .01 -.21 -.05 -.26 標準誤 .01 .03 .02 .02 .07 .03 .02 .01 .010 .01 .13 .06 .05 t 值 4.74 23.83 30.20 35.11 2.77 4.88 10.10 2.95 -.620 2.05 -1.59 -.82 -5.30 p 值 .00 .00 . 00 .00 .01 .00 .00 .00 .530 .04 .11 .41 .00 男生迴歸值 .01 .55 .60 .61 .15 .12 .16 .13 .010 .02 -.03 .06 -.30 標準誤 .00 .04 .31 .03 .10 .04 .02 .03 .020 .01 .16 .08 .06 t 值 4.28 13.30 16.89 22.88 1.51 3.41 6.91 4.79 .560 1.69 -.16 .81 -4.9 p 值 .00 .00 .00 .00 .13 .00 .00 .00 .570 .09 .87 .42 .00 女生迴歸值 .01 .62 .71 .65 -.01 -.04 .17 .04 -.020 .07 -.50 -.38 -.13 標準誤 .01 .03 .04 .03 .08 .08 .03 .01 .010 .01 .26 .27 .08 t 值 3.34 18.10 19.9 24.81 -.05 -.44 6.46 3.48 -.210 2.02 -1.92 -1.39 -1.66 p 值 .00 .00 .00 .00 .95 .66 .00 .00 .830 .04 .06 .16 .10 註1：憂1（憂鬱情緒第一波-國一）、憂 2（憂鬱情緒第二波-國三）、憂 3（憂鬱情緒第三波-高二）、憂 4（憂鬱情緒第四波-高三）；偏 1（偏差行為第一波-國一）、偏 2（偏差行為第二波-國三）、偏 3（偏差行為第三波-高二）、偏4（偏差行為第四波-高三）。註2：憂1↔偏 1 之迴歸值表格，為共變異數估計值。

討論

本研究以描述統計分析臺灣青少年憂鬱情緒與偏差行為現象，同時檢驗兩者之間關連性。並進一步運用單變量、多變量潛在成長模式及交叉延宕模式之結構方程模型方法論，驗證憂鬱情緒與偏差行為在青少年學生長期發展脈絡與跨時間的交互影響。本研究結果歸納於表 14，並對研究結果進行討論。

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表14 研究結果彙整表憂鬱情緒偏差行為長期發展脈絡（假說1）全體：國一至國三有上升趨勢，高中階段則大致延續持平於國三時期現象性別差異： 1、國一至高三期間，女學生憂鬱情緒明顯高於男學生 2、女生憂鬱情緒起始值高於男生；成長變化率在男生之間具有顯著差異，女生則無全體：國三出現偏差行為程度最高，其他時期並不高性別差異： 1、國一到高三時期，男學生偏差行為明顯高於女學生 2、男女生偏差行為起始值差異不大，成長變化率則在男生間具有顯著差異，女生則無發展軌跡關連性（假說2） 1、男女學生憂鬱情緒起始值與偏差行為起始值具有正向相關 2、男學生憂鬱情緒起始值與偏差行為成長率有顯著相關 3、女學生偏差行為起始值與憂鬱情緒成長率呈現負相關 交互影響（假說3）全體： 1、國一憂鬱情緒會影響國三偏差行為 2、高二憂鬱情緒會影響高三偏差行為 3、高二偏差行為會影響高三憂鬱情緒性別差異： 1、男女學生國一憂鬱情緒會影響國三偏差行為 2、女學生高二憂鬱情緒會影響高三偏差行為 3、男學生高二偏差行為會影響高三憂鬱情緒一、憂鬱情緒與偏差行為之長期發展脈絡與性別差異青少年憂鬱情緒與偏差行為進行描述統計發現，在憂鬱情緒方面，就全體青少年來看，憂鬱情緒在國中階段有上升趨勢，至國三期間為最高峰，高中職階段僅微小升降，大致延續持平於國三期間憂鬱情緒程度現象，與過去的研究一致，憂鬱情緒在國三是一個重要轉折點，高中職階段則無太大變化（鄭博文等人，2014）。若以性別分析結果來看，國一至高三期間，女生憂鬱情緒現象明顯高於男生，女生占半數以上，且本研究亦發現女生在國一的憂鬱情緒起始值高於男生，此研究結果與先前國內外認為女性憂鬱程度高於男性的研究分析結論一致（林耀盛、李仁宏、吳英璋，2006；Wolk & Weissman, 1995）。然而，若以長時間研究來看，女生雖然憂鬱情緒起始值高於男生，但成長變化並沒有太大的改變，反而是男生個體間的憂鬱情緒成長變化起伏較大。

偏差行為方面，就全體青少年，國一至高三期間有偏差行為的比例並不高，唯在國三階段有半數以上出現任何程度之偏差行為，國三為偏差行為高峰時期，此與過往研究一致，偏差行為在國三階段處於狂飆時期（譚子文、張楓明，2013）。偏差行為對於性別而言，男生偏差行為則是明顯高於女生。國一至高三期間男生出現偏差行為明顯高於女生，男生占半數之上，此與過去研究一致，男生比女生容易有偏差行為（Pierce et al., 2015; Reynolds & Crea, 2015）。若以長時間研究來看男女生偏差行為可以發現，男女生在偏差行為起始值沒有太大差異，男生個體之間偏差行為成長變化起伏較大，女生則無明顯變化現象。

綜上內容，值得關注的是，青少年期間憂鬱情緒與偏差行為轉折點均出現在國三時期，國三階段可視為憂鬱情緒與偏差行為出現高峰的一個「熱區」。

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二、男女生憂鬱情緒與偏差行為之發展軌跡關連性以多變量潛在成長模式分析，男女生在憂鬱情緒與偏差行為起始狀態及成長速率相關情形，男女生方面，從前述相關性檢定以及潛在成長模式分析，均顯現兩者之間確實有密切關係之現象，即兩者存在併發現象。但是兩者成長速率發展方面，男女生在憂鬱情緒成長率與偏差行為成長率沒有顯著相關性。至於憂鬱情緒起始狀態與偏差行為成長速率相關性，男女生則是出現差異性。男生方面，憂鬱情緒起始狀態與偏差行為成長速率有關。但是在女生方面則無顯著關連性，其原因可能來自於我國女性比較受到拘謹約束之因素，女學生在外化偏差行為表現比較沒有像男生容易具體顯現出來。最後，對於憂鬱情緒成長率與偏差行為起始值方面，男生並沒有顯著相關性。然而，女生卻有顯著且呈現負相關特質。即偏差行為起始值低，則憂鬱情緒成長速率會變快，這可能是因為女生不易產生外化偏差行為，轉而以增加憂鬱情緒成長速率形態呈現。其可能原因是女性先天較有縝密心思謹慎的特質（Dalgard et al., 2006），以及女性個體在生理情感，對於負向生活事件相較於男性容易受到憂鬱情緒困擾所影響（Hyde, Mezulis, & Abramson, 2008; Silverstein, 2002）。三、憂鬱情緒與偏差行為之跨時間交互影響與性別差異從憂鬱情緒與偏差行為交互延宕分析結果發現，整體而言不分性別，青少年於憂鬱情緒因果關係呈現出相互影響現象，對於男女學生也是同樣有其因果關係，即前一波出現憂鬱情緒對於日後憂鬱情緒發展具有因果效應。而偏差行為對於整體而言，同樣也是具有因果關係相互影響現象，即前一波偏差行為影響其日後偏差行為。但若區分性別來看，偏差行為在男女學生則有不同因果關係差異現象，男生方面，國三期間偏差行為與高中偏差行為互有因果關聯。而在女生方面，則只在高二的偏差行為會導致高三的偏差行為，此結果與過去研究指出男生會比女生在青少年初期更易顯示出偏差行為的論點一致（Kofler et al., 2011）。另外憂鬱情緒對偏差行為，以及偏差行為對憂鬱情緒交互因果關係來看，整體而言，國一的憂鬱情緒會影響國三偏差行為；高二憂鬱情緒會影響高三偏差行為；高二偏差行為會影響高三憂鬱情緒。進一步區分性別來看，男女生的國一憂鬱情緒會影響國三偏差行為。因此我們要特別注意的是國中生憂鬱情緒發展變化，可能隨著時間的推移對偏差行為產生影響（Kofler et al., 2011）。然而偏差行為對於憂鬱情緒的影響，男女生有一些不同，例如：男生高二偏差行為會影響高三的憂鬱情緒，女生的前一波偏差行為對於下一波憂鬱情緒均沒有影響。男女生在偏差行為對於憂鬱情緒的影響有著不同殊異結果，各有不同發展脈絡趨勢。此研究結果乃因青少年各自有不同生活際遇而有不同發展軌跡現象大致相符（吳齊殷、李文傑，2003）。男女學生在偏差行為對憂鬱情緒影響效應上出現差異性，可能源自於因人而異所反應出來之殊異特性，也可能來自於時空背景之下，學生個體於當時遭遇事件受到影響而有所關連。

研究限制與建議

一、研究限制本研究限制如下：本研究以TEPS 次級資料庫學生樣本，僅能就現有資料庫之題項進行分析，再者由於受限於長期追蹤固定樣本之限制，故對於題項之選取需各波次相同，因此，對於題項之設定實難涵蓋憂鬱情緒、憂鬱症狀定義及狹義偏差行為。然而本研究嘗試降低此研究限制，憂鬱

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情緒方面，使用賴英娟等人（2011）定義之學生有孤獨感、生理不適及情緒抑鬱現象；偏差行為方面，使用陳羿足、董旭英（2002）定義之學生個體有違規犯過行為及學習適應困擾現象，並且檢測其題項之信度與效度。此外，本研究以資料庫調查資料進行樣本分析，因此對於調查之年份、學生樣本本身填答者於當時調查之反應心向等因素無法進行控制，實為本研究限制。二、建議（一）學校單位應強化並提供男女有別的諮商輔導本研究結果發現，國中時期為憂鬱情緒與偏差行為的關鍵時期，國三是憂鬱情緒與偏差行為出現的高峰轉折點。研究者建議，相關教育單位應該重視並且全面強化提昇國中階段學生輔導品質，需要投入更多輔導人力資源。因為國三是內化憂鬱情緒與外化偏差行為可能增加的高峰期，透過專業輔導資源協助學生預防與降低憂鬱情緒與偏差行為。其次，國一時期女學生比男學生容易出現較高的憂鬱情緒，男學生偏差行為則是成長變化起伏大，學校教師應瞭解男女學生於諮商輔導之重點不同，例如，男學生要重視的是可能導致發生偏差行為的影響因素，而女學生要注意的是導致影響憂鬱情緒的可能因素，提早建立預防措施及關懷策略，避免這些青少年朝向不良的後果發展。（二）未來研究建議延伸至大學端本研究以青少年國高中職階段為分析對象，對於大學生憂鬱情緒與偏差行為未加以研究。臺灣的大學生憂鬱情緒嚴重需尋求專業協助，其比例極高達25%（賴英娟等人，2011）。研究者建議未來研究方向可延伸至大學端，擴展至不同學習階段，進一步瞭解憂鬱情緒與偏差行為對大學生影響與發展變化情況，進而提供專業輔導改善，及早給予關懷協助。

謝誌

本文論著使用「台灣教育長期追蹤資料庫」（Taiwan Education Panel Survey，簡稱 TEPS），係由中央研究院、教育部、國家教育研究院，以及科技部共同規劃之全國性長期調查計畫。感謝中央研究院調查專題中心，釋放資料庫之全國樣本資料，本研究才得以完成。同時，也感謝匿名審查委員提供許多寶貴意見與改進建議。

參考文獻

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巫博瀚、陸偉明、賴英娟（2012）：台灣青少年快樂發展之縱貫性研究：二階層線性成長模式的發現。中華輔導與諮商學報，34，1-18。[Wu, P. H., Luh, W. M., & Lai, Y. C. (2012). A longitudinal

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