以結構方程式探討大學生校園投入與憂鬱情緒關係模式

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DOI：10.6251/BEP.20150611

以結構方程式探討大學生校園投入與

憂鬱情緒關係模式

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潘宜均

臺北市立成淵高級中學圖畫館主仕本研究運用校園投入理論探討大學生的校園經驗對憂鬱情緒的影響，其目的是在了解大三學生的個人因素對學術投入、人際投入以及憂鬱情緒的直接影響，以及個人因素透過學術投入、人際投入兩個中介變項對於憂鬱情緒所造成的間接影響。以臺灣高等教育資料庫之94 學年度大三學生問卷，共計23,700 為研究樣本，經由結構方程模式分析後，整體模式所獲得的指數顯示模式可被接受；顯示校園投入理論可被用於解釋大學生憂鬱情緒。對整體效果的分析顯示，個人因素對於學術投入、人際投入與憂鬱情緒；學術投入對於人際投入、憂鬱情緒；與人際投入對憂鬱情緒皆有顯著影響；而這些影響除了可透過直接效果之外，個人因素對憂鬱情緒的影響路徑還可透過學術投入與人際投入；學術投入對憂鬱情緒的影響路徑還可透過人際投入的中介影響而形成。最後，本研究依據研究發現進行討論，並提出相關建議以供參考。關鍵詞：人際投入、大學生、高等教育資料庫、憂鬱情緒、學術投入隨著外在環境的變遷，以及新世紀的急遽變化，使得人們心理上的消沈或情緒上的低落頻仍。近來多起社會新聞大學生因為情感上或情緒的問題而導致殺人案件，都在在地喚起社會大眾對於大學生心理適應問題的注意。董氏基金會心理衛生組（2008）調查研究顯示，我國約有四分之一的大學生的憂鬱情緒嚴重需專業協助，顯示憂鬱對為數不少的大學生產生衝擊並造成困擾。雖然日常生活中，情緒低落是無可避免的，但因大學生處在Erikson 心理社會發展理論中的青少年，面臨自我認同與角色混淆等任務，其壓力更大，更容易導致情緒低落；然而面臨壓力情境時，若因自身內外在資源不足而未能有效因應，日積月累下容易因過度憂鬱造成自身與家人身心上的困擾與不適。職是，有關憂鬱情緒的預防與矯治遂成為當前之重要社會課題。「憂鬱」（depression）一詞具備多種意涵，不僅可用來描述負面情緒、生理或精神上的偏差，亦可視為臨床診斷的病症（施雅薇，2004）。學術上，憂鬱可被分為憂鬱心情、憂鬱症狀以及臨床上的憂鬱症（Cantwell & Baker, 1991; Petersen et al., 1993）。本研究關注的是大學生的憂鬱情緒表現，故取憂鬱心情的定義，意指個體感到負面情緒，且伴隨情緒抑鬱、生理不適及孤獨感等負面的情緒狀態。

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綜觀先前憂鬱情緒的相關研究，多由學生個人出發，偏重自我概念與憂鬱之間的關聯（陳玲玲，2007；Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003; Chan & Lee, 1993; Dixon & Kurpius, 2008; Haugen & Lund, 2002; Sowislo & Orth, 2013）；人際關係的影響等（王齡竟、陳毓文，2010；吳元蓉， 2005；林淑惠，2005；陳毓文，2004；賴英娟、陸偉明、董旭英，2011；Greca & Harrison, 2005; Oldenburg & Kerns, 1997; Stewart et al., 2003; Zimmer-Gembeck, Hunter, & Prank, 2007），較少研究針對校園學習經驗與憂鬱情緒之間的關係作探討。然而Astin（1993）研究指出，不同型式的校園投入學習經驗，不僅對學習成果有顯著提升，亦會影響學生情意的發展。在為數不多的實證研究中都發現校園的投入經驗有助於心理健康的發展（許崇憲，2008；鄭博真、王怡又，2012；Ambler, 2006）；憂鬱情緒是一種負向的心理狀況，學生校園經驗投入是否會影響其憂鬱情緒的產生，為本研究主要探討的方向。自1980 年代起，美國高等教育學者對於大學生的校園投入經驗給與大量的關注，進而提出眾多理論模式，其理論共同點都強調學生的校園投入經驗有助於其學習成果與發展（Astin, 1984; Pascarella, 1985; Terenzini, Pascarella, & Biliming, 1996; Tinto, 1975, 1993）。當學生越發投入學習、同儕互動與師生互動越多，對學習成果影響越大，後兩者也會提升人際能力、整體學業發展，及對校園與教師的滿意度（Astin, 1993; Ambler, 2006; Kuh, 2002; Pace, 1986; Pascarella & Terenzini, 1991, 2005）。近幾年來，國內有關大學生學習狀況的研究也逐漸受到重視。研究發現我國大學生的學習投入並不理想。預習和複習功課時間少，社團參與不熱衷，圖書館使用率偏低（劉鎔毓，2007）。而在大學生校園投入與其發展關聯性的探討，國內已累積豐富的研究成果，但大多是以學生的學習成就為其結果變項（吳玥玲，2005；呂宜臻，2008；林義男，1983，1990；張雪梅，1999；張凱婷，2010；黃世雄，2010；劉若蘭，2007；劉若蘭、林大森，2011，2012；潘正德，1996），用來探討心理狀況的相當稀少，然而許崇憲（2008）及鄭博真與王怡又（2012）的研究均顯示，學生參與校園活動的經驗與投入有利於心理健康，憂鬱情緒為一種負向的心理狀況，本研究主要探討校園經驗的投入理論模式是否可以同樣運用於解釋大學生的憂鬱情緒，藉由這樣的研究探討，為大學生憂鬱情緒的探討，提供另一個校園經驗的研究方向。

文獻探討

本研究應用校園投入理論模式解釋對於憂鬱情緒的影響，以下將分項探討各因素的影響。一、憂鬱情緒的意涵「憂鬱」（depression）這個字來自於一詞拉丁文的字根，意指「向下擠壓」。人們常會用「沮喪」、「低潮」、或「低落」等詞來形容；亦或是「不快樂」、「不滿足」、「悶悶不樂」等不愉快的詞彙來捕捉（張春興，2000；藍采風，2000），其具備多種意涵，不僅可用來描述負面情緒、生理或精神上的偏差，亦可視為臨床診斷的病症（施雅薇，2004）。Petersen 等人（1993）在回顧 1987 至 1991 年間有關兒童與青少年憂鬱的相關文獻後，將憂鬱分為三個取向：憂鬱心情（depression mood）、憂鬱症候群（depressive syndromes）、臨床上的憂鬱症（clinical depression），無獨有偶， Cantwell 與 Baker（1991）將「憂鬱」的複雜現象區分為症狀（symptom）、多面向的症狀（various symptom）、症候群（syndrome）及精神異常（psychiatric disorder）等四種層次。Petersen 等人的研究中的臨床上的憂鬱症與 Cantwell 等人研究中的第三與第四層次相似，主要是指的是臨床憂鬱症的症狀。但因本研究主要關注在大學生的憂鬱情緒表現，與臨床的憂鬱症有所不同，故採用Petersen 等人的研究中的第一與二取向，以及Cantwell 等人研究中的第二層，將憂鬱情緒（depressive mood）定義為個體感到負面情緒，且伴隨著情緒抑鬱、生理不適及孤獨感等負面的情緒狀態（例如：對自己感到失敗、覺得孤獨、寂寞）等。

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二、校園投入經驗理論

自1980 年代起，美國高等教育逐漸增加對於學生投入校園經驗的關心，提出眾多相關理論模式，包括Astin（1984, 1993）的學生參與論（student involvement theory）、Tinto（1975, 1993）提出交互影響論（interactionalist theory）、Pascarella（1985）的一般因果模式（a general causal model）以及Terenzini 等人（1996）歸納前人研究所建構的文化衝擊理論（model of college impact）等，都強調學生帶著入學前不同的人格特質、目標與承諾，投入於大學校園內的活動，包括正式的學術活動以及非正式人際互動，而這些校園投入參與會影響學生的學習成果表現，包括認知態度、信度與行為等。學生在校園學習投入的品質是決定其學習成果的關鍵因素，其中校園中課內與課外的學習投入經驗是學生個人因素以及學習成果之間的中介變項；學生的學業投入對於促進智能技巧成長具有最大的潛能；學生與教師、同儕的互動會影響其投入學業和智能經驗的程度，進而促進發展（Ambler, 2006; Kuh, 2002; Pace, 1986; Pascarella & Terenzini, 1991, 2005）。

Astin（1984）認為所謂的投入乃是指學生對於學校生活所付出的生理與心理的總能量，所謂高投入的學生，是指在讀書上投入較多的心力，留在學校較多的時間，主動參與學生組織，並常參與教師及其他同學互動，張凱婷（2010）進一步歸納出校園投入內涵主要包括兩個部分，一為學術投入，包括課堂參與以及課業投入時間，一為人際投入，包括師生互動、同儕關係以及課堂外參與等課外經驗。本研究參考張凱婷之研究，把校園投入經驗區分為學術投入與人際投入兩個向度，其中學術投入包括課堂參與與課業投入；人際投入包括同儕關係、師生關係與社團參與等。傳統校園投入理論主要是用運用於解釋大學生的學習成效，國內研究結果顯示，學生課堂參與度越高、越投入社團活動，認知發展越好（吳玥玲，2005；呂宜臻，2008；林義男，1983，1990；張雪梅，1999；張凱婷，2010；黃世雄，2010；劉若蘭，2007；劉若蘭、林大森，2011，2012；潘正德，1996）；當學生校園投入經驗越豐富，其對學校越發滿意（柯珮婷，2006；劉若蘭，2009）；再者，校園投入經驗有助於學生心理社會發展（呂宜臻，2008；黃玉，2000；劉若蘭、黃玉，2005），此一趨勢與國外相關研究類似（張凱婷，2010）。然而，在 Astin（1993）研究中指出，學生對於學習越發投入，與同儕、教師的互動越多，不僅對學習成果有顯著提升，亦會影響學生情意的發展。再者，Chickering（1969）所提出的七個心理社會發展向量，除了認知等學習成就的發展外，情緒發展、心理健康也是重要任務之一（Chickering & Reisser, 1993）。憂鬱情緒是一種負向情緒發展，當學生越發的參與課堂活動、積極參與社團、與同儕和教師有良好互動是否可以因而降低憂鬱情緒的發生，促進心理健康的發展，為本研究關注的主題。

三、校園投入理論對憂鬱情緒的影響

近年來，部分國內外學者開始運用校園投入理論解釋大學生心理健康的狀況，其中，Ambler （2006）以 Astin（1993）的學生參與論（student involvement theory）為基礎，發現支持性學校環境、豐富的教育經驗、主動合作學習和學術挑戰，顯著聯合預測學生的心理健康，其中支持性學校環境是心理健康的最佳預測變項；許崇憲（2008）與鄭博真、王怡又（2012）研究亦顯示校園投入經驗與大學生心理健康有其關係。然而以上研究大多是以迴歸分析、相關係數為主要研究方向，未能建立因果關係。而研究者進一步搜尋「臺灣博碩士論文知識加值系統」、「教育論文全文索引資料庫」、「airitiLibrary 華藝線上圖書館」等，發現迄今國內直接以校園投入理論解釋憂鬱情緒的研究付之闕如。但有部分的研究是以投入理論中的自我概念、人際投入等變項，以結構方程式檢驗與憂鬱之間的關係，發現大學生的校園人際投入會中介自我概念對於憂鬱情緒的影響（杜淑芬、葉安華、王建雅，2014；賴瑛娟等人，2011）。在國內高等教育追求教學卓越，提升學生學習品質的改革浪潮中，學業成就、認知發展與多元能力等研究固然重要，但有健全的心理，才能有效學習，故對於心理狀況等實證研究亦顯重要；

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上述相關研究指出校園投入理論變項是可用於解釋大學生的心理狀況，故本研究是以校園投入理論為依據，將結果變項定為學生的憂鬱情緒，試圖建立校園投入與憂鬱情緒因果關係模式。四、個人因素對於學術投入、人際投入、憂鬱情緒的影響 Pascarella（1985）的模式指出，大學生的自我概念與生涯抱負，會直接或間接的影響其在校經驗，包括學術投入與人際投入，其後以結構方程式為主的研究亦顯示，自我概念、生涯抱負對校園人際投入、學術投入有正向因果的關係存在（張凱婷，2010；劉若蘭，2009；劉若蘭、楊昌裕，2013；賴瑛娟等人，2011），亦即當學生越有正向的自我概念、越高的生涯抱負，其校園投入經驗越正向，越能投入於學術活動與人際互動中。在個人因素中，個體的自我概念與學習有密切關係，學業越有正向學習自我價值的學生，其學習動機將越高，對學術更投入（林淑理，2002；趙玲瑛，2008；劉政宏，2003；Skinner, Wellborn, & Connell, 1990）。就自我概念與人際關係之關連性而論，相關研究指出，自我概念高的青少年，人際關係相對而言也較佳（林慧姿、程景琳，2006；Baumeister et al., 2003）。國內外研究都指出，學生自我概念對憂鬱情緒具有顯著的影響力，當青少年的自我概念愈高，則其憂鬱程度會愈低（吳淑偵，2006；巫博瀚、陸偉明、董旭英，2009；陳玲玲，2007；陳毓文，2004；蘇曉憶、戴嘉南， 2008; Chan & Lee, 1993; Martyn Nemeth, Penckofer, Gulanick, Velsor-Friedrich, & Bryant, 2009; Sowislo & Orth, 2013），低自我概念為憂鬱情緒的重要危險因子之一（陳毓文，2004）；在國外以大學生為樣本的研究中，自我概念能有效解釋憂鬱情緒，兩者間具有顯著且負向的高相關（Dixon & Kurpius, 2008; Haugen & Lund, 2002），此與國內以臺灣高等教育資料庫為研究樣本研究相符（巫博瀚等人，2009；杜淑芬等人，2014；賴英娟等人，2011）。在個人因素中的生涯抱負，董氏基金會心理衛生組（2008）調查顯示，「未來生涯發展」是大學生憂鬱情緒主要的三大來源之一，其中，年級越大，影響越大。成功大學研究報告顯示，學生生涯問題與憂鬱情緒呈現中度相關（龔毅珊，2012），生涯決定的困難，對憂鬱情緒最有預測力（邱卉綺，2005），綜上可知，學生的生涯決定與憂鬱情緒具有顯著相關。五、學術投入與人際投入關係以及對憂鬱情緒的影響學者在校園投入相關研究中均指出，大學生的學術投入與人際投入是相互影響的，其相互關係達顯著水準，約呈中度相關（劉若蘭，2004，2009；劉若蘭、黃玉，2005；劉若蘭、楊昌裕， 2009，2013）。在校園投入理論中，學術投入意指學生在校園中主動投入學術活動之努力程度（劉若蘭， 2004；劉若蘭、楊昌裕，2009，2013），與傳統上以學生的學習表現、成績等結果變項來代表學術投入程度不同。研究顯示，「學業控制」對憂鬱傾向的預測力最高（蘇曉憶、戴嘉南，2008），在學校有不能解決的困難以及上課聽不懂，會提高學生的憂鬱程度（陳志道、蕭芝殷、許秀卿、蔡美華、王俊毅，2007）。再者，以大學生為樣本研究中，當大學生越投入於學習活動中時，較不易感受到負向的學習情緒以及情緒耗竭等（林淑惠、黃韞臻，2012）。學習投入對於學生的心理適應幸福感具預測力，只是解釋量不高（鄭博真、王怡又，2012）。由此可見，學生在學術上的參與，與其心理健康有其相關，本研究假設大學生的學術投入對憂鬱情緒具有影響力，當學術投入越高時，其憂鬱情緒越低。先前研究顯示，能讓學生留連校園的最大動力是「人」的因素，人際關係帶來溫暖、樂趣與學習。透過與同儕、老師的接觸交往，會表現在心智上的成長以及態度、價值、抱負及許多社會心理特質的改變上（Pascarella & Terenzini, 1991, 2005）。研究指出擁有較佳人際互動的大學生，心理適應較佳（林淑惠，2005）；同儕關係比師生關係更能有效預測心理健康（吳元蓉，2005；賴英娟等，2011）。再者，校園人際關係愈佳，則其憂鬱情緒會愈低（Greca & Harrison, 2005; Oldenburg

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& Kerns, 1997; Stewart et al., 2003; Zimmer-Gembeck et al., 2007）。同儕支持為少年憂鬱情緒的保護因子，有越多同儕支持的青少年，其產生憂鬱情緒的可能性越低（王齡竟、陳毓文，2010；陳毓文，2004）。

社團參與可參與各種有趣的活動可得到情緒釋放與滿足。當學生社團參與度較高，其憂鬱程度較低（柯慧貞等人，2004；Huang & Chang, 2004）；當學生的同儕與師生關係越佳，社團參與度越高，則憂鬱程度越低，越沒有身心狀況（唐貺怡、黃春太、姜逸群、黃雅文、胡益進，2008；黃鈺婷，2011），不過這些研究多是以中學生為研究樣本，大學生的校園人際關係（社團參與、師生關係、同儕關係）是否具有相同的效果，有賴本研究進一步釐清。

研究設計

一、研究樣本在國內關於大學生能力、學習的大規模資料，以｢臺灣高等教育整合資料庫｣的蒐集最為詳細周全，已成為學者研究臺灣大學生相關議題的最佳工具（蕭佳純、方斌、陳雯蕙，2012）。本研究採用臺灣師範大學彭森明教授所主持之「臺灣高等教育資料庫整合計畫」之94 學年度大三學生問卷。所使用的資料庫資料或許稍嫌過時（2005 年），但因受制於該資料庫的限制，這已是目前所公佈最新的數據資料，再者，本研究主要關注於大學生個人在校經驗，包括個人的自我概念、未來生涯抱負、課業學習、與同儕、師長相處形況，與外在大環境變遷關聯性較小，較不會隨時代而改變；但有部分新興議題，如網路人際關係影響等則未能納入，為本研究限制之一。該資料庫係針對全國 156 所大學校院，採用分層隨機抽樣，並依教育部統計處「十八學門」的分類標準，抽樣比率為25%，各學門人數至少 30 人，各校人數至少 100 人，共計抽出 49,609 人，調查問卷共回收 26,307 人，且該資料庫為具代表性之全國樣本，故本研究所建構的模型將具有足夠的推衍性（Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003）。經刪除遺漏值後，有效樣本數共計23,700 人。其中選擇 20% 樣本作為預試，共4,739 人；而 80%的樣本共 18,961 人為正式樣本，其中男生 8,058 人，女生 10,903 人。二、研究架構本架構以校園投入理論為出發點，探討94 學年大三學生個人因素、學術投入、人際投入與憂鬱情緒之間的因果關係，並根據相關實證研究提出以大三生個人因素為自變項；學術投入與人際投入為中介變項，及憂鬱情緒為依變項之假設模式，希望能因藉以了解影響憂鬱情緒的機制。具體言之，本研究所要探討的研究問題如下：（一）個人因素對學術投入、人際投入及憂鬱情緒有何影響？（二）學術投入與人際投入的關係為何？（三）學術投入與人際投入對憂鬱情緒的影響？（四）個人因素對於憂鬱情緒的影響是否受到學術投入與人際投入的中介作用？三、研究變項測量本研究利用高等教育整合資料庫釋出的「94 學年大三學生問卷」的調查資料，其中挑選符合變項定義之題項為衡量變項，而在該資料庫的題項中可發現，部分變項在大三資料庫中已是不同向度的架構與題組，例如學術投入，但該資料庫並未利用合適的相關統計分析方法來檢證這些題組的構念信、效度，因此本研究採取先前高等教育資料庫研究如蕭佳純等人（2012）等方式，以探索性因素分析、驗證性因素分析的分析步驟來檢證變項的信、效度。採用篩選後的 20%樣本共

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4,739 人作為探索性因素分析的樣本；而剩下的 80%樣本共 18,961 人則作為驗證性因素分析的樣本。於此，說明各變項界定與測量如下：（一）個人因素參考劉若蘭（2009）的研究中的變項研究方法，本研究採用資料庫釋出問卷題項「自我概念」、「生涯抱負」用以衡量個人因素，自我概念乃是指學生個人對自我的評價，是以資料庫中對自己的描述法中的「我認為自己是一個有價值的人」、「我覺得我有許多優點」、「總的來說，我是一個比較沒有信心的人」（反向題）、「我覺得自己沒有甚麼值得自豪的地方」（反向題）等 4 題予以評估，採Likert 四點尺度法，受試者填答「非常不符合」給 1 分、答「不符合」給 2 分、答「符合」者給3 分、答「非常符合」者給 4 分，當受試者分數越高者，表示自我概念越好。生涯抱負是以資料庫中「人生目標重要性」，如「成為某一領域專家」、「在某方面有特殊貢獻」等9 題予以評估，受試者填答「不重要」給1 分、答「有點重要」給 2 分、答「重要」者給 3 分、答「非常重要」者給4 分，當受試者分數越高者，表示擁有較高的生涯抱負。在信度考驗上，「自我概念」、「生涯抱負」的 Cronbach’s α 值分別為 .768 與 .824，經二階驗證性因素分析所得 GFI = .939、AGFI = .906、RMSEA = .084，其他指標如 NFI、CFI、RFI、IFI 依序為 .900、.903、.868、.903，屬理想範圍到可接受範圍內。（二）學術投入學術投入是指學生在校參與學術活動的程度，參考劉若蘭、楊昌裕（2009）研究，學術投入是以「課堂參與」、「課業投入」兩項指標衡量，其課堂參與是指上課不做無關的事以及不翹課，採 Likert 四點尺度法，包括「從不」、「很少」、「有時」、「經常」，計分方式依序給 1 分、2 分、3 分與4 分，反向題反向計分，得分越高者表示越課堂參與。此部分的 Cronbach’s α 值為 .579。課業投入是以上課前會預習、積極參與課堂活動、閱讀學術書籍與上圖書館的頻率，採 Likert 四點尺度法，包括「從不」、「很少」、「有時」、「經常」，計分方式依序給1 分、2 分、3 分與 4 分，得分越高者表示越投入課業中。此部分的Cronbach’s α 值為 .575。經二階驗證性因素分析所得 GFI = .991、AGFI = .976、RMSEA = .056，其他指標如 NFI、CFI、RFI、IFI 依序為 .915、.957、.915、.957，亦屬理想範圍。（三）人際投入人際投入指的是校園內人與人之間彼此的交往互動，本研究的人際投入包含師生關係（3 題）、同儕互動（4 題）與社團參與（7 題）三個部分，茲敘述如下： 1. 師生關係：本研究參考賴英娟等人（2011）研究，採用資料庫中第五部分的第 1 題「你在這所學校的人際關係」中的師生關係中的 3 題，包括「老師能提供我適切的幫助」、「我會主動請教老師有關課業或生活上的問題」、「我會把我內心的想法與感受告訴老師」，填答者答「非常不符合」者給l 分、答「不符合」者給 2 分、答「符合」者給 3 分、答「非常符合」者給 4 分。當受試者得分愈高，顯示師生關係愈好。此部分的Cronbach’s α 值為 .827。 2. 同儕關係：本研究參考賴英娟等人（2011）研究，採用資料庫中第五部分的第 1 題「你在這所學校的人際關係」中的同儕關係，包括「我可以找到知心的朋友」、「我可以找到一起用功讀書的朋友」、「我常得到同學的協助」、「我可以找到朋友一起參加各種活動」等4 題，答「非常不符合」、「不符合」、「符合」、「非常符合」者依序給1 分、2 分、3 分、4 分。當受試者得分愈高，顯示同儕關係愈好。此部分的Cronbach’s α 值為 .820。 3. 社團參與：採取資料庫中的第一部分「課業修習狀況」中的第 12 題「就讀大學期間，你常參與下列社團活動嗎？」中的自治性社團活動（如系學會、學生會等）、體育性社團活動（如球隊、劍道隊等）等7 題，採 Likert 四點尺度法，包括「從不」、「很少」、「有時」、「經常」，計分方式依序給1 分、2 分、3 分與 4 分，總分越佳者表示社團參與度越高。此部分的 Cronbach’s α 值為 .691。

此三部分，經二階驗證性因素分析所得GFI = .962、AGFI = .948、RMSEA = .054，其他指標如NFI、CFI、RFI、IFI 依序為 .915、.935、.917、.935，屬理想範圍。

（四）憂鬱情緒

憂鬱情緒之定義為個體感到負面情緒，且伴隨著情緒抑鬱、生理不適及孤獨感等負面的情緒狀態（例如：對自己感到失敗、覺得孤獨、寂寞）。因在資料庫中，情緒部分係屬第六部分「對自己的看法」中的第7 題「請問在最近兩個星期內，你有以下這些感覺嗎？」，並未區分任何構念面

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向，故本研究參考賴英娟等人（2011）研究所採用的變項、主成分分析法、以及命名方法，以主軸法進行因素的萃取，採用直交轉軸之最大變異法（varimax）進行轉軸，其探索性因素分析結果可以抽取三個因素，經將因素負荷量較低者刪除後，取得22 題，解釋的變異量達 63.55%，因素負荷量介於 .602- .839 之間，而整體 Cronbach’s α 值為 .938。三個因素命名為「情緒抑鬱」、「生理不適」及「孤獨感」三個測量指標。情緒抑鬱的測量題目，例如：「覺得自己的人生經歷是場失敗」、「對自己感到失望」等 9 題；生理不適，如「有原因不明的頭痛」、「有原因不明的腹痛或胃痛」等7 題；另孤獨感則包括 6 題，例如：「覺得孤獨、寂寞」、「覺得我沒有一個親近的朋友」等，上述題目之計分方式如下：「從來沒有」、「很少」、「偶爾」、「常常」及「總是」分別給予1 至 5 分。當受試者的得分愈高，代表憂鬱情緒越嚴重。三個測量指標的 Cronbach’s α 值分別為 .899、.888 與 .927。經二階驗證性因素分析所得 GFI = .903、AGFI = .881、RMSEA = .070，其他指標如 NFI、 CFI、RFI、IFI 依序為 .926、.929、.917、.929，屬理想範圍到可接受的範圍。

研究分析與結果

本研究經由前述文獻與各變項的信效度檢驗後，發展出臺灣大學生校園投入與憂鬱情緒間模式架構（如圖1），接著再進一步利用 SPSS 21.0 與 AMOS 21.0 統計軟體驗證本研究時計測得模式的有效性、評鑑研究模式的整體適配度，並檢驗本研究所提出的假設。圖1 參數模式架構一、常態分配檢定由表1 可看出本結構各觀察變項偏態絕對值介於 .003- .937 之間，絕對值均小於 3；峰度介於 .022- .438 之間，絕對值亦小於 10。因此，可發現各觀察變項的偏態係數與峰度係數屬於可接受範圍，此代表本研究所得來的資料偏態及峰度對常態分配的估計法不受影響，所以使用最大概似估計法（maximum likelihood estimation, ML）進行模式的估計。

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表1 各變項之描述統計摘要表平均數標準差偏態峰度自我概念 10.361 1.160 -.075 -.046 生涯抱負 27.344 4.822 -.207 -.128 課堂參與 5.051 1.180 -.076 -.128 課業投入 7.767 1.493 -.003 -.088 同儕關係 12.395 2.006 -.026 -.325 師生關係 9.995 2.378 -.115 -.252 社團參與 10.748 3.447 -.937 -.438 情緒抑鬱 14.528 5.340 -.491 -.022 生理不適 14.034 5.450 -.461 -.239 孤獨感 14.034 5.450 -.461 -.250 二、觀察變項間之相關在進行理論假設模式的適配度評鑑與模式驗證驗證之前，先進行各觀察指標間的相關檢驗表如表2，結果顯示除有少數（6 個）相關未達顯著水準外，大多數的相關係數皆達 .05 以上的水準，顯示10 個指標間有相當的程度相關。以下進行基本適配度、整體模式適配度以及內在結構適配度的分析。表2 觀察指標間的相關係數矩陣 **p < .01，*p < .05 三、模式適配度評鑑（一）基本適配度考驗從表3 得知 X 變項測量誤差（δ1~δ2）、Y 變項測量誤差（ε1~ε8）和潛在依變項殘餘誤差（ζ1~ζ3）皆為正值，介於 .07-.29 之間且皆達顯著水準，而誤差變異決斷值其數值均大於 1.96 且達顯著水準；潛在變項與觀察變項之間因素負荷量量（_λ₁₁x~_{λ ）皆未超過 .95，顯示此模式未}₃₃y 有發生違犯估計之現象，上述結果顯示本研究所提出模式符合基本適配標準，可進一步檢驗整體模式適配度及內在結構適配度（榮泰生，2011）。 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1. 自我概念 1 2. 生涯抱負 .186** 1 3. 課堂參與 .051** -.007 1 4. 課業投入 .198** -.145** -.260** 1 5. 同儕關係 .227** -.169** -.010 -.186** 1 6. 師生關係 .144** -.088** -.182** -.293** -.321** 1 7. 社團參與 .151** -.005 -.030* -.215** -.089** -.156** 1 8. 情緒抑鬱 -.368** -.040** -.114** -.052** -.010 -.112** -.012 1 9. 生理不適 -.152** -.076** -.112** -.029* -.087** .549** 1 10. 孤獨感 -.336** -.077** -.073** -.099** -.410** -.162** -.018 .669** .441** 1

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表3 標準化估計參數顯著性以及係數摘要表標準化參數估計值標準誤差決斷值標準化參數估計值標準誤差決斷值 11x λ .89 .08 14.20** δ1 .81 .07 3.67** 21 x λ .20 - - δ2 .04 .21 104.15** 11y λ .87 - - ε1 .76 .09 5.95** 21 y λ .32 .02 17.66** ε2 .10 .01 91.11** 12y λ .43 - - ε3 .08 .04 84.57** 22 y λ .59 .04 34.04** ε4 .35 .04 55.45** 32y λ .28 .04 25.47** ε5 .18 .11 100.99** 13 y λ .90 - - ε6 .81 .29 28.04** 23y λ .62 .01 90.69** ε7 .38 .19 96.82** 33 y λ .74 .01 97.33** ε8 .54 .18 71.50** 1 r .23 .02 19.76** ζ1 .05 .09 11.04** 2 r -.41 .10 -23.71** ζ2 .36 .09 17.34** 3 r .27 .02 14.79** ζ3 .22 .024 19.08** 1 β .49 .02 16.59** 2 β .25 .01 2.31** 3 β _.05 _.05 _4.63** 4 β _-.15 _.13 _-8.41** *p < .05，**p < .01 註 1：-表該參數作為對應觀察變項之參照指標，無需估計。（二）整體模式適配度考驗整體模式適配度是作為評鑑整個模式與觀察資料的適配程度，以供研究評鑑模式的外在品質，根據先前研究資料顯示（余民寧，2006；邱皓政，2003；Qureshi & Compeau, 2009），整體適配度考驗包含絕對適配度、增值適配度和精簡適配度等三方面。整體模式適配度考驗顯示本研究的_x2_{（28）= 4100.763，N = 18,961，p < .05，因}_x2_{已達顯著，顯示模式整體適配度似乎不佳，但} 因_x2_{值常會隨著樣本人數波動，一旦樣本人數很大時，幾乎所有的模式都可能被拒絕。再者，利} 用_x2_{進行假設模型的統計檢驗，並無法推翻不良的模型以支持特定的模型，只能確認虛無假設是} 否成立；此外，_x2_{會受到自由度的影響，當自由度越大時，}_x2_{值越大，也就是所估計的參數數目} 越多，影響一個假設模型的因素就越多，而造成假設模型契合度不佳的可能性就越大（邱皓政， 2003），因此本研究主要參酌其他的適配度指數來評鑑模式與觀察資料的適配程度。在絕對適配度考驗指標方面，RMSEA = .078，介於 .05- .08 間，屬於合理的適配標準，且 GFI = .968、AGFI = .936，此兩個指標皆大於 .90 的標準，可知該理論模式與所蒐集到的樣本資料間的適配程度相當良好。增值適配度考驗指標方面，NFI = .907、CFI = .908、IFI = .908、RFI = .851，前三個指標皆大於 .90 的標準。而在精簡適配度考驗指標方面，PNFI = .564、PGFI = .510，此兩項指標皆大於 .50 的標準，且 AIC = 4154.76 比獨立模式之 44189.88 小，符合理論模式的 AIC 必須小於獨立模式的 AIC 之標準，顯示本模式能精簡的變項數有效反映變項間的關係（余民寧， 2006）。綜上所述，顯示本研究模式與觀察資料的整體模式適配度達理想標準，且為一精簡模式。（三）測量模型之適配度考驗本研究於進行測量模型之適配度考驗前，先進行區辨效度（discriminant validity）與聚斂效度（convergent validity）以及個別項目信度之考驗。Fornell 與 Larcker（1981）及李茂能（2009）建議，各構念內的平均變異抽取量（average variance extracted, AVE）大於各構念間的決定係數或相

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關係數，表示具有區辨效度。由表4 可知，本研究潛在變項之 AVE 值均大於各構念間的決定係數，顯示本研究測量模式的各構念間具有區辨效度。表4 個別構念內部的相關與各別構念間的相關矩陣個人因素學術投入人際投入憂鬱情緒個人因素 .42** 學術投入 .12** .71** 人際投入 .13** .24** .20** 憂鬱情緒 -.13** -.12** -.11** .58 註1：對角線為各個構念的平均變異抽取量（average variance extracted）

註2：對角線以外之值代表各個構念間的相關係數，且均達的顯著水準。聚斂效度部分，李茂能（2009）指出，聚斂效度可透過內部一致性（如建構信度、AVE 等）進行分析。此外，Farnell 與 Larcker（1981）建議，平均變異抽取量可作為聚斂效度之評估，並建議平均變異抽取量之檢定門檻應大於 .50 以表示各測量變項對潛在變項的解釋量。榮泰生（2011）指出，組合信度應大於 .60 的標準，則表示模式的內在品質良好。由表 5 可知，在個別項目信度方面，顯示10 個測量指標個別項目信度介於 .575- .927 之間，均達 .5 以上標準，顯示測量指標的題目有優良的內在品質。但潛在變項組合信度方面介於 .41- .80，部分未達 .6 以上的標準；潛在變項平均抽取變異量介於 .20- .70，也多未符合 .5 以上標準。因此由上可知，本研究所建構的模式其內在結構適配度稍嫌不理想，尤其是個人因素與人際投入的組合信度、平均抽取變異量相對低，顯示指標變數可解釋潛在變數的程度不高，這可能是因為本研究採用次級資料，僅能以已取得的現有變項進行分析，未能納入其他有效指標變項，這是次級資料分析的限制，但在研究解釋上需注意。再者，因為傳統校園投入理論中，這些變項乃為個人因素與人際投入等潛在變項的測量指標（劉若蘭，2009；劉若蘭、林大森，2011）；故本研究中將其設定為這些潛在變項的測量變項。更甚者，由於基本適配標準評鑑與整體模式適配度評鑑皆達到標準，說明本研究模式對於觀察資料還是有一定解釋力。表5 模式參數估計考驗與內在品質考驗變項標準化參數估計值標準誤差決斷值個別信度潛在變項組合信度平均抽取變異量個人因素 .51 .42 生涯抱負 .20 - - .82 自我概念 .90 .06 14.20** .77 學術投入 .81 .71 課業投入 .87 - - .58 課堂參與 .32 .02 17.66** .58 人際投入 .41 .20 同儕關係 .43 - - .83 師生關係 .59 .04 34.04** .82 社團參與 .28 .04 25.47** .69 憂鬱情緒 .80 .58 情緒抑鬱 .90 - - .90 生理不適 .62 .01 90.69** .89 孤獨感 .74 .01 97.33** .93 *p < .05，**p < .01 註：-表該參數作為對應觀察變項之參照指標，無需估計；

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Anderson 與 Gerbing（1988）指出整體模型契合度考驗時，整體模式適配度不佳的原因，可能來自於測量模式（measurement model）不佳或結構模式（structural model）不良，或是兩者皆不佳。基於此，本研究為避免在整體模式適配度考驗產生誤判的情形，在進行整體模式考驗前，首先針對測量模式進行驗證性因素分析，待測量模式確立後再進行整體模式的考驗。

由圖2 可知，在測量模式之適配度指標方面，GFI = .91、AGFI = .94、RMSEA = .079，其他指標如 NFI、CFI、RFI、IFI 依序為 .91、.91、.85、.91，屬理想範圍到可接受的範圍。在因素負荷量部分，全數皆達統計上 .01 的顯著水準，但有部分數據較低，顯示信度可能不足，在推論統計上需再注意。但因適配度指標在可接受範圍，故本研究進行整體模式之考驗。圖2 模式之測量模型圖四、模式各潛在變項間效果由表 3 中可發現，潛在變項間的關係中，人際投入對學術投入具直接影響關係未獲顯著，故將此假設由模式中刪除，其最後的模式如圖3，其數值為模式中各變項間的直接效果，即模式中所估計的參數，而各項效果值則整理於表6。 個人因素 學術投入 人際投入 憂鬱情緒 自我概念 生涯抱負 課業投入 課堂參與 社團參與 師生關係 .26同儕關係 -.15孤獨感 生理不適 情緒抑鬱

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e10 .04 .88 .74 .01 .18 .36 .08 .81 .38 .55 .20 .94 .86 .32 .43 .60 .28 .90 .63 .74

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圖3 結構關係模式表6 模式效果整理 潛在變項Î潛在變項 直接效果 間接效果 全體效果 個人因素Î學術投入 .23** .23 個人因素Î人際投入 .27** .11** .38 個人因素Î憂鬱情緒 -.41** -.05** -.46 學術投入Î人際投入 .49** .49 學術投入Î憂鬱情緒 .05** -.07** -.02 人際投入Î憂鬱情緒 -.15** -.15 *p < .05，**p < .01 （一）各潛在變項間之直接效果 1. 個人因素對學術投入、人際投入及憂鬱情緒有何影響？（研究問題一）由表6 可知，個人因素對學術投入（r1= .23，p < .01）的直接效果達顯著水準。顯示大學生個人的因素，包括自我概念越高，生涯抱負越佳，越發積極的投入學校的學術活動。其次，個人因素對人際投入（r3= .23，p < .01）的直接效果亦達顯著水準，顯示當學生有較高的自我概念與生涯抱負時，也較為投入校園內人際關係的互動。最後，個人因素對憂鬱情緒（r2= -.41，p < .01）的直接效果亦達顯著水準，換言之，當學生有較佳的自我概念與較高的生涯抱負時，則其憂鬱情緒傾向會愈低。 2. 學術投入對人際投入之直接效果（研究問題二）在校園投入理論中，學術投入與人際投入是互為關連，但在進行模式考驗後發現，人際投入對於學術投入的影響未達顯著（如表 3），故自模式中移除，研究問題二應修正為學術投入對人際投入的影響；依據表6 顯示學術投入對人際（β1= .49，p < .01）的直接效果達顯著水準，顯示當大學生越發投入學術活動，往往人際關係越佳。 3. 學術投入與人際投入間對憂鬱情緒之直接效果（研究問題三）學術投入對憂鬱情緒（β3= .05，p < .01）的直接效果達顯著水準。由此可知，當個體投入學術活動太多時，其憂鬱情緒傾向隨之增加。人際投入對憂鬱情緒（β4= -.15，p < .01）的直接效果達顯著水準，換言之，大三學生的人際關係越佳時，則其較不易產生憂鬱情緒。（二）各潛在變項間之間接效果（研究問題四）由表6 可知，個人因素透過學術投入對於人際投入的間接效果值為 .11（p < .01），達顯著水 準。易言之，個人因素會透過學生對於學術投入的進而間接地影響個體的人際投入。再者，個人

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因素透過學術投入與人際投入對於憂鬱情緒的間接效果值為 -.05（p < .01），達顯著水準，換言之，學生的個人因素會透過學術投入與人際投入間接地影響個人的憂鬱情緒，由此可見，透過學生在校園內學術活動的投入與人際互動的增加可以進一步降低個人因素對於憂鬱情緒的影響。就學術投入而言，學術投入能透過人際投入對憂鬱情緒產生間接效果值為 -.07（p < .01），換言之，投入學術活動的時間越多的個體亦能透過校園人際關係間之互動，進而減低其憂鬱情緒之程度。（三）各潛在變項間之全體效果綜合個人因素、校園投入經驗的直接效果與間接效果（參見表6）；個人因素對學術投入、人際投入及憂鬱情緒變項的標準化全體效果分別如下：個人因素對學術投入的全體效果值為 .23；個人因素對人際投入的全體效果值為 .38；個人因素對憂鬱情緒的全體效果值則為 -.46，且皆達 .01 顯著水準。綜合上述可知，臺灣大三學生的個人因素對學術投入與人際投入會產生顯著的正向效果；而個人因素對憂鬱情緒則產生顯著的負向效果。整合學術投入的直接效果與間接效果而言，學術投入對於人際投入的全體效果值為 .49；學術投入對於憂鬱情緒的之全體效果值則為 -.02。由此可知，學術投入對於人際投入與憂鬱情緒有其影響效果。最後，人際投入對憂鬱情緒的全體效果值為 -.15，顯示人際投入越高者，憂鬱情緒越低。

結論與建議

本研究以臺灣高等教育整合資料庫所釋出的94 學年大三問卷調查資料進行分析，用以了解先前研究大學生學習成效的校園投入理論是否可以用於解釋憂鬱情緒，主要在探討學生個人因素、學術投入、人際投入對於憂鬱情緒的直接影響，以及個人因素透過學術投入與人際投入兩個中介變項對於憂鬱情緒所造成的間接影響，並以結構方程式加以檢驗。其整體的效果分析顯示個人因素對於學術投入、人際投入與憂鬱情緒；學術投入對於人際投入、憂鬱情緒；人際投入對於憂鬱情緒皆有顯著影響，而這些影響除了可以透過直接效果外，個人因素對於憂鬱情緒的影響路徑可透過學術投入與人際投入的中介影響而形成。一、研究結果討論依據研究結果與潛在變項之間的效果值，本研究歸結出以下數個研究發現並予以討論: （一）個人因素與學術投入、人際投入、以及憂鬱情緒間的關係運用大學生校園投入的理論模式，來探討其對憂鬱情緒的影響，本研究假設個人因素會對學術投入、人際投入產生正向直接影響，但對憂鬱情緒產生負向直接影響，其研究結果獲得支持。當大學生自我概念越佳，生涯抱負越高，其越能積極參與學術活動，形成高學術投入的狀態；同樣的，當擁有較高的自我概念與生涯抱負，亦能妥善經營與同儕、教師間的人際關係以及積極參與社團，形成良好的人際投入；而較佳的自我概念與生涯抱負可以降低憂鬱情緒的產生。此外，個人因素亦會透過學術投入、人際投入對憂鬱情緒有顯著的間接效果，意即學術投入、人際投入扮演個人因素對憂鬱情緒影響的中介角色。當大三生的個人自我概念與生涯抱負不佳時，若能積極投入學術活動與人際關係，能降低其憂鬱情緒。還有，個人因素對於人際投入的影響亦會受到學術投入活動所中介，換言之，越能積極投入學術活動的大三學生，透過相當的課堂參與活動，可以增加其人際互動關係，進一步累積社會支持。是故，大學生應增強其自我概念與確立生涯抱負；適度參與學術活動，建構良好的人際關係，才能有效降低憂鬱情緒。（二）學術投入與人際投入以及憂鬱情緒間的關係在學術投入與人際投入與憂鬱情緒的關係上，人際投入有助於降低憂鬱情緒已獲研究證實，但過去研究較少論及學術投入對於憂鬱情緒的影響，經由本研究驗證後發現大三學生的學術投入

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對憂鬱情緒有正向直接的影響，亦即當學生花較多時間在學術活動時，憂鬱程度會因而增加，此結果與先前研究有所不同（林淑惠、黃韞臻，2012；鄭博真、王怡又，2012；蘇曉憶、戴嘉南， 2008）。這可能原因是，蘇曉憶、戴嘉南研究指出除了自我概念可預測憂鬱情緒外，完美主義亦是影響憂鬱情緒主要原因，完美主義較高的學生，對自我要求通常較高，較易產生過大的壓力而導致憂鬱情緒產生。在本研究中，學術投入是指學生積極參與學術活動的程度，當學術投入程度越高時，表示學生越發積極參與課堂活動、增加去圖書館的頻率等，這類學生通常是在學術上對自我要求比較高的，在課業上較具完美主義，可能產生較多的焦慮，因而導致憂鬱情緒的產生。換言之，學術投入對於憂鬱情緒的影響可能上受到其他因素的中介，是日後研究可以進一步探討的地方。再者，大三學生的學術投入有助於人際關係的建立，當學生積極參與課堂與課業活動，會進一步增加與其同儕或老師互動的機會，增進彼此之間的聯繫與認識，所以會越發投入人際間的互動，所以人際投入會增高。而人際投入在學術投入對憂鬱情緒的間接影響亦獲得證實，顯示人際投入在學術投入對憂鬱情緒的影響中扮演中介角色，雖然學術投入可能造成學生憂鬱情緒的提高，但若透過人際投入此一中介變項，則學術投入對憂鬱情緒的影響改為負向，亦即憂鬱情緒會降低。先前研究顯示，人際互動是憂鬱情緒的保護因子（王齡竟、陳毓文，2010；陳毓文，2004），人際交往使得學生獲得社會支持，因而產生好的壓力因應的方式，緩和大學生的生活壓力，進一步降低憂鬱情緒的產生（柯慧貞等人，2004），是故過分投入學術活動可能促使學生的憂鬱情緒提高，但因人際互動增加，增加學生的社會支持，可緩和其憂鬱情緒的產生。（三）人際投入與憂鬱情緒間的關係本研究支持大三學生的人際投入會對其憂鬱情緒產生負向直接影響，顯示大學生花較多的時間在人際互動上，不管是同儕間、師生間或者是參與社團活動，與降低憂鬱情緒是有相關聯的。正如Pascarella 與 Terenzini（1991, 2005）指出，能夠讓大學生喜歡待在校園最大的因素是「人」，人際關係帶來溫暖、樂趣與學習，大學期間所受到的重大影響最大部分也是來自於與同儕、教師間的接觸而發生，這種改變會表現在心智上的成長，以及態度、價值、抱負與許多心理社會特質的改變。其實憂鬱情緒是個體在因應壓力時所採用的一種策略（陳毓文，2004），人際間的互動可使學生獲得社會支持，因而產生好的壓力因應的方式，緩和大學生的生活壓力，進一步降低憂鬱情緒的產生（柯慧貞等，2004）。是故，大三學生應努力積極的拓展個人人際關係，運用人際關係所產生的社會支持力量，在壓力來時，有較好的因應方式，以降低憂鬱情緒的產生。二、對大學生憂鬱情緒之具體建議運用校園投入理論來探討大學生的學習成果、學校滿意度等由來已久，且成果豐碩，校園環境中學術投入與人際投入這兩個因素對大學生整體發展上扮演舉足輕重的角色已獲得研究上的證實，但用以探討大學生的心理適應之相關研究卻相當稀少，本研究進一步運用校園投入理論模式來解釋個人、學校因素對於憂鬱情緒的影響，而研究結果顯示，投入理論模式可應用於解釋大學生憂鬱情緒，大三學生的個人因素，含自我概念、生涯抱負對憂鬱情緒有其直接影響，更可以透過學術投入與人際投入的中介而影響憂鬱情緒。因此，當學生出現憂鬱情緒等心理不適應的狀況時，校方（老師、輔導與行政人員）除關注學生個人因素如自我概念的提升或生涯抱負的建立外，亦可以適時輔佐開展其校園經驗，尤其是人際投入的部分。本研究結果發現，大三學生的校園人際關係愈佳，則其憂鬱情緒的感受也會較低。因此，教師應多注意大學生的情緒變化，並適時給予協助，且提醒同學，多加關心有負面情緒困擾者。此外，並非所有學生都能有效建立良好的校園人際關係，老師可適時的教導學生交友的技巧，例如：與朋友分享經驗、表達情緒上的支持、適時主動的提供同儕協助與鼓勵、提醒同儕間應彼此信任與尊重等。再者，鼓勵學生積極參與社團活動來拓展其同儕人際關係，讓學生藉由社團活動中的同儕互動，累積社會支持，提升心理適應能力，以有效預防或降低憂鬱情緒感受。再者，本研究中，校園人際關係不僅強調同儕關係，

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更主張良好師生關係亦能有效舒緩學生的壓力與負面的情緒，故在強調如何協助學生發展良好同儕關係的同時，大學教師也應積極與學生互動，主動關心，形塑良好的師生關係，以能增加學生的心理能量，減低憂鬱情緒的產生。總言之，本研究結果顯示的校園人際關係對大學生而言，如同保護因子，能有效預防或降低大學生的憂鬱情緒。亦即當個體即將受到負面情緒的威脅時，良好的校園人際關係將能促使大學生轉化正向情緒以維持身心健全的發展。本研究結果亦發現大學生的自我概念與生涯抱負對學術投入與人際投入有正向的預測效果，而對對憂鬱情緒則有負向的預測效果，因此，教師應以正向積極鼓勵的方式以提升其自我概念，例如：「天生我才必有用」等，以能有效提升大學生的自尊心及建立正向的態度，進而有效降低憂鬱情緒或負面情緒的困擾。此外，協助學生探索未來，建立自我的生涯目標與抱負，減低學生對未來的不確定感，也能有效降低學生的憂鬱情緒的產生，建立正向的生活適應。三、對未來研究的建議（一）針對不同年級或學習階段的學生進行跨樣本檢驗本研究只針對大三學生進行研究，對於其他年齡層學生之校園投入因素變項對憂鬱情緒之影響並未加以考量。因此，研究者建議未來研究可針對不同年級或學習階段的學習者進行考驗，以瞭解本研究所提出的假設模型在不同群體之間的穩定性與有效性，並更進一步瞭解不同學習階段影響其憂鬱情緒之因素，進而提出適切的輔導策略。（二）納入其他具影響力之變項由於本研究使用次級資料（secondary data）進行分析，因此未能納入其它對大學生憂鬱情緒具有影響的校園投入變項。故研究者建議未來可針對其它個人因素、校園環境因素及外在環境影響納入模式中，據以深入瞭解並豐富憂鬱情緒的解釋模型，以有效預防大學生的憂鬱情緒，並且提出多樣性的預防與輔導機制。（三）採用多層次模型分析將脈絡因素納入模式本研究限於未能取得班級與學校層級等多層次資料，僅以個人層次為分析單位來探討變項間的關連。但校園投入理論模式強調的是在學校環境中的經驗會影響學生的發展，不同的校園環境可能會形塑出不同的環境氣氛，學生所感受到的校園投入程度也有所不同，所以學生在各變項的表現將會受到學校（群體層次）的影響，惟本研究未將階層脈絡因素納入估計，為本研究的限制之一。建議未來研究採用多層次分析方法，將個體層次與群體層次的脈絡因素對憂鬱情緒的影響同時納入研究架構中，以獲得更為精確的研究結果。（四）採用各個不同時代大學生樣本進行研究本研究所使用的資料為該資料庫所釋出中的最新資料，但畢竟已是2005 年的資料，部份新興議題，如社群網路的使用對大學生人際關係的影響等，未能納入此研究中，建議後續研究者可在該資料庫釋出更新資料後，做持續的分析與追踪，以瞭解不同世代大學生憂鬱情緒影響之因素結構的後續發展。

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