早戀的國中女性憂鬱的社會機制 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學社會學研究所碩士學位論文. 政治大早戀的國中女性憂鬱的社會機制立. ‧ 國. 學. The social mechanisms of depression among junior high school. ‧. girls with romantic involvement. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. 指導教授：鄭力軒. v. 博士. 研究生：陳艾欣. 中華民國 105 年 7 月.

(2) 謝辭我得以寫出這篇論文都要歸功於專家學者們所提供的建議和同學的啟發。我必須在此說明，雖然有不少專家學者提供我意見，但如果碩論有任何錯誤，無論是理論或方法方面的，完全都是我的責任。首先，我要感謝我的口試委員范綱華教授和翁志遠教授。范教授整理了一張有關理論和方法的修改筆記給我，方便我在審查和口試後進行修改。范教授也指出我碩論中的細節錯誤。另外，范教授認為我碩論的優點是以理論觀點引導研究架構，這對於剛學會以社會機制來引導研究的我是個鼓勵。審查時，我跟翁教授學會以控制的方式來突顯改變的貫時性研究方法。口試後，我和翁教授通信討論碩論的修改，我欣賞翁教授能夠以我所提供的資訊非常有邏輯地思考和猜測我所面對的問題之能力。透過翁教授，我也認. 政治大此外，我要感謝我的論文指導教授—鄭力軒教授。鄭教授是個讓我明白何謂社會機立. 識了中間作用的檢定—Sobel-Goodman mediation test 和 Bootstrapped test of mediation。. ‧ 國. 學. 制，也是個提供我不少修改建議的教授。在撰寫碩論之前，鄭教授為我開了《Handbook of Sociology of Mental Health》的書目，建議我閱讀手冊中與壓力過程相關的文章。每一或兩週我都會與鄭教授預約時間，到他研究室向他報告文章內容，鄭教授也會跟我分享他對文. ‧. 章的看法，也試著指出文章中的社會機制。有一天，我們在他研究室討論手冊中文章，那. sit. y. Nat. 一天當我解釋出變項之間關係的社會機制時，鄭教授回說：「這就是社會機制」。從那一天起，我終於明白什麼是社會機制，也開始以社會機制思考碩論研究架構。此外，鄭教授. io. er. 經常向我指出我碩論所面對的問題。曾有幾次，我因為自恃過高，當鄭教授指出我碩論的. n. al. i n C hengchi U 花了半年的來來回回的修改，碩論才有今天的小成果。. v. 問題時，我不覺得是個問題。不過，鄭教授還是很有耐心地跟我解釋，並且希望我修正。. 接著，我要感謝林孟瑢同學，林同學在論文主題方面給了我啟發。原本我想要探究青少年青春發育時機相關的議題，然而因為資料限制，我始終做不出任何結果。剛好在那時候，林同學與我分享她在另一堂課的期末報告題目—青少年談戀愛和憂鬱情緒的反事實分析。加上，我也曾導讀過 Joyner and Udry (2000) 探究青少年談戀愛和憂鬱之間的關係的文章。在這樣的因緣之下，我開始思考青少年談戀愛和憂鬱之間關係的中間機制。林同學除了在論文主題方面給了我啟發之外，我也從林同學的碩論學會撰寫邏輯清晰的文章。若有同學想要學習這方面的技能，我強力推薦同學去參考林同學的碩論。學習方式是，首先，把她文章中的連接詞圈起來，接著看連接詞和連接詞之間的關係、句和句之間的關係、段. i.

(3) 落和段落之間的關係、標點符號的應用。做了這些功課後，我覺得同學應該會對撰寫邏輯清楚的文章至少有概念，甚至突然開竅變得會寫邏輯清楚的文章了。我也要感謝雨生教授，我跟謝教授學會時序關係的思維和批判性思考。由於我有參加 2015 年的台灣社會學量化研究工作坊，而謝教授是當時工作坊的其中一位講師，因此下課後我有機會與謝教授討論自己的碩論。雖然只是短短幾分鐘的討論，謝教授教會我以時序關係思考變項之間的關係，若沒有他的這些建議，我的論文很有可能只是個橫斷面分析。除了和謝教授學習時序關係的思維之外，閱讀謝教授和同事一起撰寫的期刊論文，以及參考謝教授為工作坊學員整理的投影片和文章後，我學會以批判性思考回顧期刊論文。我覺得批判前人的論文之能力在撰寫論文的「文獻回顧」時是個非常重要的能力。. 政治大於台灣社會學年會報告我處理得不怎樣的論文。我覺得重點在於，撰寫年會論文期間，我立最後，我想要感謝錄取我摘要的匿名審查人，讓還是初學者的我有機會在 2014 年. 可以繼續練習在大學時就開始培育的統計操作技能。統計操作技能是練習得越多，就會越. ‧ 國. 學. 熟練的技能。在大學時期就開始培育的數據處理經驗，和年會小論文的數據處理的練習，幫我打下處理碩論數據的基礎。. ‧. 願大學生、研究生、教授、研究人員、所有在撰寫報告和論文的人，在撰寫報告或. Nat. n. al. er. io. sit. y. 論文期間，能夠在知識生產的能力和自我了解方面皆有所成長，並對學界和社會有所貢獻。. 陳艾欣. Ch. engchi. ii. i n U. v. 西元二○一六年七月二十四日星期日.

(4) 摘要本研究主要探究青少女談戀愛和憂鬱之間關係的社會機制。筆者以補償理論觀點和角色重組理論觀點分別解釋談戀愛前/後的親子關係，以困惑的自我形象解釋談戀愛後的自尊。研究採用前三波的「台灣青少年成長歷程」追蹤性調查資料的國一女性為實際分析樣本，剔除遺漏值後，實際分析樣本剩下 979 筆。為了驗證本文的假設，本研究以最小平方迴歸分析（Ordinary Least Square, OLS）和邏輯斯迴歸分析（Logistic Regression Analysis）建立路徑分析，也以多種方式檢驗中間作用。本研究發現：1.在控制社會人口變項、第一波憂鬱症狀等變項之下，在第二波談戀愛的. 治政第一波親子衝突之下，第三波親子衝突解釋了第二波談戀愛和第三波憂鬱之間關係大立的 14% （p<1.0，Biased-corrected 90% CI：.0002 到.0406）；3. 在控制社會人口變. 青少年女性在第三波的憂鬱症狀較多；2.在控制社會人口變項、第一波憂鬱症狀、. ‧ 國. 學. 項、第一波憂鬱症狀、第一波知覺家庭支持之下，第二波知覺家庭支持解釋了第二波談戀愛和第三波憂鬱症狀之間關係的 8%（p<.05，Biased-corrected 95% CI：.0010. ‧. 到.0240）；4. 在控制社會人口變項和第一波自尊之下，青少年女性在第二波談戀. sit. y. Nat. 愛無法預測第三波的自尊，然而第三波自尊能夠預測第三波的憂鬱症狀。. io. n. al. er. 關鍵字：談戀愛、憂鬱症狀、親子衝突、知覺家庭支持、自尊. Ch. engchi. iii. i n U. v.

(5) Abstract This study explored the social mechanisms of depression among junior high school girls with romantic involvement. In order to understand the mediating mechanisms between romantic involvement and depression among adolescent girls, I applied both the perspectives of role restructuring and a compensation model to interpret the relationships between adolescent romantic involvement and parental relationships. In addition, I also applied the perspective of disturbance of the self-image to interpret the relationship between adolescent romantic involvement and self-esteem. I used the first three waves of longitudinal data from the Taiwan Youth Project. To test the hypotheses, I adopted OLS regression models and logistic regression models to build path analyses, and I also applied multiple approaches to test the mediation effects. The analytic sample included 979 adolescent girls in the seventh grade who were interviewed in the first three waves.. 政治大. The results showed that, when demographic variables, depression symptoms in Wave 1, and other factors were controlled for, romantic involvement among adolescent girls in Wave 2 was associated with more depression symptoms in Wave 3. Results from both the Sobel test and the bootstrapping method indicated that, when demographic variables, depression symptoms, and parent-adolescent conflict in Wave 1 were controlled for, the effect of romantic involvement among adolescent girls in Wave 2 on depression symptoms in Wave 3 through parent-adolescent conflict in Wave 3 was significant (Indirect effect =.14, Biased-corrected 90% CI [.0002, .0406]). Also, when demographic variables, depression symptoms, and perceived family support in Wave 1 were controlled for, the effect of romantic involvement among adolescent girls in Wave 2 on depression symptoms in Wave 3 through perceived family support in Wave 2 was significant (Indirect effect =.08, Biased-corrected 95% CI [.0010, .0240]). When demographic variables and self-esteem in Wave 1 were controlled for, romantic involvement among adolescent girls in Wave 2 did not predict self-esteem in Wave 3, but self-esteem in Wave 3 was associated with depression symptoms in Wave 3.. 立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. Keywords romantic involvement, depression symptoms, parent-adolescent conflict, perceived family support, self-esteem. iv.

(6) 目錄圖目錄. vi. 表目錄. vii. 第一章. 研究動機 .......................................................................................................... 1. 第二章. 文獻探討 .......................................................................................................... 4. （一）點解釋. 青少年女性談戀愛、親子關係和憂鬱症狀：以角色重組和補償模型觀 ....................................................................................................................... 4. （二）. 青少年女性談戀愛、自尊和憂鬱症狀：以困惑的自我形象觀點解釋... 8. （三）. 研究假設....................................................................................................... 9. （一）（二）. 第四章（一）. 政治大變項測量..................................................................................................... 13 立資料來源..................................................................................................... 12. 分析方法..................................................................................................... 16. 學. （三）. 研究方法 ........................................................................................................ 12. ‧ 國. 第三章. 研究結果 ........................................................................................................ 19 研究樣本基本特性..................................................................................... 19. ‧. （二）青少年女性談戀愛和憂鬱症狀：親子衝突和自尊的間接機制 ................... 22 結論與討論 .................................................................................................... 29. y. sit. io. n. al. er. 參考書目 37. Nat. 第五章. Ch. engchi. v. i n U. v.

(7) 圖目錄圖一.壓力過程模型的路徑分析：早戀、知覺家庭支持、親子衝突、自尊對憂鬱症狀的影響（國中女性）................................................................................................... 26 圖二. 壓力過程模型的路徑分析：早戀對自尊的影響（國中女性）........................ 27 圖三.壓力過程模型的路徑分析：知覺家庭支持對早戀的影響（國中女性）......... 27. 政治大. 圖四.壓力過程模型的路徑分析：談戀愛對親子衝突的影響（國中女性）............. 28. 立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. vi. i n U. v.

(8) 表目錄表一.無加權描述統計：台灣青少年計畫國一女性樣本，2000-2003 年 .................. 21 表二.OLS 迴歸分別預測憂鬱症狀和自尊：台灣青少年計畫國一女性樣本，20002003 年 .............................................................................................................................. 24 表三.邏輯斯迴歸分別預測談戀愛和親子衝突：台灣青少年計畫國一女性樣本， 2000-2003 年 .................................................................................................................... 25 附錄一：無加權描述統計：台灣青少年計畫國一男性樣本，2000-2003 年 ............ 33. 政治大附錄二：基本變項零階相關分析：台灣青少年計畫國一女性樣本（N=979），立 2000-2003 年 .................................................................................................................... 34. ‧ 國. 學. ‧. 附錄三：基本變項零階相關分析：台灣青少年計畫國一男性樣本（N=980）， 2000-2003 年 .................................................................................................................... 35. n. al. er. io. sit. y. Nat. 附錄四：無加權描述統計：所有觀察值和完全除法女性樣本................................... 36. Ch. engchi. vii. i n U. v.

(9) 第一章. 研究動機. 根據世界衛生組織的報告，在 2012 年，重鬱症是青少年所罹患的大多數疾病中，失能調整生命年(Disability-adjusted life year, DALY)排名前五名的負擔疾病(WHO 2014)；換言之，重鬱症是青少年在 2012 年失能和未達預期壽命就死亡的五大高負擔疾病之一。另外，青少年期是女性罹患重鬱症的重要時期(Rohde et al. 2009)。在台灣，10 歲到 18 歲的青少年重鬱症點盛行率約為 8.66%，而女性的點盛行率（12.79%）比男性（4.86%）高出 2.5 倍左右(陳為堅 2005)。對女性而言，青少年期的憂鬱情緒將帶來長期和短期的影響：. 政治大. 憂鬱與女性一年後的自殺意念有關(Mazza and Reynolds 1998)；此外，女性. 立. 在青少年時期的憂鬱與早婚、婚姻滿意度有關(Gotlib, Lewinsohn and Seeley. ‧ 國. 學. 1998)。不少個人、社會和行為因素是女性在青少年期憂鬱症狀的風險因子，而本研究把焦點聚焦在早戀作為一種社會因素，它可能也與女性在青少年期. ‧. 的憂鬱症狀有關。. 青少年談戀愛與家庭結構、心理健康、親子衝突和知覺家庭支持密不. y. Nat. sit. 可分，早已成為家庭社會學、健康社會學、青少年研究相關研究領域的研究. er. io. 重點之一。過去有關青少年談戀愛的社會科學的研究可歸納為以下若干重點：. al. n. iv n C h eJoyner (Chen et al. 2009, Davila 2008, i U2000)；其二是青少年談戀愛和 n gand c hUdry 其一是青少年談戀愛和心理健康的關係，亦即談戀愛如何影響青少年憂鬱. 特殊生命事件，比如約會暴力(Exner-Cortens, Eckenrode and Rothman 2013)、性行為(Davila et al. 2009)、分手(Chen et al. 2009)、自殺(Kazan, Calear and Batterham 2016)等；其三是青少年談戀愛（初級壓力源）和二級壓力源，比如，親子衝突(Dowdy and Kliewer 1998)、同儕關係(Aneshensel and Gore 1991)、非本真性（Inauthenticity）(Soller 2014, Soller 2015)等；其四是青少年談戀愛和社會心理資源，比如，自尊(Simmons et al. 1979)、知覺家庭支持 (Valle and Tillman 2014)；其五是青少年談戀愛和家庭結構(Cavanagh, Crissey and Raley 2008, Ivanova, Mills and Veenstra 2011, Valle and Tillman 2014)；其. 1.

(10) 六是青少年談戀愛和犯罪(McCarthy and Casey 2008)。本研究即在於探究談戀愛和心理健康、談戀愛（初級壓力源）和二級壓力源、談戀愛和社會心理資源之領域。不少解釋早戀和心理健康之間關係的研究把焦點著重在特殊生命事件(Soller 2014)，如分手、約會暴力、性行為等。實際上，和早戀有關的壓力源、社會心理資源也能夠帶來憂鬱，為了更全面地瞭解談戀愛和憂鬱之間的關係，筆者把焦點放在相對較少被探究的壓力源和社會心理資源之領域，舉例談戀愛後的親子衝突、自尊。不論在國內外，青少年期是青少年談戀愛的重要時期(Soller 2014, 臺北市政府衛生局 2013)。然而，在台灣，除了官方的統計調查之外(臺北市政. 政治大. 府衛生局 2013)，很少有研究探究青少年談戀愛的議題，使得我們對台灣青. 立. 少年在談戀愛後的心理健康、談戀愛後所面對的壓力源、談戀愛前後的社會. ‧ 國. 學. 心理資源等問題了解甚少，也難以與相關理論對話。. 國外研究指出，相對沒有在談戀愛的青少年，談戀愛的青少年身心發. ‧. 展較差，其中包括：早戀提高青少年憂鬱症狀(Davila 2008, Joyner and Udry 2000)、早戀與女性自尊低落的社會心理資源有直接的關係(Simmons et al.. y. Nat. sit. 1979)、早戀提高親子衝突的壓力源(Dowdy and Kliewer 1998, Joyner and Udry. er. io. 2000)，而以上關聯在年幼的女性尤其明顯。另外，知覺家庭支持的缺乏與. al. n. iv n C 以具有北京中學（7 年級到h12 年級）代表性的橫斷面資料，以 10,509 位中 engchi U. 後來的談戀愛有關(Valle and Tillman 2014)。亞洲社會方面，Chen et al. (2009). 學生為實際分析樣本，也發現類似上述的研究結果：相對男性，對女性而言，談戀愛和憂鬱的關聯較緊密(Chen et al. 2009)。因此，筆者認為，早戀對青少年女性身心健康的影響，談戀愛後所帶來的親子衝突壓力源、早戀和知覺家庭支持的社會支持之間的關聯、早戀和自尊的心理資源之間關係之研究是值得在台灣繼續被探究的議題。基於以上考量青少年女性談戀愛和壓力源（舉例，親子衝突）、青少年女性談戀愛和社會心理資源（舉例，自尊等）較少被探究，以及青少年談戀愛的相關研究在台灣相當缺乏，本研究將採用追蹤性調查資料探究以下研究問題： 2.

(11) 研究問題一：青少年女性談戀愛與憂鬱症狀有何關係？研究問題二：以上關係是否與親子衝突、知覺家庭支持和自尊有關？本文之行文安排如下：首先，筆者將回顧青少年談戀愛和心理健康、壓力源（親子衝突）、社會心理資源（自尊）的文獻。以過去研究為基礎，筆者將提出若干研究假設。接著，筆者將以追蹤性調查資料中的台灣青少年女性為實際分析樣本，採用迴歸分析建立路徑分析等方式檢驗研究假設。最後，筆者將檢討研究結果，也提出若干未來研究。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 3. i n U. v.

(12) 第二章. 文獻探討. （一）青少年女性談戀愛、親子關係和憂鬱症狀：以角色重組和補償模型觀點解釋過去研究常以特殊生命事件解釋早戀與憂鬱之間的關係：約會暴力（ Dating violence）提高青少年罹患憂鬱；另外，排擠（Rejection）和分手（Break-ups）也是情緒問題的負擔之一(Chen et al. 2009)；早戀也與性行為有關 (Soller 2014)，進而帶來憂鬱。雖然特殊生命事件有助於研究者了解早戀青少年的憂鬱，然而其他較為一般（Commonplace）的壓力源和社會心理資源的耗費也能夠達到此目的。首先，生命事件之所以會帶來壓力（Distressing），有很大部分是由於該生命事件，即初. 治政大主張，生命事件的初級壓力 (Aneshensel and Gore 1991)，因此憂鬱。另外，Pearlin 立源可能會在其他領域引起二級壓力源（Secondary stressor），此過程稱為壓力增生級壓力源（ Primary stressor ）造成個人無法順暢地履行其原本的社會角色. ‧ 國. 學. （Stress proliferation）(Pearlin 1999)，舉例，青少女談戀愛後，親子衝突的二級壓力源明顯增加，因此憂鬱。生命事件的初級壓力源除了直接帶來憂鬱和二級壓力源. ‧. 之外，生命事件也能夠降低社會心理資源，進而提高憂鬱(Ensel and Lin 1991)。換. y. Nat. 言之，研究者必須試著了解青少年談戀愛的初級壓力源如何直接帶來憂鬱，如何直. io. sit. 接帶來角色方面的二級壓力源，和如何直接帶來社會心理資源降低之問題，才能夠. n. al. er. 更全面地瞭解青少年談戀愛後的憂鬱。. i n U. v. 過去研究以角色重組（Role restructuring）觀點解釋青少年談戀愛的初級壓力源、. Ch. engchi. 親子衝突的二級壓力源和憂鬱之間關聯的社會機制(Aneshensel and Gore 1991)。首先，角色重組觀點認為，當青少年獲得新角色，比如，開始談戀愛、開始工作的發展轉變的時候，他們除了需要扮演新角色之外，青少年仍需要持續履行舊角色的義務和期待；然而，如上一段 Pearlin (1999)所主張的，談戀愛帶給青少年無法順暢地履行其原本社會角色的問題；為了能夠達成新角色和舊角色的義務和期待，青少年需要經歷一段與舊有的關係調整他們之間關係的義務、期待和規範的過程；此發展轉變對談戀愛的青少年而言是初級壓力源，因此筆者認為談戀愛可能會與憂鬱有直接（Direct）的正向關聯。. 4.

(13) 接著，在經歷角色重組的過程中，談戀愛的青少年可能會在舊有的關係中引發人際間的衝突－二級壓力源，間接（Indirect）地帶來憂鬱情緒。舉例，當青少年開始談戀愛時，父母會開始覺得小孩在家裡的時間明顯變少，這時小孩在家裡的時間和父母所期待的小孩在家時間有落差，而這些改變或期望的落差會引起親子間衝突的難題；青少年會因此而感到比較憂鬱。Aneshensel and Gore (1991)提到，角色重組帶來的二級壓力源可能能夠在青少年發展轉變和身心健康之間扮演間接作用的角色。然而，Aneshensel and Gore (1991)並沒有以實證研究佐證其觀點。 Dowdy and Kliewer (1998) 以 495 位（正在談戀愛的青少年有 325 位）10 年級和. 治政發現相對沒有在談戀愛的青少年，正在談戀愛的青少年親子衝突較多。雖然我們可大立以從以上研究了解談戀愛和親子衝突之間關係的趨勢，然而，我們無法從以上研究. 12 年級的青少年為分析樣本，採用橫斷面資料分析青少年談戀愛後的親子衝突，. ‧ 國. 學. 結果釐清以下問題：原本親子關係較差的青少年傾向於去談戀愛？還是在談過戀愛後，由於在舊有關係中發生角色重組，才較常發生親子衝突？. ‧. 另外，Joyner and Udry (2000) 以在 1994-1995 年期間所蒐集的，具有全美國高級. Nat. sit. y. 中學（High schools）代表性的 Add Health 追蹤資料，以 8,181 位青少年為實際分. io. er. 析樣本，發現親子衝突能夠解釋談戀愛和憂鬱症狀之間的關係，而以上關聯在年紀較輕的青少年女性尤其明顯。雖然 Joyner and Udry (2000)以追蹤性資料使所獲得的. n. al. Ch. i n U. v. 研究結果有條件去克服 Dowdy and Kliewer (1998)研究中，所面對的橫斷面資料所. engchi. 帶來的研究結果的限制－無法清楚地區分早戀和親子衝突之間的時間順序，然而 Joyner and Udry (2000)在建構談戀愛、親子關係、憂鬱之間關係的模型時所使用的變項劃分方式，造成其研究結果也面臨無法清楚地區分概念的時間前後順序之難題：學者將浪漫愛關係區分成四類，即「無談戀愛的經驗（參考組）」、「僅在第一次訪談前談戀愛」、「在兩次訪談之間第一次談戀愛」和「持續談戀愛」；親子關係方面，學者則把變項區分成兩類，也就是「在第一次訪談時與母親的知覺關係」、「在第二次時與母親的知覺關係」。研究結果顯示，「在第一次訪談時與母親的知覺關係」能夠解釋「在兩次訪談之間第一次談戀愛」和「憂鬱」之間的關係。筆者認為此研究結果仍然面對無法清楚地區分談戀愛、知覺親子關係的前後時序關係的 5.

(14) 原因是，研究對象有可能在第一次訪談時開始談戀愛，或者在第二次訪談時開始談戀愛。除了變項劃分的問題之外，Joyner and Udry (2000)並未在其文章中以理論觀點解釋談戀愛、親子關係和憂鬱之間關係的社會機制的形成。根據補償模型，若青少年在情緒方面無法得到家人的充裕支持，他們則會尋求朋友的支持(Helsen, Vollebergh and Meeus 2000)。再者，Pearlin et al. (1981)提到社會網絡和社會支持並非共同存在的：若個體擁有家庭，朋友和不同圈子的同事，個體未必能夠從以上網絡得到社會支持。換言之，個體可以動用網絡中的若干社會支持，不只是取決於互動的次數和關係的廣泛性，更重要的是，互動關係（強/弱連帶）. 治政類：連帶最弱的社會關係為參加社會組織（Belongingness），接著是與社會網絡中大立的他人有連結（Bonding），而連帶最強的是，與他人建立親密關係（Binding）。. (Pearlin et al. 1981)。Lin, Ye and Ensel (1999)依關係連帶的強弱把社會關係區分成三. ‧ 國. 學. 因此，鑲嵌在網絡中是使用社會支持的第一步，最後一步則與關係連帶的強弱有關 (Pearlin et al. 1981)。基於以上的推論，筆者認為，知覺家庭支持較不充裕的孩子，. ‧. 可能更傾向於和他人有親密關係，比如：選擇談戀愛，以尋求對方的支持，彌補從. sit. y. Nat. 家庭中無法得到的支持。. io. er. 此外，探究青少年早戀和家庭結構之間關係的研究發現，相對生活在完整家庭的青少年，生活在非完整家庭的青少年傾向於提早談戀愛(Cavanagh, Crissey and. n. al. Ch. i n U. v. Raley 2008, Ivanova, Mills and Veenstra 2011)。學者推論，家庭結構和青少年談戀愛. engchi. 之間的連結可能透過欠缺家庭支持的社會機制形成：生活在非完整家庭的青少年，由於家庭支持相對較缺乏，青少年比較會從朋友、伴侶身上尋求情感依賴來彌補家庭所無法給予的支持(Cavanagh, Crissey and Raley 2008)。雖然是探究早戀和家庭結構的研究，但是從以上研究可知，知覺家庭支持的缺乏可能與青少年早戀有關。另外，Valle and Tillman (2014) 以在 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，以 8,629 位異性戀青少年為研究對象，發現非傳統家庭（繼父／母、單親家庭、非父母家庭－祖父母、親戚）和青少年談戀愛（Time2）之間的關聯具有「家庭社會支持（Family social support）」（Time1）的中間作用（Mediate），換言之，青少年在第二個時間點談戀愛與他們 6.

(15) 在第一個時間點的家庭社會支持有直接的負向關聯。和前一段所述的社會機制相似， Valle and Tillman(2014)認為生活在非傳統家庭的青少年會從家庭成員之外的親密對象（男朋友／女朋友）身上獲得社會支持的資源。雖然 Valle and Tillman (2014)依照時序關係安排變項—第一波的家庭社會支持和第二波的青少年談戀愛—，然而 Valle 等人卻沒有控制可能會影響第二波談戀愛的第二波的家庭支持，這樣的分析策略無法突顯由於在第一波缺乏知覺家庭支持，因此青少年選擇在第二波談戀愛的改變或影響。換言之，在不控制第二波家庭支持之下，Valle and Tillman (2014)研究僅能夠呈現第一、二波變項之間的相關，而不是第一波變項改變第二波變項。. 治政北市政府衛生局在 102 年針對台北市 206 所學校（113 大所國小、51 所國中和 42 所高立中職）的 59,370 名 10 歲到 18 歲的青少年進行調查，發現將近一半的學生有談戀愛在台灣，除了官方的統計調查之外，目前相當缺乏青少年早戀的實證研究。臺. ‧ 國. 學. 的經驗；其中 32%的青少年之前有過戀愛的經驗，17.2％的青少年目前有交往對象。這些有談戀愛經驗的青少年中，有 43.5%的學生，其父母不知情他們有談戀愛的經. ‧. 驗。女性較傾向不讓父母知道自己的戀愛關係。此外，在談戀愛若有遭遇困擾時，. y. Nat. 只有不到五分之一的青少年會向父母或師長求助。官方資料顯示：「親子間是否具. io. sit. 有信任及穩定的親密關係」和「子女向父母分享與求助和戀愛有關的困擾之意願」. n. al. er. 有關(臺北市政府衛生局 2013)。從這些資料能夠看到一種可能的趨勢，即：談戀愛. i n U. v. 的青少年，尤其是女性，其知覺家庭支持可能較差，因此，她們才會在談戀愛遇到. Ch. 困擾時不願向父母求助或分享。. engchi. 總的來說，筆者認為過去研究僅從角色重組的觀點詮釋青少年談戀愛後的親子關係（親子衝突）可能是不足的，我們還需要考量到青少年談戀愛前的親子關係：青少年是否因為缺乏知覺家庭支持而選擇早戀，因此知覺家庭支持的缺乏才是青少年憂鬱的根本原因。基於以上原因，本研究將結合角色重組和補償理論的觀點，以追蹤性資料探討台灣青少年女性在早戀、親子關係（親子衝突和知覺家庭支持）和憂鬱情緒之間的關係。. 7.

(16) （二）青少年女性談戀愛、自尊和憂鬱症狀：以困惑的自我形象觀點解釋在行為科學最被認可的理論概念是青少年期是青少年對自我形象（self-image）感到困擾1 的時期的理論觀點。Hall 指出青少年時期是一段「風雨與困擾」（Storm and stress）的時期，青少年在這時期經歷兒童時期從未發生的難題；Erickson 把青少年時期視為「認同危機」（Identity-crisis）的時期，兒童在這段時期建立穩定的自我（sense of self）；在此同時，生理上的改變，性慾的增加皆挑戰著青少年對於自己的看法。這些理論和觀點認為，青少年無論在身體形象或自我形象都發生改變 (Simmons, Rosenberg and Rosenberg 1973)。有關困惑的自我形象的測量方面，本文採納 Gardner Murphy 有關自我的觀點，. 政治大. 學者把自我（Self）看作「個體所知道的自己（ The individual as known to the. 立. individual）」。因此，自我形象可以被看作是對象的態度，而態度具有不同的面. ‧ 國. 學. 向。自我形象的測量包含四個不同的面向：自我意識（Self-consciousness）2、自我的穩定性（Stability of the self）3、自尊（Self-esteem）和知覺自我（Perceived self）。自尊是四個面向中最常被採用的向度。困惑的自我形象者有較低的自尊，即他. ‧. 4. 們對於自己有較為負向的自我評價(Simmons, Rosenberg and Rosenberg 1973)。. sit. y. Nat. 過去研究以困惑的自我形象解釋青少年早戀、自尊（社會心理資源）和憂鬱症. io. n. al. er. 狀之間的關係。模糊不清的社會期待被認為是使青少年產生相應的不明確的自我概. i n U. v. 念之原因：對大部分正在談戀愛的青少年來說，談戀愛是新的、陌生的、重要的社. Ch. engchi. 會行為，早戀的青少年因為缺乏談戀愛的經驗，周遭的大多數同儕也尚未開始談戀. 1. 青少年期的自我形象與兒童期的自我形象是有差異的，而這種改變會讓青少年感到不快樂 (Simmons, Rosenberg and Rosenberg 1973)，因此稱為困惑。 2 自我意識是個人把自我視為重要的程度之概念。米德（Mead）主張，一般人在與他人互動時，會顧及他人對自己和其行為的反應。然而，每個人把自我視為被他人關注的對象在程度上是有差別的。有些人是比較任務導向（Task-oriented），他們盡力地參與工作，卻很少關心他人如何看待自己 (Simmons, Rosenberg and Rosenberg 1973)。在研究中，Simmons et al. (1973) 以「如果老師邀請你站在教室前與同學們分享暑假活動，你會很緊張嗎？還是有點緊張？一點都不緊張？」測量自我意識。自我意識越高者，在此情況則會越緊張。 3 研究中，Simmons et al. (1973) 以「某些時候，我喜歡自己，某些時候，我不喜歡自己。你會感受到這種改變嗎？」測量自我的穩定性。 4 Simmons et al. (1973) 以詢問青少年有關親人、老師、同性別的同儕、異性同儕對於自己的看法測量知覺自我。米德（Mead）和庫裡（Cooley）的古典理論強調，他人對於自己的看法如何影響自我概念的重要性(Simmons, Rosenberg and Rosenberg 1973)。. 8.

(17) 愛，因此他們不確定自己在戀愛關係中的所作所為是否符合社會期望，困惑的自我形象可能在此狀況下產生(Aneshensel and Gore 1991, Simmons et al. 1979)；加上，在台灣，社會是否接受青少年在青少年期談戀愛是具有爭議性的議題，因此早戀者會面對不知道自己的所作所為是否可被家人、學校老師所接受的人生難題。另外，筆者認為，在經歷角色重組的過渡期間，早戀的青少年已經難以達成父母所賦予的期望，由於這些期望對於談戀愛前的青少女是很輕易就可以達成的。這時早戀的子女會與父母經歷角色重組的過渡期。在角色重組的過渡期間，談戀愛的子女可能面臨以下難題：他們可能會覺得不扮演好父母認為「對」的子女之角色似. 治政母期望已經是個不穩定、不明確、模糊的期望。這種不明確的父母期望會使子女產大立生困惑的自我形象。另外，在角色重組期間，因為無法達成父母期望，有些父母可乎是不應該的；若選擇好好地扮演子女的角色，似乎也不那麼容易達成。這時，父. ‧ 國. 學. 能會把談戀愛的孩子標籤為問題青少年。. 以上情況會使早戀的青少年有困惑的自我形象，自我評價較差，因此較為憂鬱. ‧. (Sowislo and Orth 2013)。Simmons et al. (1979)從 1974 年開始到 1976 年期間，追蹤. Nat. sit. y. 798 位來自密爾瓦基（Milwaukee）城市不同學校的六年級學生，也追蹤這些學生. io. er. 在七年級的情形，研究發現，對白人女性而言，談戀愛與後來較低的自尊有關。雖然從以上研究可知早戀和自尊之間關係的趨勢，然而以上研究並非以具有美國青少. n. al. Ch. i n U. v. 年代表性的樣本檢視變項之間的關係，因此所得到的研究結果的推論性不僅無法推. engchi. 論到美國白人青少年女性，更無法推論到台灣青少年女性。綜合上述，本研究也使用困惑的自我形象的角度，以過去的研究為基礎採用追蹤性資料，探討台灣青少年女性在早戀、自尊和憂鬱之間的關係。. （三）研究假設本研究結合角色重組、補償模型和困惑的自我形象的詮釋觀點探究早戀的青少年女性憂鬱的社會機制。補償模型觀點在本研究所扮演的角色是彌補角色重組觀點在時序方面所無法解釋的限制。. 9.

(18) 根據角色重組，青少年女性談戀愛後，由於舊有角色和新角色之間再義務、期望和規範的相互衝突，與舊有關係之間的規範和期望因為無法順暢地被達成，因此談戀愛的一級壓力源（Primary stressor）可能會直接帶給青少年女性憂鬱的心理問題。因此，. 假設 1 為，相對沒有在談戀愛的青少年女性，談戀愛的青少年女性憂鬱症狀較多。接著，在角色重組的過渡期中，舊有角色和新角色之間在義務、期望和規範方面的相互衝突性和模糊性皆能夠引起親子衝突的二級壓力源（Secondary. 政治大. stressor）進而帶來憂鬱。另外，有經驗研究提出，相對男性，女性在談戀愛後，. 立. 親子衝突較為劇烈。因此，. ‧ 國. 學. 假設 2a 為，相對沒有談戀愛的青少年女性，談戀愛的青少年女性較有可能常發生親子衝突；較可能常發生親子衝突的青少年女性，其憂鬱症狀也較多。. ‧. 雖然角色重組觀點認為，青少年談戀愛後較有可能與父母發生親子衝突的二. y. Nat. 級壓力源，然而根據補償模型觀點的推論，親子關係原本就較差的青少年也可. er. io. sit. 能傾向於選擇戀愛關係中。因此，. 假設 2b 為，相對沒有談戀愛的青少年女性，談戀愛的青少年女性有較低的. n. al. Ch. i n U. v. 知覺家庭支持；知覺家庭支持越低的青少年女性，其憂鬱症狀也越多。. engchi. 本研究也以困惑的自我形象探究早戀青少年憂鬱的現象。模糊不清的社會期望使青少年產生相應的、不明確的自我概念。首先，對早戀的青少年而言，談戀愛是新的、陌生的、重要的社會行為，青少年不確定自己在戀愛關係中的所作所為是否符合社會期望的不確定感，可能會使早戀青少年產生困惑的自我形象之問題。研究也指出，女性比男性更重視他人如何評價自己，表示女性可能比男性更傾向於發生困惑的自我形象。此外，青少年在談戀愛前能夠很輕易就達成的父母期望和規範，當他們開始談戀愛後，這些原本很輕易就能夠達成的父母期望和規範開始變得不那麼容易 10.

(19) 被達成。這時早戀的子女會與父母經歷角色重組的過渡期。在角色重組的過渡期間，談戀愛的子女可能面臨以下難題：他們可能會覺得不扮演好父母認為「對」的子女之角色似乎是不應該的；若選擇好好地扮演子女的角色，似乎也不那麼容易達成。這時，父母期望和規範已經是個不穩定、不明確、模糊的期望或規範。這種不明確的父母期望會使子女產生相應的不明確的自我形象。甚至，有些父母會開始把談戀愛的青少女標籤成問題青少女。再者，在亞洲，父母親對於早戀的看法是非常具有爭議性的，談戀愛的青少女可能會面臨不知道自己的所作所為是否被師長接受。. 治政之問題。自我形象困惑者，其自我評價也較差，因此較為憂鬱。基於以上的推大立論，筆者所提出的. 在以上三種狀況下，筆者認為，青少年在談戀愛後可能會有困惑的自我形象 5. ‧ 國. 學. 假設 3 為，相對沒有談戀愛的青少年女性，談戀愛的青少年女性自尊較低；自尊越低，憂鬱症狀則越多。. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 5. i n U. v. 有關困惑的自我形象和自我評價之間的關係的論述，請參考第三節〈青少年女性談戀愛、自尊和憂鬱症狀：以困惑的自我形象觀點解釋〉. 11.

(20) 第三章. 研究方法. （一）資料來源本研究採用前三波的追蹤資料「台灣青少年成長歷程研究」（以下簡稱「台灣青少年計畫」，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長時的身心調適。計畫是由中央研究院社會學研究所伊慶春研究員主持。計畫以台北市、台北縣、宜蘭在 2000 年當時的國中一年級和國中三年級學生為研究母群體。在抽樣設計方面，計畫採「分層的多階層叢集抽樣」，以「縣、市」作為第一分層，以「鄉、鎮、市、區」發展的先後順序作為第二分層。分層後，計畫以叢集. 政治大為抽出單位，第二階段以「班級」作為最終抽出單位。最後共抽取 40 所學校，國立一 81 班，2,690 學生，國三 81 班，2,851 學生，所有樣本學生來自普通班級，無特（Cluster）抽樣為主，在第二分層內分二階段隨機抽樣，在第一階段以「學校」作. ‧ 國. 學. 殊班級（比如，暑例資優班等）。. ‧. 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. Nat. sit. y. 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. er. io. 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. al. iv n C 較高。Chen et al. (2009)則以在 2006-2007 年級到 h e n g年期間蒐集的，具有北京中學（7 chi U n. 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. 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 ）。. 12.

(21) 第一波追蹤資料有女性樣本 1,312 人，她們在 2000 年填寫問卷；第二波追蹤資料有女性樣本 1,304 人，她們在 2001 年填寫問卷；第三波追蹤資料有女性樣本 1,297 人，他們在 2002 年填寫問卷。在國中期間，國一樣本（j1）學生資料，以全班集體施測方式填寫，三年下來，女性樣本的完訪率為 98.9%。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，. 治政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，大立較有可能填寫問卷，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. ‧ 國. 學. 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. ‧. 間變項）、第一和第二波知覺家庭支持（中間變項）、四個社會人口變項（控制變. y. Nat. 項）。僅有若干變項有達統計上的差異：相對完整家庭的青少女，成長在非完整家. io. sit. 庭的青少女較沒有可能被納入實際分析樣本；另外，實際分析樣本中的第一和第三. n. al. er. 波自尊，其平均值有顯著偏高的趨勢。除了家庭月收入（p<.10）之外，實際分析. i n U. v. 樣本與被移除的樣本在其他社會人口變項是沒有差異的。. Ch. engchi. （二）變項測量 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. 13.

(22) 一個星期，你有沒有下列不舒服的情況？不舒服的程度如何？」。症狀包括：1. 頭痛、2. 頭暈、3. 孤獨、4. 鬱卒、5. 擔心過度、6. 肌肉酸痛、7. 失眠、8. 不易入睡、9. 好像有東西卡在喉嚨、10. 感覺身體某些部位虛弱、 11. 很想要去毆打、傷害別人、12. 一大早就醒了，想再睡又睡不著、13. 睡眠不安穩或一直醒過來、14. 常常和別人爭吵、15. 尖聲大叫或摔東西、 16. 不想活了。本研究所使用的憂鬱症狀測量題目來自第三波和第一波的學生問卷。為了突顯第三波憂鬱症狀的變化，筆者會同時考量和第三波憂鬱症狀有關聯的第一波憂鬱症狀。兩波的青少年憂鬱症狀為 5 點量表，答項由 1 至 5，1 代表「沒有」，5 代表「有，很嚴重」。分數越高，表. 政治大. 示憂鬱症狀程度越高。第三波憂鬱症狀題組的 Cronbach’s alpha 為 0.86。. 立. 自變項：本研究的自變項為談戀愛與否。有關談戀愛與否的測量，. ‧ 國. 學. 本研究採用的題目是「你目前有沒有正在交往中的男朋友或女朋友？」。筆者把「有」編為 1 分，「沒有」則編為 0 分。題目來自第二波的學生. ‧. 問卷。. 中間變項（Mediator）：本研究的中間變項為親子衝突、自尊和知覺. y. Nat. sit. 家庭支持。親子衝突方面，題目來自第三波和第一波的青少年問卷。為. er. io. 了突顯第二波談戀愛影響第三波發生親子衝突的可能性，筆者會同時考. al. n. iv n C 是「上國三以來，下列事情發生過嗎？」，問項為「我和父母越來越常 hengchi U. 量和第三波親子衝突有關聯的第一波親子衝突。第三波親子衝突的題目. 吵架」。第一波親子衝突的題目是「過去一年，下列事情發生過嗎？」，問項為「我和父母越來越常吵架」。筆者把「有」編為 1，「沒有」編為 0，「不適用」一項則刪除。自尊方面，題目來自第三波和第一波的青少年問卷。為了突顯在第二波談戀愛對第三波自尊的影響，筆者會同時考量和第三波自尊有關聯的第一波自尊。本研究所使用的量表是依據 Rosenberg(1965)的自尊量表修訂而成。本文的自尊由 6 個問項組成。題目為「以下有關你本人的描述，你同不同意？」，題項包括：1. 我沒有辦法解決自己的某些問題、2. 我沒有辦法控制發生在我身上的事、3. 我用積極樂觀的態度看待自己（正 14.

(23) 向題）、4. 我很滿意我自己（正向題）、5. 我有時候覺得自己很沒有用、 6. 有時候我會認為自己一無是處。題項的回答選項為：很同意（1 分）、同意（2 分）、不同意（3 分）和很不同意（4 分）。正向題在給分的反向處理後，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制變項的社會人口變項。. 政治大持。為了突顯第一波知覺家庭支持對第二波談戀愛的影響，筆者會同立中間變項：社會資源方面，題目來自第一波和第二波知覺家庭支. ‧ 國. 學. 時考量和第一波知覺家庭支持有關聯的第二波知覺家庭支持。第一波的知覺家庭支持題組由 9 題組成，然而本研究僅採納 9 題中的 6 題，. ‧. 換言之，筆者刪除第一、第二和第六題。本文保留 6 個題項的原因是，第二波僅有 6 題知覺家庭支持的題項，而此 6 個體項與第一波的知覺. y. Nat. sit. 家庭支持的 6 個題項是相同的。知覺家庭支持的題目為「下列關於你. er. io. 家中生活的情況，你認為符不符合？」，題項包括： 3. 作決定時，. al. iv n C 們家每個人都會參加、7. 我受到挫折時， h e n家人會接納彼此的朋友、8. gchi U n. 家人會彼此商量、4. 家人喜歡共度休閒時光、5. 當有家庭活動時，我. 總可以從我的家人那裡得到安慰、9. 當我需要幫忙或忠告時，我可以依賴我的家人，而以上 6 題皆屬於正向題。題目來自第一波的學生問卷。量表屬於 4 點量表，答項由 1 至 4，依次為 1.非常不符合 2.不太符合 3.還算符合 4.很符合。分數越高，表示知覺家庭支持越充裕。第一波知覺家庭支持題組的 Cronbach’s alpha 為 0.83。控制變項：社會人口變項方面，筆者把母親教育年數、父親教育年數、家庭月收入和非完整家庭納入控制變項。研究發現，母親教育年數與憂鬱有關(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 15.

(24) (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. 政治大. NT$19,999（NT$49,999- NT$30,000= NT$19999）；第三到第十二等. 立. 級（NT$50,000 到 NT$149,999），每等級增加了 NT$9,999；第十三. ‧ 國. 學. 等級為「NT$150,000 以上」。非完整家庭方面，筆者把「1.爸爸媽媽住在一起」的題項編為 0，即「完整家庭」。筆者把「2.爸爸已經去. ‧. 世」、「3.媽媽已經去世」、「4.爸爸媽媽已經離婚」、「5. 爸爸媽媽分局」、「6. 爸爸媽媽已離婚但仍同居」5 個題項編為 1，即「非. y. Nat. io. sit. 完整家庭」。「7.其他」（1.22%）一項則刪除。. er. （三）分析方法本文以最小平方迴歸分析（ Ordinary Least Square, OLS ）和邏輯斯迴歸分析. al. n. iv n C （Logistic Regression Analysis）建立路徑分析模型（Path h e n g c h i U 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。第一個方程式為第三波憂鬱症狀（Y1a）的內生變項與所有外生變項、第二波談戀愛、第三和第一波親子衝突、第三和第一波自尊之間關係的最小平方迴歸分析（見方程式 1），所檢視的變項包括：社會人口變項（X1 ）、第一波憂鬱症狀（Y1b）、第一（X2a）和第二波知覺家庭支持（X2b）、第二波的談戀愛（Y3）、第三（Y4a）和第一波的親子衝突（Y4b）和第三（Y2a）和第一波的自尊（Y2b）。此模型在控制第一波社會人口變項（X1）、第一波憂鬱症狀、第三波親子衝突等 16.

(25) 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）、. 政治大程式 2）。此模型在控制第一波社會人口變項（X ）、自尊（Y ）之下，檢視青立少年女性在第二波談戀愛（Y ）是否會影響她們在第三波自尊（Y ）中間變項的第一波的自尊（Y2b）、第二波談戀愛（Y3）之間關係的最小平方迴歸分析（見方 1. 2b. 3. Y2a= f(X1+X2b+Y3). (2). ‧. ‧ 國. 學. 變化。. 2a. 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. y. Nat. sit. 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. n. al. er. io. （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. i n U. v. （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。. Ch. engchi. 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). 17. (4).

(26) 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。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 7. i n U. v. 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）。. 18.

(27) 第四章. 研究結果. （一）研究樣本基本特性表一是本文的描述統計，主要以平均數和標準差檢視各變項在總樣本、有談戀愛和沒有談戀愛之間的差異。表一顯示，女性樣本中，有 13%（N =123 人）的青少年女性在第二波青少年問卷中選答「有」正在交往中的男／女朋友。在第二波談戀愛的青少年女性，其第三波的憂鬱分數有較高的趨勢。整體而言，女性在第三波的憂鬱症狀平均分數為 1.67 分。相對在第二波沒有談戀愛的青少年女性，在第二波有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. 政治大（p<.01），然而在第二波沒有談戀愛的國中女生在第一波憂鬱僅有 1.48 分。立. 狀方面，第二波談戀愛的國中女性在第一波憂鬱症狀顯著較高，平均為 1.60 分. ‧ 國. 學. 二級壓力源方面，在第二波談戀愛的青少年女性在第三波較有可能越來越常和父母發生衝突。在第二波有談戀愛的青少年女性之中，有 19%的女性有越來越常與. ‧. 父母吵架的傾向（p<.05），而在第二波沒有談戀愛的女性之中，僅有 11%的女性有越來越常與父母發生親子衝突的傾向。第一波的親子衝突方面，第二波談戀愛的. Nat. sit. y. 國中女性之中有 14%在第一波有越來越常與親人發生衝突（p<.05），沒有談戀愛. n. al. er. io. 的青少女中僅有 8%有越來越常與親人發生衝突。. i n U. v. 社會資源方面，在第二波談戀愛的青少年女性在兩波的知覺家庭支持有顯著較. Ch. engchi. 低的趨勢。在第二波談戀愛的青少年女性在第一波知覺家庭支持分數為僅有 2.79 分（p<.01），而在第二波沒有談戀愛的青少年在第一波知覺家庭支持分數為 2.99 分。第二波知覺家庭支持方面，在第二波談戀愛的青少年，其第二波知覺家庭支持分數僅有 2.64 分（p<.001），沒有談戀愛的青少年在第二波知覺家庭支持的分數有 2.89 分。心理資源方面，在第二波談戀愛的青少年女性，其第三波自尊有較低的趨勢。整體而言，女性在第三波的自尊平均分數為 2.51 分。在第二波有談戀愛的青少年女性在第三波的自尊顯著較低，其自尊平均分數僅有 2.41 分（p<.05），而在第二波沒有談戀愛的青少年女性在第三波的自尊平均數為 2.52 分。第一波自尊方面，. 19.

(28) 在第二波談戀愛的國中女性在第一波的自尊分數顯著較低，平均為 2.58，然而在第二波沒有談戀愛的國中女性的自尊分數有 2.68 分。社會人口變項方面，不論青少年女性在第二波是否談戀愛，兩組人在社會人口變項方面是沒有差異的：青少年女性的父親和母親的教育年數平均為 11 年，平均有 10% 的青少年女性成長在非完整家庭中，平均家庭月收入為 NT$60,000NT$69,999。最後，從以上分析可知，青少年女性談戀愛可能與憂鬱症狀、親子衝突、知覺家庭支持和自尊有關。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 20. i n U. v.

(29) 表一.無加權描述統計：台灣青少年計畫國一女性樣本，2000-2003 年總樣本平均數／% 標準差. .13. 立. 1.83 1.60. .55 .45. 學. .19 .14 .67 .69. 2.79 2.64. .51 .48. 2.41 2.58. 3.13 3.56. 10.34 11.34 4 （NT$60,000NT$69,999） .11 123. .50 .46. .11 .08 2.99 2.89. .68 .68. .49 .47. 2.52 2.68. .51 .49. y. sit er. n. al. 10.66 11.32 4 （ NT$60,000NT$69,999） .10 979. 1.65 1.48. .62 .69. ‧. 2.96 2.86 2.51 2.67. 沒有談戀愛平均數／% 標準差. 政治大. .12 .08. io. 非完成家庭（%）. .51 .46. Nat. *第三波親子衝突（%） *第一波親子衝突（%）社會資源 **第一波知覺家庭支持（1-4 分） ***第二波知覺家庭支持（1-4 分）心理資源 *第三波自尊（1-4 分） *第一波自尊（1-4 分）控制變項社會人口變項（第一波）母親教育年數（0-22 年）父親教育年數（0-22 年）家庭月收入（1-13 組）. 1.67 1.50. ‧ 國. 依賴變項 ***第三波憂鬱症狀（1-5 分） **第一波憂鬱症狀（1-5 分）自變項生命改變事件談戀愛（%）中間變項二級壓力源. 有談戀愛平均數／% 標準差. Ch. engchi. N 註 1: +p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001. 21. i n U. v. 2.77 3.17. 10.71 11.32 4 （ NT$60,000NT$69,999） .10 856. 3.18 3.61.

(30) （二）青少年女性談戀愛和憂鬱症狀：親子衝突和自尊的間接機制 1. 直接效果（Direct effect）表二以未標準化的最小平方（OLS）分別預測第三波憂鬱症狀（Y1）和自尊（Y2）的結果。表二模型 1 可個別檢視第二波談戀愛、第三波親子衝突和自尊是否會影響第三波憂鬱症狀（Y1），而模型 2 可預測第二波談戀愛是否會影響第三波自尊（Y2）之間的關係。表二模型 1 顯示，在考量社會人口變項、第一波憂鬱症狀、第三波親子衝突等變項之下，第二波談戀愛與第三波憂鬱症狀（Y1）有直接的正向關聯（b=.091， p<.05），表示青少年女性在第二波談戀愛會直接（Direct）影響第三波的憂鬱症狀，. 政治大變項之下，第三波親子衝突與與第三波憂鬱症狀（Y ）有顯著的正向關聯（b=.264，立假設 1 成立。另外，表二模型 1 也顯示，在考量社會人口變項、第一波親子衝突等 1. p<.001）；在控制社會人口變項、第一波自尊等變項之下，第三波自尊和第三波憂. ‧ 國. 學. 鬱症狀有顯著的正相關聯（b=-.287，p<.001）；在控制社會人口變項、第一波知覺家庭支持等變項之下，第二波知覺家庭支持與第三波憂鬱有負向關聯（b=-.045，. ‧. p<.10）。換言之，第三波親子衝突、自尊與第三波憂鬱症狀有直接（Direct）的影. Nat. sit. y. 響。此研究結果也表示後半段的假設 2a（第三波親子衝突第三波憂鬱症狀）、後. io. al. er. 半段的假設 2b（第二波知覺家庭支持第三波憂鬱症狀）和假設 3（第三波自尊. n. 第三波憂鬱症狀）是獲得支持的。 2. 間接效果（Indirect effect）. Ch. engchi. i n U. v. 表三以邏輯斯迴歸分析分別預測第二波談戀愛（Y3 ）和第三波親子衝突（Y4）的結果。表三模型 1 可預測第一波知覺家庭支持是否會影響第二波談戀愛（Y3）的可能性，而模型 2 可預測在第二波談戀愛是否影響第三波親子衝突（Y4）的可能性。表三模型 2 顯示，控制社會人口變項之下，在第二波談戀愛的青少年女性較傾向於越來越常與家人發生親子衝突，其勝算比為 2 倍之高（OR=1.714，p<.05）；根據表二模型 1，在考量社會人口變項、第一波親子衝突等變項之下，第三波的親子衝突與第三波憂鬱症狀有正相關聯（b=.264，p<.001）。另外，表三模型 1 顯示，在控制社會人口變項和第二波知覺家庭支持之下，第一波知覺家庭支持無法預測第 22.

(31) 二波談戀愛與否；然而，第二波知覺家庭支持解釋了青少年女性是否在第二波談戀愛的可能性，其勝算為 6 倍之高（OR=.649，p<.05）。換言之，從路徑分析看來，假設 2a 和假設 2b 的前半段是成立的。接著，筆者以 Sobel-Goodman mediation test 檢驗假設 2a 和假設 2b 的間接作用。在控制社會人口變項、第一波憂鬱症狀和第一波親子衝突之下，第三波親子衝突解釋了「第二波談戀愛和第三波憂鬱」之間關係的 14%（p<.1.0），表示在機率小於 0.10 之下，假設 2a 的間接效果是成立的。另外，筆者以 Preacher and Hayes (2004) Bootstrapped test of mediation 的取向在 Stata 進行 5,000 次的重複抽樣（Resampling），研究結果顯示，偏誤修正 90%信賴區間（biased-corrected 90%. 政治大. confidence interval）的最低範圍（Lower bound）為.0002，最高範圍（Upper bound）. 立. 為.0406，其信賴區間包含 0，表示假設 2a 的間接效果有達統計上的顯著水準。從. ‧ 國. 學. Bootstrapped test of mediation 看來，假設 2a 的間接效果也是成立的。假設 2b 方面，在控制社會人口變項，第一波憂鬱症狀、第一波知覺家庭支持之下，第二波知覺家. ‧. 庭支持解釋了第二波談戀愛和第三波憂鬱症狀之間關係的 8%（p<.10），表示在機率小於 0.10 之下，假設 2b 的間接效果是成立的。另外，筆者也以 Bootstrapped test. y. Nat. sit. of mediation 在 Stata 進行 5,000 次的重複抽樣，研究結果顯示，偏誤修正 95%信賴. al. er. io. 區間的最低範圍（Lower bound）為.001，最高範圍（Upper bound）為.024，其 95%. n. iv n C 表三模型 2 顯示，在控制第一波自尊和社會人口變項之下，第二波談戀愛無 hengchi U. 信賴區間不包含 0，表示 2b 是成立的。. 法預測第三波的自尊；表二模型一顯示，第三波自尊與第三波憂鬱症狀有正向關聯（b = -.287，p<.001）。換言之，假設 3 的間接效果（第二波談戀愛第三波自尊）無法被本文的研究結果所支持的，而第三波的自尊的低落能夠預測第三波憂鬱，因此假設 3 是不成立的。. 23.

(32) 表二.OLS 迴歸分別預測憂鬱症狀和自尊：台灣青少年計畫國一女性樣本，2000-2003 年外生變項模型 1 憂鬱症狀（第三波）控制變項社會人口變項（第一波）父親教育年數. .002 (.00) .006 (.01) .005 (.00) .048 (.04). 母親教育年數家庭月收入非完整家庭依賴變項（第一波）憂鬱症狀 a. -.005 (.01) .004 (.01) .011* (.01) .063 (.05). 政治大. .462*** (.03). 立. ‧ 國. .091* (.04). n. al. sit. io. .043+ (.02) -.045+ (.02). y. .264*** (.04) -.085+ (.05). er. Nat. 親子衝突（第一波）a. -.068 (.04). ‧. 中間變項二級壓力源親子衝突（第三波）. 社會資源知覺家庭支持（第一波）a. 學. 自變項生命改變事件（第二波）談戀愛. 知覺家庭支持（第二波）心理資源自尊（第三波）. 內生變項模型 2 自尊（第三波）. Ch. engchi. i n U. v. -.287*** (.03) .047 .448*** 自尊（第一波）a (.03) (.03) 1.417*** 1.290*** 常數項 (.13) (.10) R-squared .381 .191 Adjusted .374 .186 N 979 979 註1: +p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001，括弧中的數字為標準誤。註2：係數為未標準化OLS迴歸係數。註3：a扮演控制的功能，以突顯改變. 24.

(33) 表三.邏輯斯迴歸分別預測談戀愛和親子衝突：台灣青少年計畫國一女性樣本，2000-2003 年外生變項模型 1 談戀愛（第二波）控制變項社會人口變項（第一波）父親教育年數. .047 (.035) [1.049] -.061 (.040) [.941] .005 (.034) [1.005] .018 (.316) [1.018]. 母親教育年數家庭月收入非完整家庭. 政治大. io. y. sit. Nat. n. al. 1.494*** (.271) [4.453]. er. 知覺家庭支持（第二波）. -.134 (.179) [.874] -.432* (.178) [.649]. ‧. ‧ 國. 社會資源知覺家庭支持（第一波）a. 二級壓力源親子衝突（第一波）a. .001 (.038) [.999] -.032 (.043) [.968] -.079* (.040) [.924] -.671+ (.399) [.511]. 學. 中間變項. 立. 自變項生命改變事件（第二波）談戀愛. 內生變項模型 2 親子衝突（第三波）. Ch. engchi. i n U. v. .539* (.266) [1.714] -.270 -1.585*** 常數項 Log likelihood -361.647 -347.538 N 979 979 註1: +p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001，圓括弧內數據為標準誤，方括弧內為係數轉換而來之勝算比（Odds ratio）。註2：係數為未標準化邏輯斯迴歸係數。註3：a扮演控制的功能，以突顯改變. 25.

(34) 圖一.壓力過程模型的路徑分析：早戀、知覺家庭支持、親子衝突、自尊對憂鬱症狀的影響（國中女性）. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 註 1：+p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001，虛線為不顯著。註 2：此圖不呈現社會人口變項。. 26. i n U. v.

(35) 圖二. 壓力過程模型的路徑分析：早戀對自尊的影響（國中女性）. 立. 政治大. ‧ 國. 學 ‧. 註 1：+p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001，虛線為不顯著。註 2：此圖不呈現社會人口變項。. Nat. n. al. er. io. sit. y. 圖三.壓力過程模型的路徑分析：知覺家庭支持對早戀的影響（國中女性）. Ch. engchi. i n U. 註 1：+p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001，虛線為不顯著。註 2：此圖不呈現社會人口變項。註 3：係數為邏輯斯迴歸分析的勝算比。. 27. v.

(36) 圖四.壓力過程模型的路徑分析：早戀對親子衝突的影響（國中女性）. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. 註 1：+p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001，虛線為不顯著。註 2：此圖不呈現社會人口變項。註 3：a 為邏輯斯迴歸分析的勝算比。. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 28. i n U. v.

(37) 第五章結論與討論本研究以追蹤性資料，透過最小平方和邏輯斯迴歸建立路徑分析模型，探究青少年女性談戀愛後，是否傾向於發生親子衝突和自尊較低落，進而提高憂鬱的問題。此外，原本知覺家庭支持較低者是否傾向於早戀，而憂鬱的問題，也是本文探究的問題。研究結果顯示，在第二波談戀愛的青少年女性在第三波較憂鬱，因此假設 1 獲得支持。假設 2a 方面，在第二波談戀愛的青少年女性較傾向於在一年後越來越常與家人發生衝突，傾向於發生親子衝突的女性在第三波的憂鬱症狀較高。Sobel-Goodman mediation test 和 Bootstrapped test of mediation 的分析結果都支持第三波的親子衝突在第二波談戀愛和第三波憂鬱症狀之間扮. 政治大能夠預測青少女是否在第二波談戀愛；第二波知覺家庭支持能夠預測第三波憂鬱症狀立. 演間接作用，因此假設 2a 的中間作用是獲得支持的。假設 2b 方面，第二波知覺家庭支持. （p<.10）。Sobel-Goodman mediation test 和 Bootstrapped test of mediation 的分析結果都支. ‧ 國. 學. 持第一波知覺家庭支持在第二波談戀愛和第三波憂鬱症狀之間扮演間接作用，因此假設 2b 的中間作用是成立的。最後，研究發現青少年女性在第二波談戀愛後，她們在第三波. ‧. 的自尊沒有明顯低落，然而第三波的自尊的低落能夠預測第三波憂鬱，因此假設 3 的間接. sit. y. Nat. 作用沒有獲得支持。. er. io. 首先，為了瞭解青少年談戀愛後憂鬱的社會機制，本文以「角色重組」的觀點. al. n. iv n C 探討談戀愛後的親子衝突，和談戀愛前的親子關係對青少年憂鬱的影響。角色重組的觀點 hengchi U. (Aneshensel and Gore 1991)和「補償理論」觀點(Helsen, Vollebergh and Meeus 2000)，分別. 主張，青少女談戀愛後，因為舊有角色和新角色之間在義務、期望和規範的相互衝突性，也因為舊關係之間的規範和期望因為無法順暢地被實踐，因此談戀愛的一級壓力源可能會直接帶來青少女憂鬱的心理問題。另外，談戀愛的一級壓力源可能會造成親子衝突的二級壓力源，進而影響憂鬱。補償理論則主張談戀愛的青少女原本就缺乏知覺家庭支持的社會資源，而缺乏知覺家庭支持本身會提高憂鬱。本研究發現，在控制第一波的社會人口變項，第一波憂鬱症狀等變項之下，相對沒有談戀愛的青少年女性，在第二波談戀愛的青少年女性在第三波較憂鬱，此研究結果與國. 29.

(38) 外研究一致(Chen et al. 2009, Joyner and Udry 2000)。另外，本研究以國一女性樣本檢視變項之間的關係，因此本研究也佐證了談戀愛的年幼女性是比較憂鬱的觀點(Joyner and Udry 2000)。除了如上一段所闡述的談戀愛的一級壓力源會直接帶來憂鬱的原因之外，根據生命歷程觀點，若生命事件有其轉變的年齡規範，社會將懲罰違規者，舉例提早進入轉變者 (Ann M. Meier 2007) 。不論在歐美社會或台灣社會，談戀愛的發生有其預期時間（Expected timing）。在台灣，一般家長和學校老師對於青少年早戀抱持不好的印象，認為「早戀」是不恰當的行為。早戀的青少年，即提早進入發展轉變者，由於需要承擔社會所賦予他們的壓力，因此可能也比較憂鬱。國外研究發現，談戀愛和憂鬱之間的關聯會隨. 政治大探究青少年談戀愛、憂鬱和年齡之間的關係，以此瞭解台灣社會青少年談戀愛的預期時間。立著年紀的增長而逐漸變小(Joyner and Udry 2000)。未來研究可以生命歷程的觀點，進一步. ‧ 國. 學. 此外，過去研究發現約會暴力、性行為的特殊生命事件也和青少年談戀愛和憂鬱之間的關聯有關。由於資料限制，筆者無法檢視和控制約會暴力的變項。另外，在第一波的女性樣. ‧. 本中，僅有 5 位青少女曾發生過性行為，因此筆者不把性行為納入本研究的控制變項。本研究發現，在控制社會人口變項、第一波親子衝突之下，第二波談戀愛的青少女. y. Nat. sit. 較有可能在第三波與親人越來越常發生衝突；在控制社會人口變項、第一波憂鬱症狀等變. er. io. 項之下，第三波親子衝突與第三波憂鬱有關。Sobel-Goodman mediation test 和 Bootstrapped. al. n. iv n C hengchi U 衝突之下，第三波親子衝突解釋了第二波談戀愛和第三波憂鬱之間關係的 14%（p<1.0， test of mediation 也發現類似的結果，即：在控制社會人口變項、第一波憂鬱和第一波親子. Biased-corrected 90% CI：.0002 到.0406），此發現實證了 Aneshensel and Gore (1991)所提出「角色重組」的觀點。另外，在 95 Biased-corrected CI 之下，假設 2a 包含 0 的原因可能是，根據角色重組觀點，當青少女在第二波談戀愛，她們在第二波將會面對難於達成父母期望的現象，在此種情況下較容易發生親子衝突，親子衝突也最激烈，到了第三波，僅剩下少數青少女仍然處在越來越常與父母發生親子衝突的狀態中。未來研究可以和談戀愛同一波的、談戀愛後一年的、連續的親子衝突進行中間作用分析，試著比較不同波，連續的親子衝突如何影響「第二波早戀-第三波憂鬱」之間的關係。. 30.

(39) 本研究的分析結果發現，在控制第一波的社會人口變項、第一波的知覺家庭支持之下，第二波的知覺家庭支持能夠預測青少女在第二波是否談戀愛。換言之，知覺家庭支持在兩波之間的減少讓青少女在第二波談戀愛。「補償理論」的觀點在本文是成立的。本文和 Valle and Tillman (2014)研究的差別是，本研究透過控制，以第二波和第一波知覺家庭支持之間的的差異檢視青少年是否在第三波談戀愛，而 Valle and Tillman (2014)研究僅呈現第一波家庭支持與第二波談戀愛之間的關聯。換言之，本研究的分析呈現知覺家庭支持的改變對青少女在下一波談戀愛的可能性，而 Valle and Tillman (2014)研究僅呈現上一波知覺家庭支持與下一波談戀愛之間的關聯。. 政治大. 其次，除了以「角色重組」和「補償理論」的觀點探究青少女談戀愛憂鬱的社會機. 立. 制，本文也以「困惑的自我形象」觀點詮釋研究問題。困惑的自我形象的觀點主張青少女. ‧ 國. 學. 談戀愛後，由於不熟悉新的，對自己而言重要的社會行為，因此不確定自己在戀愛關係中的所作所為是否符合社會期望而有較差的自我形象，因此較為憂鬱。. ‧. 本研究發現，在控制第一波的自尊之下，第二波談戀愛無法預期青少女在第三波的. sit. y. Nat. 自尊，此發現與過去研究有差異。自尊的測量可區分成兩類，分別是全面（Global）的自尊和特定優點（specific qualities）的自尊。本研究的自尊乃是以全面自尊的題目測量。筆. io. n. al. er. 者認為，談戀愛的青少女，其困惑的自我形象可能無法表現在全面的自尊，因此談戀愛和. i n U. v. 自尊才沒有關聯。過去研究把特定領域自尊（Domain-Specific Self-Esteem）區分成外表. Ch. engchi. （Physical appearance）、體育（Athletics）、教育（Academics）、家庭（Family）、社會接納（Social Acceptance）等十個面向(Gentile et al. 2009)。對七年級女性而言，長相和受歡迎程度是重要的價值觀(Simmons et al. 1979)。加上，隨著年級的增加，談戀愛的人數也越來越多。對自己的評價取決於他人的標準（stalking oneself on others’ opinion of oneself）讓女性有較不穩定的自我形象(Simmons et al. 1979)。未來研究可以外表、社會接納的特定自尊面向探究早戀後的憂鬱如何受到自尊的影響。第三，研究限制方面，由於 TYP 資料限制，在檢驗假設時，筆者無法控制或刪除女同志變項或樣本。雖然先前的研究(Joyner and Udry 2000)在檢視青少年談戀愛的議題時. 31.