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收稿日期: 2012/9月 修訂日期: 2013/4116 接受日期:2013/4116
從個人、家庭、學校面向探討高中
職學生憂鬱相關因素
葉荼研究生、李忠賢教授
。國立臺灣師範大學健康促進與衛生教育學系
摘要
本研究目的是探討臺灣地區高中職生憂鬱現況及其相關因素之研究。研究對象是隨機
還取全臺灣之日間都二年級高中職學生，共選取 80個班紋。研究工具為結構式問卷，內容包
含個人背景、家庭因素、學校因素與憂鬱情形。本研究共有 3047位同學填寫問卷，有效問卷
2627 份 (86.21 %)。研究結果發現，高中職二年級學生之憂鬱平均得分為 19.45 分，迴歸分
析結果發現性別、父母對藏子行為了解情形、家庭型態、在校偏差行為與結交偏差同儕會與
學生之憂鬱得分有關。本研究結果可提供健康促進學校在椎動校園健康氯氣與學校政策之參
考。 關鍵詞:高中職學生、憂鬱、隨機抽樣 重 36 中等教育第 64 卷第 2 期從個人、家庭、學校面向探討高中職學生憂鬱相關因素
Investiga
•ing Depression Among High School S
•udents from Individua
l.
Familial and School's perspectives
Manuscript received: Sep 7
,
2012 Modified: Apr 16
,
2013 Accepted: Apr 16
,
2013
Investigating Depression Among High
School Students from Individual
,
Familial and School's perspectives
Chen Yeh Graduate Student
Szu-Hsien Lee Professor
。 Department
of Health Promotion and Education
,
National Taiwan Normal University
Abstract
The aim of this study was to investigate the depressive symptoms and associated factors
of second year students at high schoo
l.
The respondents were students in 80 classes which were
randomly selected from national class registry. A structured questionnaire was given to each student
in which consisted of individual
,
family
,
and school factors as well as depressive symptoms. A
total of 3047 students agreed to fill in this survey and 2627 (86.21
%)
completed the questionnaire
no more than 3 missing values. The results indicated that mean score of depressive symptoms
was 19
.4
5. Results from multiple regression analysis showed that gender
,
understanding the
situation of the parents on child behavior
,
family type
,
academic performance and deviant peers
were significantly associated with depressive symptoms. The findings from this study can provide
evidence for mental health and factors in designing school regulation and health promoting schools.
Keywords: high school students
,
depression
,
randomly
~
一，全 一這.L.一~宜、目。已
青少年是國家未來的棟樑及主人翁，但 是許多青少年卻籠罩在憂鬱的陰影中，李孟 智 (2001 )探討臺灣地區的青少年門診量， 憂鬱為門診量第三高的疾病別。王建楠與吳 重達 (2003 )研究指出青少年經歷挫折、失 望等情況時，會對人生感到無助與悲傷而產 生憂鬱，青春期在社會角色、人際關係與生 理上都在改變的階段，一方面要探索未來的 方向，還得適應繁重課業壓力，當他們企圖 尋找某些問題的答案，卻找不到適合對象能 幫忙時，會感覺孤單、無助與失落，若情緒 低落持久不消失，很可能罹患憂鬱症，也 就是說，青少年的憂鬱情形與其生活環境 息息相關，研究指出性別、自尊與自我能 力、父母衝突、同儕關係、課業適應能預測 少年憂鬱情形(Chen & Wei
,
2010; Negovan
& Bagana
,
2011
;紀櫻珍等人，2010
;陳毓 文，2004)
國內流行病學相關調查研究文獻顯示: 青少年的憂鬱情形約在17.3%到 33.2% (董 氏基金會，2011
;王春展，2006)
，憂鬱是 自我傷害預測的重要因子(鄭存琪，2005 ;
陳錦宏等人，2008
;楊鳳英，2011
;劉惠 青、劉玉句瑛、黃郁心、鍾晏姜、方俊凱，2011)
， 2009年青少年( 15-24歲)自殺死亡 人數為203 人， ，.自殺」在青少年十大死因 中仍位居第二(臺灣自殺防治學會暨全國自 殺防治中心新聞稿，2010/9/20)
，而根 據世界衛生組織 (WHO) 估計，至西元2020 年，憂鬱症所造成疾病的整體負擔，將躍升 重 3S 中等教育第64 卷第 2 期 為第二位，屆時憂鬱症將與癌症、愛滋病並 列為二十一世紀之三大疾病。故此研究以高 中職生為對象，探討青少年憂鬱的狀況和相 關因素。貳、文獻探討
一、從「個人因素」探討高
中職學生憂鬱情形
研究指出女性憂鬱情緒的程度比男 性嚴重 (Negovan& Bagana
,
2011; Pace &
Zappulla
,
2010
;玉春展，2006
;王慧瑩，2008
;王齡竟、陳毓文，2010
;陳毓文，2004
;陳彰蔥、，1997
;黃曉瑜、吳肯琦、 陳李綱，2008
;趙芳玫，2003)
，且女性 憂鬱自傷行為顯著高於男性(陳錦宏等 人，2008
;劉惠青等人，2011
)。沈詠萱(2003
)、陳聰興、蕭雅云 (2009 )指出青 少女憂鬱患者約為青少男的兩倍，造成性別 差異的原因可能包括:青春期賀爾蒙的變 化，女性經期不適會造成情緒的困擾，男女 認知態度上的差別以及社會文化因素等。 自我能力感為覺得自己能完成某件事情 的能力，與Bandura( 1982
)所提出的自我效 能的定義相似，即認為自己能完成某件事的 自信，更與自尊的概念相符，過去研究發現 自我效能低者，易有憂鬱情緒(楊年瑛、張 高賓 '2012;Chen&Wei ， 2010) ，蘇曉憶、 戴嘉南 (2008 )指出自尊對其憂鬱傾向具預 測力， Bernaras 、 Jaureguizar 、 Soroa 、 Ibabe從個人、家庭、學校面向擇討高中職學生憂鬱相關因素 Investigating Depression Among High School Students from Individual,Familial and School's
(2011
)研究顯示自尊是學生憂鬱的預測因 子，自尊與憂鬱程度有交互作用且呈負相關 (陳毓文，2004
;高民凱、林清文，2008 ;
黃鈺婷， 2011) ，且低自尊是造成青少年 「暴露」在長期憂鬱症狀之下的最關鍵危險 因子(吳齊殷、黃鈺婷，2010)
，甚至會影 響青少年的自殺意念(Smith
,
2005
)。二、以「家庭面向」探討高
中職學生憂鬱情形
家庭是孩子第一個受教育的場所，亦是 孕育孩子性格、生活態度、價值觀的搖籃， 青少年的情緒是兒童時期的延續，黃美雀(2009
)對桃園的國小兒童研究，發現兒童 憂鬱情緒明顯受到家庭結構的影響。青少年 與父母同住，情緒處理因應處理較佳(黃靖 雯， 2010) ;未與父母同住有較高的憂鬱情 緒(陳毓文，2004)
;單親者較有憂鬱情緒 (王毓吟， 2007) 。 劉惠青等人 (2011 )對青少年的研究指 出:家庭失和者，憂鬱比例顯著較高，且沒 有與父母同住者自傷情形較多。家庭功能不 健全、父母親教養態度較多的控制和冷漠且 親子間缺乏相處和溝通，在這類的家庭環境 下，成長的個體較易罹患憂鬱症(丁思惠、 陳喬琪，2006
;陳志道、蕭芝殷、許秀卿、 蔡美華、王俊毅 '2007) ，但也有研究發現 青少年的憂鬱情緒未因父母親的婚姻關係而 有所影響(楊鳳英，2011)
，而家人對青少 年的關心度增加，青少年的憂鬱情形會降低 (謝佳容，2006)
青少年的憂鬱症狀與不良的親子互動 關係、親子關係滿意度低有關(吳齊殷、黃 鈺婷，2010
;黃鈺婷，2011)
，青少年與父 母關係不佳會增加壓力，而增加憂鬱的情形 (王齡竟、陳毓文， 2010) ，若家庭支持度 佳且親近，則對青少年有保護作用(鄭存 琪，2005)
家庭中若父親管教態度開明關懷，則學 生的憂鬱程度較低，母親若管教態度為忽視 冷漠，則學生的憂鬱程度高(黃曉瑜等人，2008 )
三、以「學校面向」探討高
中職學生憂鬱情形
在就讀學制方面，對憂鬱情緒的影響尚 無一定的定論，若以課業成績的壓力來看， 高中生所面臨的憂鬱情形可能較嚴重，但是 若是以未來就業方向看來，因為職科學生要 面臨就業或是與高中生競爭升大學問題，對 未來的不確定性會增加其壓力及憂鬱狀況 (趙芳玫，2003
;王春展， 2006) 。 學生在校一天超過八小時，學校生活 可能是壓力源，且來自學校的壓力可能會 引起憂鬱情緒(陳柏齡，2000)
，王春展(2006
)指出高中職生感到心情不好的主要 原因為學業，對學業成績不滿意有較高的憂 鬱及低自尊的情況(王慧瑩，2008
;紀櫻珍 等人，2010)
，蘇曉憶、戴嘉南 (2008 )發 現「學業控制」對憂鬱傾向的預測力最高， 學業成績名次排名在班級後段者較成績前段 者憂鬱(王毓吟， 2007) 。在學校有不能解 決的困難、考試多而無法喘息及上課聽不 懂，會增加學生壓力及憂鬱分數(陳志道4當地
等人，2007
;黃靖雯，2010
;黃曉瑜等人，2008)
，王建楠、吳重達 (2003 )指出因為 學習方面的挫折，如學校課業壓力沉重、讀 書無興趣、課業成績低落等，不受家長與師 長的青睞，進而產生自卑感，對自己無信 心'漸漸形成憂鬱。 在學的偏差同儕部分，非行同儕的負 向情緒(憂鬱及價怒)可透過交互作用來影 響彼此，並且在犯罪率高的同儕組別中， 憂鬱的分數較高(翁國峰，2008)
，黃靖雯(
2010) 指出同儕有偏差行為會增加青少 年生活壓力，而使青少年憂鬱情形增加， 結交偏差同儕被汗名化亦會使其增加憂鬱(Reav1ey
&
Jorm
,
2011
)。對青少年而言，同學及朋友是影響，情緒 的重要他人(葉在庭、花茂琴，
2006)
，師 生和好朋友的關係會降低青少年憂鬱症狀的 發展(黃鈺婷，2011
;謝佳容，2006)
，高 中職生感到心情好的主要原因為人際關係， 想要讓心情變好時的主要選擇是朋友，可見 人際關係的正面影響，同儕關係好，憂鬱程 度較低(黃曉瑜等人，2008)
，人際關係問 題也會使其心情不佳(王春展，2006)
，因 青少年在心理方面，抽象思考、邏輯推理能 力漸漸建立，從依賴逐漸走向獨立自主，由 角色認同來尋找自我認同與價值;在人際互 動與社會方面，重心由父母轉向同儕團體 (鄭存琪，2005)
，同儕支持少且同儕關係 不佳之少年，其憂鬱情緒會越嚴重(Chen&
Wei
,
2010; Oppenheimer
&
Hankin
,
2011
;王 齡竟、陳毓文，2010
;陳毓文， 2004) 。 本研究是從個人、家庭與學校面向來探 討高中職學生的憂鬱情形。參、材料與方法
一、研究架構
以憂鬱狀況為依變項，以高中職生的個 人因素、家庭因素、學校因素為自變項，探 討高中職學生憂鬱情形的相關因素。研究架 構如下: 個人因素 1.性別 2. 自覺能力感 家庭因素 1.父母親的教育程度 2. 家庭型態 學生憂鬱狀況 3.家庭關係(父母對子女 行為了解程度) 學校因素 1.就讀學制(高中或高 職) 140 中等教育第 64 卷第 2 期從個人、家庭、學校面向擇討高中職學生憂鬱相關因素
Investiga
•ing Depression Among High School S
•udents from Individua
l,Familial and School's perspec
•Ives
二、研究樣本與研究步聽
本研究樣本採單層叢集隨機抽樣，以 民國 97 年時教育部登錄之高二班級數，臺 灣日間部高二共有 6416 班，進行以班級為 層(單位)抽樣，使用 G power 軟體(3.1. 6 版本) ，設定型一誤差 α 為 0.05 、檢定力 power 為 0.8 、自變項為 3 、解釋力 R2 為中度 效果量 (0.13)(Cohen
,
1998
,
p413)
，使 用線性迴歸選項，算出所需樣本為77班。於 全國高三生中隨機抽出的個班，選出班級 後，聯繫每個被選取的學校，請學校同意由 研究助理前往該班級進行問卷發放。問卷發 放前，研究人員會先解釋研究目的，以及說 明問卷為無記名填答，並且強調同學可以自 主選擇是否願意參加此研究，不願意填寫問 卷之同學，可以待在原座位，不會影響同學 的權益。本研究最後共發出3047份，剔除回 答超過三題遺漏值的問卷，有效問卷2627份(86.21%)
，無效問卷420份，統計上不納入分析。
三、研究工具
問卷的測量內容是參考過去文獻及精 神疾病診斷與統計手冊 (DSM-IV) 整理編 制而成，經過五位在公共衛生、心理學、社 會學、流行病學與精神醫學之專家審查德菲 法來回三次，確認題項之效度後，才到學校 依隨機選取班級予以施測，題目內容敘述如下。
(一)個人因素:個人因素包含性別及自覺能 力感 o 性別是請學生勾選自己是男生或 是女生。自覺能力感量表有6 題，內容 包含自己自覺是樂觀的人、常感愉快、 是否跟別人一樣好、會嘗試新事物、 會認真努力做每一件事與遇到困難時會 自己先想辦法解決，選項為「從不覺 得」、「很少覺得」、「常常覺得」及 「總是覺得」四個選項，頻率越高分 數越高，分數最小值為1 分，最大值為4 分。自覺能力感是將六題加總，得分越 高自覺能力感越佳。採用因素分析確認 效度 'KMO統計量為0.81 '根據邱皓政(2010
)指出KMO值為0.7以上為題組 相關性好的題目， 0.8以上為題組相關性 良好的題目。進行因素分析，採用一個 因子之可解釋變異量為49.76% ;信度部 分，標準ftCronbach's Alpha值為O. 肘， 為具有高信度的題目。 (二)家庭因素:內容包括父母親的教育程 度、家庭型態、家庭關係o 父母親的教 育程度、家庭型態是請學生依自己情 況填寫， ，.父母親的教育程度」選項 包括研究所以上、大學、專科、高中 (職)、國中、國小以下及不知道; 「家庭型態」選項包括單親家庭、小家 庭、折衷家庭、大家庭及只與祖父母同 住，.家庭關係」量表共九題，分為「父母對子女行為了解程度」和「與家
人相處」分量表 o ，.父母親對子女的了 解程度」是請學生填寫父母親真的知道 你的朋友是哪些人、你晚上會去哪裡、 你的錢花在哪裡、你空閒時在做什麼事 與下課後你會去哪裡五個題目，.與家RA
人相處」狀況為滿意家人對你的關心及 愛護方式、與家人容易有爭執、認為家 人對你不理不睬及家人不願意花時間討 論在您身上發生的事，共有四題，後三 題為反向計分。「家庭關係」量表九 題之題目選項為「非常同意」、「同 意」、「不同意」與「非常不同意J ' 計分為4分依序遞減到 1 分。採用因素分 析確認效度 'KMO 值為 0.77 '主軸因 子萃取出兩個因子，經刪除因素負荷量 低的三題題目:與家人容易有爭執、認 為家人對你不理不睬及家人不願意花時 間討論在您身上發生的事後，題項剩下 六題，只萃取出一個因子 'KMO 值為 O. 肘，可解釋46.2% 的總變異量;信度部 分，標準化Cronbach's Alpha值為 0.85'
為高信度的題目，題目多為「父母親對 于女的了解程度」面向，量表分數越高 表示學生自覺家人對自己的行為越了 解。 (三)學校因素:內容包括就讀科別、在學偏 差行為及結交偏差同儕。「就讀科別」 是請同學填寫是就讀高中或高職。「在 學偏差行為」包括是否曾翹課或逃學 過、有被學校記過、因不好行為被送訓 導處、進教室就覺無聊、寧可在外遊蕩 及曾中輯過六題，反應選項為「從來沒 有」、「很少如此」、「經常如此」 「總是如此 J ' r 從來沒有」計分為 4 ，依序遞減「總是如此」計分為 1 '分 數越高表示越少上述之行為。用因素分 析主軸因子萃取法， KMO值為0.80 '萃 重 42 中等教育第 64 卷第 2 期 取出兩個因子，刪除因素負荷量小於0.3 的「是否曾翹課、逃學」或「曾中報」 兩題後，剩餘的四題題目再次分析只 能萃出一個因子，可解釋43.9% 的變異 量;信度部分，標準化Cronbach'sAlpha
值為 0.76 '為具有信度的量表。「結交 偏差同儕」分為十一題目，請學生勾選 近一年認識的朋友有多少比例有抽菸、 喝酒、嚼檳榔、使用非法藥物、逃家、 翹課、故意破壞公物、偷東西、使用武 器或物品攻擊他人、打人與勒索別人行 為，反應選項為「都沒有」、「有一 些」、「多數有」與「全部有J '計分 依序為1 分到4分，數值越大表示同儕中 有偏差行為比率越高。用主軸萃取法萃 取出兩個因子，經刪減因素負荷量小於 0.3 的抽菸、偷東西兩題題目後，題項為 九題 'KMO統計量為O. 阱，一個因子可 解釋46.14%的總變異量;信度部分，標 準化Cronbach's Alpha值為0.88 '為高信 度的量表。 (四)憂鬱情緒量表:本對象是一般在學少 年，測量亦非臨床診斷，故以「憂鬱情 緒」而非「憂鬱症」稱之。憂鬱症須由 精神科專家依觀察與評量臨床症狀後下 診斷，並不適用於本研究。本研究「精 神狀況/憂鬱測量」共有問題，主要參 考過去丈獻及DSM-IV加以整理而成，題 目為是否認為自己心智有問題、一段時 間內經歷嚴重憂鬱、焦慮、緊張、幻覺、 注意力和理解力下降、不尋常的想法令 你困擾、儘管知道大人為你好，仍對他從個人、家庭、學校面向探討高中職學生臺鬱相關因素 Investigating Depression Among High School Students from Individual,Familial and School's perspectives
發怒、多數時間感到沮喪或憂鬱、常感 胃痛及頭痛與有結束生命的想法10個題 項，選項為「從來沒有」、「很少如 此」、「經常如此」與「總是如此」 分別依序計分為1 分到4分，分數越高表 示越有憂鬱情形。憂鬱情形為題目加總 得分，分數越高表示憂鬱程度越高，無 使用闌值區分有、無憂鬱情形，而使用 連續變項來分析。用因素分析主軸因子 萃取法， KMO值為0.89 '每個因素負荷 值都大於0.3 '萃取出一個因子，可解 釋變異量為37.06% ;信度部分，標準 {tCronbach'sAlpha為0.84 '屬高信度係 數。
四、統計分析
本研究採用SPSS17.0
For Windows統 計套裝軟體進行資料處理與統計分析。類別 資料以次數分配和百分率描述，連續選項用 平均數及標準差表示。非連續變項用t 檢定 及ANOVA分析，各連續變項間的相關採用 Pearson相關分析。最後以階層性迴歸分析， 探討研究對象之個人、家庭與學校因素是否 能預測憂鬱情緒得分。肆、結果
一、研究對象基本資料的描
述
研究對象社會人口學變項的分布如表1
:男性有 1142人 (54.9%) ，女性有 1185人
(45.1
%)。高中生1456 (55 .4%)人，高 職生 1171 人 (44.6%) ;家庭經濟方面，因 家境富裕人數只有25人，佔 1% '故將反應 項富裕和小康選項合{井，非常不好人數只有 51 人佔 1.9% '遂將不好及非常不好合併， 結果有一半以上是家境普通(52.2% )
36.7% 是家境富裕/小康者;父母親的教育 程度方面，高中職人數約佔四成，研究所人 數不到 0.5% '大學、專科約佔一成多，國 小以下人數不到一成，遂重新分組，將研究 所以上、大學、專科合併成一組，高中職為 一組，國中及國小以下併為一組，結果父親 的教育程度屬專科以上有800人 (30.5%)
高中職996人(3 7.9%) ，母親的教育程度以 高中職最多 (43.0%) ，國中以下有 748 人(28.5%)
，專科以上605人 (23.0%) ;家 庭型態大多是小家庭 (65.9%) ，再來是單 親家庭及與祖父母同住(15.3%) 和折衷家 庭( 12.6%) 。憂鬱情形的總分為10-40分， 得分平均為19 .45 分，標準差為5.1 分;自我 能力感總分為6-24分，平均數為14. 肘，標 準差為3.82 ;在學偏差行為總分4-16分，平 均分數為7.23 '標準差為2 .44; 家庭關係的總分為6-24分，平均分數為12.7 '標準差為
3 .44; 接觸偏差同儕總分為9-36分，平均為13
.4
2
'標準差為4.12 。~
表 l 研究對象人口學、個人能力、家庭、學校與憂鬱變項之描述性統計 變項名稱人數
百分率(%)
平均數(範圍) 標準差 性別 (0=2627)
男生1142
54.9
女生1185
45
.1
就讀學制 (0=2627)
高中1456
55
.4
高職1171
44.6
父親的教育程度 (0=2627) 專科以上800
30.5
高中(職)996
37.9
國中以下690
26.3
遺漏值141
5
.4
母親的教育程度 (0=2627)
專科以上605
23.0
高中(職)1129
43.0
國中以下748
28.5
遺漏值145
5.6
家庭型態 (0=2627) 單親家庭368
14
小家庭1730
65.9
折衷家庭331
12.6
大家庭152
5.8
與祖父母同住34
1.3
遺漏值12
0.5
憂鬱情緒 (0=2549)
19
.4
5 (10-40)
5.10
自我能力感 (0=2564)
14.93 (6-24)
3.82
在學情形 (0=2613)
7.23 (4-16)
2
.4
4
家庭關係 (0=2598)
12.7 (6-24)
3.44
接觸偏差罔儕 (0=2613)
13
.4
2 (9-36)
4.12
144 中等教育第 64 卷第 2 期從個人、家廈、學校面向探討高中職學生憂鬱相關因素
School S
•udents from Individua
l,Familial and School's
二、研究對象個人、家庭與
學校變項與憂鬱之相關
以獨立樣本T檢定與ANOVA檢視非連 續變項與憂鬱情緒情形(結果如表2) ，性 別 (t=-3.10'
p<.Ol) 、母親的教育程度及 家庭結構都有統計上的差異，因母親的教育 程度及家庭結構違反同質性檢定，以Dunnett T3 來做事後比較，發現母親的教育程度無 統計上的差異，家庭結構會影響學生憂鬱情 緒:單親家庭學生比大家庭學生嚴重、大家 庭學生比小家庭的嚴重。 以Pearson相關檢定各變項與憂鬱情緒關 係(結果如表3) :在校偏差行為 (r=.26'
p<.Ol
)、家庭關係 (r=.27 'p<.Ol) 及是否 結交偏差同儕 (r=.21'
p<.Ol) 與青少年憂 鬱都有達到統計上的差異。另外結交偏差同 儕與在校偏差行為 (r=.57'
p<.Ol) 達到統 計上的顯著差異，並可解釋五成以上的關 係。 表2 人口學因素與憂鬱情緒之分析 變項名稱人數
平均數 標準差F
事後比較 性別-3.10**
1.男1400
19.17
5.23
2.女1149
19.79
4.92
就讀學制 1.77
1.高中1414
19.61
5
.45
2.高職1135
19.25
5.17
父親的教育程度2.12
專科以上770
19.77
4.95
高中(職)967
19.23
5.09
國中以下673
19
.48
5.13
母親的教育程度.66 a
無差異 b 專科以上582
19.57
4.96
高中(職)1097
19.29
4.97
國中以下727
19.58
5.04
家庭結構3.33 a
1>4
1.單親家庭353
19.53
5
.41
4>2
2.小家庭1679
16.56
5.05
b
3.折衷家庭322
19.34
4.80
4.大家庭150
18.07
4.84
5.與祖父母同住33
20
.42
7
.44
註:(l)
a: 違反同質性檢定、b: Dunnett T3 :
(2) 勻<的科p<.Ol 叫勻<.001 。表3 學生憂鬱情緒與各連續變項之相關係數
2.
3.
4.
5.
1.憂鬱1.
00
2. 自我能力感.003
1.
00
3.在校偏差行為.26**
-.004
1.
00
4. 家庭關係.27**
.04
34**
1.
00
5 結交偏差同儕.21 **
.02
.57**
.31 **
1.
00
*p<0.05**p<.01
0三、研究對象個人、家庭與
學校背景與憂鬱之階層
性迴歸
本研究的階層性迴歸，整體 Durbin Waston 檢定值為 1.936 '數值越接近 2 越 理想，表示變項無自我相關(邱皓政，2010)
，且所有變項的VIF值皆<1.7' 允差值 介於0.68~0.98間，表示變項題目無共線性的 問題，自變項間的相關不高，表示題組間不 會有干擾的問題。階層性迴歸分析結果如表 4 ，在個人因素方面 (F(2 ' 2437)
=4.兒，p=.OI)
，性別達到統計顯著，個人因素加入 家庭因素後仍達統計顯著(F(11
,
2428)
=22.16 ' p<.OOI)
，家庭結構中的大家庭及 家庭關係與憂鬱情形達到統計顯著，加入學 校因素後仍顯著 (F(14
,
2425)
=28.俑，p<.OOI)
，在校偏差行為與結交偏差同儕對 於憂鬱情形達到統計顯著。 階層三 戶 t值 階層內預測變項 階層變項 表4 個人基本變項、個人因素、家庭因素、學校因素與憂鬱迴歸分析 階層一 階層二 ~ t值~ t值 個人因素 家庭因素 性別 男 a 女 自覺能力感 父親教育程度 專科以上a 高中(職) 國中以下 母親教育程度 專科以上a 高中(職) 國中以下-.06
.01
-3.00**
-.10**
-5.20***
.4
4
.003
.13
-.04
-1
.4
0
-.03
-1.
24
-.01
-.38
.03
1.18
-.15
.01
-.03
-.03
.01
.03
-7.76***
.25
-1.19
-1.29
.4
8
1.
01
146 中等教育第 64 卷第 2 期從個人、家庭、學校面向探討高中職學生憂鬱相關因素 Investigating Depression Among High School Students from Individua
l.
Familial and School's perspectives家庭型態 單親家庭a 小家庭 折衷家庭 大家庭 與祖父母同住 家庭關係 就讀學制 高中 a 學校因素 高職 在學偏差行為 結交偏差同儕 adj R2:
.003
F=4.58**
.04
1.37
.08
2.84**
.01
.42
.04
1.67
-.05
-1.99*
-.03
-1
.48
.02
1.01
.02
.84
.29
14.68***
.21
10.37***
adj R2:.087
F=2
1.16***
-.04
-.19
.19
7.84***
.08
3
.47***
adjR2:.134
F=28.06***
-A
AU AV AU <p
*
* *-A
AV AV < 。 nA 司 1* 動用*考的
參吋
nA
a*恆、結論與討論
本研究結果發現高中職生憂鬱的平均分 數為 19 .4 5 '顯示國內的高中職生憂鬱的情況 不嚴重。在影響學生憂鬱情緒的因素中，性 別、家庭結構、家庭關係、在學偏差行為、 是否結交偏差同儕都與高中職生的憂鬱情緒 有顯著相關。 而以個人、家庭、學校因素探討高中職 學生憂鬱相關因素，討論如下:一、個人因素與憂鬱
以個人因素來看憂鬱情緒，結果顯示 高中職生的個人變項中，性別與憂鬱有顯著 關{系，且在憂鬱量表的分數上，女性大於男 性，與國內外的研究一致(陳毓文，2004 ;
林耀盛、李仁宏、吳英璋，2006 ;
Peace and Zappulla,
2010)
，可能是因為女性比男性 較其有社會依賴的特質，期望被愛及被重 視，但若沒有感受到被重視或被愛，易使女 性有憂鬱的情緒(陳章互惠'1997) ，或是女 性在成長過程常被要求要順服、要符合社會 規範，但是當自我的性格與社會規範不同， 就會產生內在衝突，而產生壓力，造成憂 鬱(羅昭瑛、李錦虹、詹佳真，2003
;周桂 女日，2002)
青少年憂鬱在自我能力感上未有顯著差 異，此問卷中的問項為自覺是否為樂觀及心 情愉快的人、跟他人比較是否自己一樣好、 會嘗試新事物、遇到困難會想辦法解決並努 力認真做每一件事，問卷偏向整體性，對青 少年的自我能力感可劃分在學業掌控、家庭 掌控、交友掌控等方面來細分其各方面的自 我能力感狀況。~
二、家庭因素與憂鬱
在家庭型態方面發現單親家庭的學生 比大家庭學生憂鬱、大家庭學生比小家庭學 生易有憂鬱情緒，因單親家庭的家庭功能下 降，在家庭中得不到支持而使學生有憂鬱的 情形(林耀盛、李仁宏、吳英璋，2006)
相對在大家庭中，個人所要負擔的家事責任 變少，且在家庭衝突下比較有緩衝'再者若 有相似年齡的同伴，可增加社會支持，而小 家庭因人口不若大家庭人口那麼多，所以學 生的需求(為情緒性支持、訊息性支持及 實質性支持)在家庭中比較容易得到滿足， 而減少憂鬱情緒的發生(黃晶敏、蔡宛庭、 郭思慧， 2009) 。另一項結果顯示家庭關係 (父母對子女的行為了解程度)與憂鬱得分 有正相關，此層面的量表並非以學生與家庭 情感上的支持、需要幫助時給予關懷或實質 的幫助層面來探討，而是以「父母對子女行 為了解程度」來測定，此項目分數越高，表 示父母親越能掌握和監控孩子行蹤及行為， 家長的高度關懷及緊迫盯人的行為易造成學 生心理壓力而導致憂鬱情緒(林耀盛、李仁 宏、吳英璋，2006)
三、學校因素與憂鬱
在學的偏差行為及結交偏差同儕對高 中職生的憂鬱狀況有顯著差異，研究發現高 中職生喜歡就讀的學校和班上同儕，其憂鬱 程度會降低，而結交會抽菸、喝酒、偷東西 的同儕其憂鬱程度提升，此結果與國內的研 究發現相同，因在校有偏差行為及結交偏差 同儕可能會被貼標籤、汙名化，且被學校 重 48 中等教育第64 卷第 2 期 老師記過而導致情緒不佳(翁國峰，2008 ;
黃靖雯， 2010) 。在階層回歸上，加入學校 因素，可解釋憂鬱變異增加 4.7% '謝佳容(2006
)發現學校因素可解釋青少年憂鬱為1.
5%
'可見學校因素並非青少年憂鬱最主要 因素。學校因素中的在就讀學制上，高中生 與高職生並無差異，可能是因為此研究的量 表末將課業壓力或是未來職業或是升學選擇 列入問卷中。 另外，除了與憂鬱相關的因素外，在 研究中亦發現結交偏差同儕與在校偏差行 為 (r=.57' p<.Ol
)有顯著的相關性，表示 學生在書寫此份問卷時有認真書寫，而非 隨便做答。同儕偏差行為會影響學生有偏 差行為出現(詹宜華、張楓明、董旭英，2012)
，一方面是因為認為朋友的行為應該 與自己相似，另一方面個人會選擇與自己相 似的人交往，且青少年會希望被團體認同而 有「從泉」行為(李文傑，2012
;楊環華，2008)
根據本研究結果，以個人、家庭與學 校方面來預防青少年的憂鬱情緒提出相關建 議:(一)個人方面
在性別方面，女性較易有憂鬱情形， 在學校課程或是家庭的養成教育上，應多培 養「剛柔並濟」的性格(陳彰惠，1997)
或是教導高中職生在對自己情緒及想法的敏 銳度及後設認知，當察覺到有負向的信念或 不理性的想法時，應從其中脫離，青少年亦 應學習面對壓力情形的因應方式(紀怡如，2002)
從個人、家庭、學校面向探討高中職學生憂鬱相關因素
Investigating Depression Among High School Students from Individua
l,Familial and School's perspectives
(二)家庭方面
家長不宜一昧地要求了解學生的行為 而讓學生感到被控制，應多增加情感及關係 上的建造，並在學生成長的過程給予正向的 思考，培養樂觀態度，父母亦應注意學生交 友情形，減少學生進出不良場所結交偏差同 儕之機會;在學校，教師若發現有單親的學 生，可多觀察是否生活、情緒上的異狀，必 要時予以關心或輔導。(三)學校方面
儘量減少學業成績的排名，以減少學業 成績排名後段學生造成太大的壓力，教師在 班級經營上，可多凝聚對班級的向心力，讓 學生喜歡學校及班上同學，教師也應注意同 學結交偏差同儕情形，若有此情形儘早予以 規勸，降低學生接觸偏差行為同儕的機會， 並在班上若發現有較憂鬱的學生，可轉介到 輔導教師，定期予以關心及輔導或是學校普 遍辦理心理衛生及教育輔導之座談會、演講 等活動，教導青少年相關情緒管理課程。陸、研究限制
一、此研究模式為次級資料的分析，故以生 態模式來看，本研究缺乏環境與社區間 的因素。 二、許多變項對於高中職生的憂鬱有統計 上的差異，但實際上各變項與憂鬱的相 關性看起來並不高，從個人、家庭、學 校因素來看，總解釋量只有13 .4% '表 示憂鬱是一個複雜、多層次的問題，更 應從多面向來探討青少年的憂鬱。本研 究缺乏從個人的特質、認知、行為、性 格、悲觀特質、負向的信念、是否對自 我要求完美、對自我的評價來探討憂鬱(Erozkan
,
Karakas
,
Ata
&
Ayberk
,
2011;
Negovan
&
Bagar峙，2011)
，是一大缺 失，尤其應探討個人的非理性信念、令 其感到有壓力的因素和解讀、因應壓力 的歷程(Gladstone
&
Beardslee
,
2009 ;
翁素月等人，
2005
;盧怡任、黃正鵲，2004
)等因素，且憂鬱的情緒並非是一 成不變，應、考慮發生的生活事件(周桂 如，2002)
，謝佳容 (2006 )針對國中 生的憂鬱情形做研究，只用個人背景變 項所能解釋憂鬱程度只有7% '但加入個 人人格特質後，研究的解釋力提升了近 的%'可見個人人格特質對青少年的憂 鬱影響甚鉅。 三、本問卷為自填式問卷，無法排除學生因 心理防衛機轉或是其他原因不願透露真 實的狀況。 四、此研究測量學生的憂鬱情緒，對醫學上 的憂鬱症診斷尚有一段距離，無法作為 憂鬱症的篩檢。參考文獻
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0.257.
勘誤表
本刊第六十四卷第一期勘誤更正說明。 。頁4 ，目錄: ，.高職機械科產業導向專 題製作能力項目與課程內涵之建構」 乙文，誤將作者中文姓名誤植為【李 蕭育】，更正為【蕭育琳】， ，.初 探凱利方格技術診斷力概念之心智模 型」乙文，誤將作者英文姓名誤植為<
Jing-Ping
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