由於非條件化成長模式的截距項與斜率項變異成分達到顯著，需要繼續進行 條件化成長模式的分析，以檢驗層次二變項（家庭凝聚力、班級氣氛）對青少年
自尊的影響及其是否會對自尊成長趨勢中產生不同的成長速率。分析之模型如下 所示：
Yti = π0i + π1i (Time)ti + π2i (Time)2ti + eti
π0i = β00 + β01（家庭凝聚力）+ β02（班級氣氛）+ γ0i
π1i = β10 + β11（家庭凝聚力）+ β12（班級氣氛）+ γ1i
π2i = β20 + β21（家庭凝聚力）+ β22（班級氣氛）+ γ2i
條件化成長模式如表2所示，青少年初階段之自尊（π0i）部分，平均數
（β00）為16.114，解釋變項中家庭凝聚力（β01）與班級氣氛（β02）分別為.096 與.153，均達顯著，表示青少年國一時的自尊有顯著的個體間差異，亦即，家 庭凝聚力與班級氣氛會對於青少年初階段之自尊產生影響。由表中分析結果可 知，青少年初階段自尊會因為家庭凝聚力（t = 7.727，p = .000）與班級氣氛（t = 6.261，p = .000）之不同而有所差異。其中，家庭氣氛愈佳之青少年，其自尊愈 高；且班級氣氛愈好者，自尊也會愈高，二者有正向關聯。須特別提及的是，本 研究所分析之層次二對於層次一變項之直接效果，並非如同過去文獻以橫斷式研 究進行討論，而是以家庭凝聚力與班級氣氛預測青少年國一時的自尊，此分析結 果支持本研究假設二：家庭凝聚力對青少年初階段之自尊有正向影響，以及假設 三：班級氣氛對青少年初階段之自尊有正向影響；換言之，家庭凝聚力與班級氣 氛可有效預測青少年國一時的自尊。此外，截距誤差項隨機效果部分，其變異數 成分（τ00）之值為3.955，χ2值達到顯著，表示仍存在能夠影響青少年自尊截距差 異的個體層次變數尚未被本研究所討論；也就是說，可能還有其他因素會影響青 少年國一時的自尊。
在成長曲線模式的調節效果部分，班級氣氛之係數達到顯著（t = 2.021，p = .043），表示班級氣氛會調節青少年個體間自尊的二次成長曲線趨勢，且由表中 數據可知，β20為正值，β22亦為正值，表示班級氣氛對於青少年自尊的成長曲線 具有影響效果；也就是說，青少年自尊之二次成長曲線趨勢呈現先下後上之開口 向上圖形，且當國一時的班級氣氛愈好，青少年自尊的成長速率變化會愈明顯。
若分不同的發展走向來看，當國一到國三的自尊為向下的成長趨勢時，因為β22為 正值，所以為負向的調節，表示自尊原本呈下降趨勢，若在班級氣氛愈佳的情況
下，下降幅度（斜率）會愈緩和；相反地，當高中開始的自尊呈現上升趨勢，因 為β22為正值，所以為正向的調節，表示在班級氣氛愈佳的情況下，上升幅度（斜 率）也會愈大，表示自尊的正向發展也會愈快速。同時，也需再次強調的是，此 分析討論的班級氣氛指的是國一時期的班級氣氛。從先前計算之青少年自尊各階 段成長率看來，國一到國二、國二到國三的成長率屬於負成長，因此在此階段 中，班級氣氛較好的青少年其自尊反而下降愈快；而國三到高三、高三到大二的 成長率屬於正成長，因而此階段中班級氣氛較好的青少年其自尊上升速率則較班 級氣氛不佳者上升得更快。
相較於班級氣氛對於青少年自尊成長速率的調節效果，家庭凝聚力對於青少 年自尊的成長速率則無顯著影響。此結果支持本研究之假設五：班級氣氛對青少 年自尊的成長速率具有影響，而拒絕本研究假設四：家庭凝聚力對青少年自尊的 成長速率具有影響。本模式之變異數成分達到顯著（τ22 = .004，p = .000），表 示仍有其他屬於個體層次，但尚未被探討到的變項會影響到青少年自尊的二次成 長曲線趨勢。
關於班級氣氛對青少年自尊成長速率的影響，由於相關文獻中尚未有研究獲 致類似的研究結果，因而本研究輔以社會心理學的相關理論，嘗試討論可能原 因。按照班級的社會體系理論，班級中學生行為改變的問題，須從班級社會體系 的觀點加以探討，在制度與個人之間，團體生活可以形成一種班級氣氛，此種氣 氛則會影響班級中學生的意向；換言之，國一時的班級氣氛是相當有可能影響學 生的自尊發展，尤其本研究是以延宕效應來探討國一時的班級氣氛對於自尊縱貫 發展的影響，這是與過去研究大不相同的；也就是說，國一時的班級氣氛不僅僅 是對於國一時的自尊有影響，也會影響到後續的自尊發展，且在自尊下降時，若 能有良好班級氣氛的支持，青少年的自尊下降趨勢將可較緩；而若是在高中、大 學時期的自尊上升趨勢來看，若青少年還能有良好班級氣氛的支持，則自尊上升 的幅度將更明顯。再者，本研究以延宕效應討論國一時的班級氣氛與家庭凝聚力 對後續自尊長期發展的影響，研究結果顯示，僅班級氣氛有影響。由此可知，孩 子所處班級氣氛的影響將大於家庭凝聚力，且這影響效果將延伸至大學時期。再 次提醒家長，必須重視孩子在校的表現、行為，尤其是所處班級的氛圍更是重 要。