青少年自我尊重模式之驗證

(1)

教育心理學報， 2∞0' 31 卷， 2 期， \05-127 頁

青少年自我尊重模式之驗證

吳怡欣

台北市興雅圈中

張景媛

國立台灣師範大學教育心理與輔導學系本研究主要之目的為以實徵資料來驗證本研究所提出的「青少年自我尊重模式」與實徵觀察所得資料的適配情形。為達成上述研究目的，研究者首先以台北市 781 位國中二年級的學生為觀察樣本，測量他們在「與重要他人情感關係量表」、「自我尊重量表」以及「學業成就動機量表」上的得分，並且取得受試者的段考成績，資料回收之後，再以 LISREL 進行考驗。結果發現「青少年自我尊重模式」與實際觀察所得的資料之 j 值雖然達到顯著水準，但是其他的整體適配評鑑指標及模式的內在結構適配度指標都顯示了本研究所建構出來的「青少年自我尊重模式」的然可以用來解釋實徵觀察資料。研究結果驗證了研究者的路徑假設:青少年「與父親母親」和「輿導師同儕」的情感關係對其「自我尊重」皆有直接效果產生，而青少年的「自我尊重」對其「學習表現」也有直接效果存在。關鍵詞:青少年、自我尊重、與重要他人的情感關係、學習表現

緒論

105

Maslow 極為推崇自我尊重(簡稱自尊)的重要性，他主張自尊是人類的基本心理需求，它就像是食物和氧氣一樣，是我們的一項必需品(引自 Garner，

1995 )

0

8randen

(孫允寬譯，民 85 )亦表示:有些事實是不容忽略的，其中之一即為自尊的重要性，因為自尊可說是意識上的免疫系統，它跟健康上的免疫系統一樣，雖然無法保證人可以永不生病，但卻能增強我們對疾病的抵抗力及復原力。因此，大多數的父母和教育學者均贊同孩子能發展出正向的

自尊是眾所期望的發展結果 (Klein，

1992)

0 81ake 與 SI崎(

1993

)也認為改善自尊對青少年

的生活、人格和學業等各方面都會有正向的影響，因為自尊對一個孩子整體的功能而言是重要的( Pope司 McHale，

&

Craighead

,

1988 )

，一個孩子對自我的觀感形成了他往後人生的主幹'

*本論文係吳怡欣於國立臺灣師範大學教育心理與輔導研究所完成之碩士論文的部分內容，由張景握教授指導。

(2)

106 教育心理學報一個人的自信、能力、堅持力、是否願意接受挑戰與冒險、能不能尊重他人，以及其責任感皆由此而生 (Brody' 引自 Gamer， 1995) 。故當仔細思考到底我們的青少年需要具備些什麼以能夠面對 21 世紀充斥著挑戰與各種形形色色問題的生活這個問題時，具備更健全的自尊

(healthier

self-esteem) 應為首要要件，這對現今的年輕人而言是不可缺少的特質，尤其是如果他們想在生活中做個成功的人的話(

Friedland

,

1992

)。從上述前人的種種觀點中，研究者有感於青少年的自尊對其各方面發展之重要性，因而擬對當前青少年的自尊進行探討，試圖建構出一個有關青少年自我尊重的理論模式，希望從模式中能夠找出影響青少年自尊的重要因素或是與青少年的自尊有密切相關的因素，以做為父母、學校老師或是未來研究的參考。根據上述之研究動機，本研究之目的為建構一個青少年自我尊重模式，並且以實徵資料來驗證本研究者提出的「青少年自我尊重模式」與實徵觀察資料的適配情形。研究者假設:本研究根據自尊之相關文獻所建構的「青少年自我尊重模式」與本研究搜集的國中二年級學生之觀察資料可以適配，亦即該理論模式可以用來解釋實徵觀察資料。

一、自尊的理論基礎

←)自尊與自我觀念之別

文獻探討

談及「自尊」時，很容易令人感到困惑，因為這個用語常是含糊不清的，它和「自我概念 J 時常被視為具有相類似的意義 (Pope

et a

l.

,

1988) ，但許多學者表示自尊與自我概念事實上是不同的概念(吳佳玲，民的;邱連煌，民 81 ;翁淑媛，民 74; L間， 1995

;

Pope et a

l.

,

1988 ; Weaver &

Ma的ews，

1993

)。

例如， Pope 等人(

1988

)便認為自尊與自我概念的不同處在於自我概念是個人對自己各項特質的描述，例如一個孩子描述自己是一個對科幻小說感興趣的人、是 Joe 的朋友、是個在學校中表現中等的學生等等，這些都是構成自我概念的成份;自尊則是對自我概念中包含的訊息所作的評價，例如假若一個在校表現平庸或不佳孩子把成為一個優秀的學生視為是極有價值的東西，那麼他的自尊便會受到損傷。 C∞persmith 、 Beane 與Lipka 等人亦有穎似的看法(引自 Crl∞m， 1993) 。換言之，自我概念是指個人認為自己所具有的種種特質，諸如外表的美醜、智力的高低...等，是個體對自己各個部分知覺的總合;而自尊則是指個體主觀上對自己所具有特質的評價、感受和態度，而非指個

體所持有的特質本身(吳佳玲，民的;邱連煌，民 81

; Weaver

&

Matthews

,

1993) 。一

個個體的自尊是建基於有關自己的客觀的訊，息(有時也並非十分客觀) ，與個人對此訊息

的主觀評價兩者的結合 (Pope

et a

l.

,

1988) 。因此，自我概念是自我的認知部分，而自尊則是自我的情意部分(吳佳玲，民的;翁淑援，民 74) ;或者，我們也可以說自尊是自

我概念的評價部分(

the value aspect of self

-c

oncept ) ( Weaver & Matthews

,

1993

)。

口自尊與自我價值感、自我滿意、自我悅納

一般而言，當詢問自尊的定義為何時，許多學者所提出的看法皆可歸納於下列三種

(3)

青少年自我尊重模式之驗證

107

喜歡自己的程度; (3) 自尊是一個人相信自己、對自己有自信的程度( Pode呦， 1990) 。

例如· Tashakkori 便主張自尊是個人對自我的觀感( 51 自 Garner， 1995). 而 Taylor

(

1994) 及 Weaver 與 Matthews

(

1993

)也表示自尊是指一個人對自己的感覺、個體對

自己的主觀評價。類似的 'C∞persmith 亦認為自尊是指個人對於自我特質的評價、是個

人主觀上對自我的認可與不認可、是個人相信自己是有能力的、是成功的、是重要的、

是有價值的程度(引自 Ho，

Le

mpers

, &

Clark-

Le

mpers

,

1995)

0

Grieger

(引自吳佳玲，民

的)及李惠加(民 86 )認為自尊指個體對自己的一種情緒性評估，而 Clemes 、 Bean 及 Clark 也有類似的看法，他們表示自尊是一個人對自我價值的評量，它通常來自於個體在日常生活中對自己的看法，而這些常在我們日常生活中出現的自我印象經驗，日積月累就成為我們對自己的評價，也就是自尊(引自賈芸棟譯，民 81 )。如同 Podesta

(

1990

)所言，研究者在檢視了不同學者對自尊所下的定義之後發現，大多數學者對自尊所下的定義幾乎都可以囊括在以上所列的範疇之中，即自尊指的是個體對自我滿意、自我接納的程度，它是一種自我價值感。 ~自尊的內;面向包含了利他的成份在內自尊的意義不僅是個人對自己的觀感、評價而己，它的內涵遠超過自我價值感，自我價值感只能算是自尊的入門階而已(孫允寬譯，民 85 )。因為只考慮到自己、只考慮到愛自己是不夠的，事實顯示有許多人很愛自己卻不顧別人，因此若要正確地了解自尊的內涵，我們的目光必須再更深廣些(

Podesta

,

1990

)。美國加州、|自尊心及個人與社會責任任務小組對於自尊的內涵作了如下的界定:珍視自己的價值和重要性，能夠對自己負責，也能對他人負責(文林譯，民 81 ;Podes徊， 1990) 。

Podesta (

1990

)也提出了類似的看法，他主張自尊的真義在於不僅包含了我們對自我的感覺，也包含了我們如何對待別人。因此，如果自尊沒有包含去愛和滋養以及鼓勵我們周遭的人，那麼自尊的價值就很小了。因此，自尊心不僅是對自己有信心、感覺自己有價值、自己尊敬自己，它同時也關係到尊重別人(文林譯，民 81 )。個自尊建構的測量學者對於「自尊」建構的看法主要有二:一為視自尊為單一向度的、整體性的建構

( Kaufinan

&

Raphael

,

1990 ;

Tang

,

1991 ;

Weaver

&

Matthews

,

1993 )

;另一為將自尊視

為是多向度的、由多因素所組成的建構孫允寬譯，民的;

Daniel & King

,

1995;

Le嗨，

1995

)。

Daniel 與 King

(

1995

)認為過去在自尊研究上的一個趨勢是將自尊視為是單一向度的、整體性的建構，而這種做法實有其缺點和限制存在，因此，在 1990 年代的今天，把當代研究自尊的焦點放在檢視多重向度的自尊是有必要也是適切的，研究多重向度的自尊建構可以將自尊的研究轉換到男一個新的舞台上。舉例而言· Pope 等人( 1988) 便主張自尊主要包含了五個因素，它們分別為社會面的自尊、學業面的自尊、家庭面的自尊、身體意象面的自尊、整體性的自尊 (global selι e到自m)

:

1. 社會面的自尊:自己是否對自己和同儕間的互動關係(包括質與量方面)感到滿意，如果一個人的社會需求能被滿足，那麼他會對這一方面的自己感到滿意。 2. 學業自我效能層面的自尊:自我效能層面的自尊指的是個體所知覺到的自己對生活中重要事件的操控和支配力，但就在學的學生而言，尤是指個體對於自己身為學生的評價。如果他能達到自己所設立的標準'而且這些標準也被家人、朋友或老師所接納的

(4)

108 教育心理學報話，那麼他在學業面的自尊將會是正向的。 3. 家庭面的自尊:指的是個體對於自己身為家庭中的一個成員的感覺如何。個體若覺得自己是家中的一個有價值的、重要的成員、並且感受到父母和手足對他的愛、尊重、和接納的話，他在這個向度上會有正向的自尊。 4. 身體意象面的自尊:是指個體對自己的外表上看起來的樣子的觀感。 Walsh

( 1994 )也

表示，當談論到個體的自尊時，我們不能忽略了個體對自己身體意象自我的認同，因為研究顯示個體對自己外表的觀感會影響到他的自尊，亦即那一些對自己的外形有負面感受的個體很可能會有較低的自尊。 5. 整體性的自尊 (global selιesteem) :是自己對自我整體上的評價，在這一方面有正向自尊的個體，會傾向於認為自己是一個不錯的人，自己對自己的大部分都感到滿意。 Pope 等人(

1988 )表示孩子們傾向於用類似的向度來評價自己，部分原因可能是

他們生活的結構類似(如他們都必須上學)且他們也面臨相同的發展任務，因此，以社會、學業、家庭、自我身體意象與整體性的自尊等五個向度來評估一個孩子的自尊是有效的。研究者從上述學者的論點以及先前所歸納的文獻資料中，整理出了本研究對「自尊」建構的內涵要素(六個要素) :家庭自尊、學業自尊、社會人際自尊、利他自尊、身體意象，以及整體自尊。家庭自尊、社會人際自尊、學業自尊、身體意象，以及整體自尊這五個自尊的內涵要素和 Pope 等人(

1988

)所提出的大致相同，而利他自尊則是指個體所知覺到的自己願意幫助他人、為他人著想的程度、樂見他人成功的程度。本研究者之所以把利他這個因素加入自尊的內涵之中，是基於文獻中文林譯(民 81 )、孫允寬譯(民的)、 Podesta

( 1990 )等人的觀點，認為自尊的意義與內涵遠超過自我價值感，它也包

含了我們如何對待別人、包含了去愛和滋養以及鼓勵我們周遭的人、包含了尊重別人。

二、與父母的情感關係與個體自尊發展的關係

Harter 、 Barber 、 Kellerhals 、 Fontaine 等人的研究支持了個體所感受到的來自於父母的支

持和個體的自我意象有關聯性存在的觀點，那一些感受到父母對的關愛、尊重、感受到父母能在他們有困難時伸出援手的個體通常會有正自的自我意象(司|自 Bolognini，

Plancherel

, &

Halfon

,

1996)' 而 Ho 等人(

1995

)的研究亦支持了親子關係對於孩子的自尊有重要影響的觀點，表面上他們的研究結果雖然顯示了家庭經濟困境和青少年子女的低自尊有顯著相關性存在，但是他們發現了這兩者之間的相關是透過親子關係為中介變項所形成的，亦即家庭經濟困境是先透過親子關係'而後才影響到子女自尊的高低。因此，親子關係才是真正影響孩子自尊高低的要素。換言之，青少年所知覺到的與父母間的親子關係可以預測他們在自尊量表上的指數，亦即愈是知覺到親子關係疏離、冷淡、緊張、品質不佳的青少年，其自尊也愈低。國內劉安產、陳英豪(民 83 )也有類似的看法，他們認為父母離婚、再婚等因素雖會影響到子女的自尊，但是家庭結構本身並不是最重要的影響因素，如果在家庭結構不健全的環境下能夠保持和諧的親子關係、家庭關係，孩子的自尊大多是不會受到不良的影響的。上述這些學者的觀點說明了親子之間的情感關係對個體自尊發展的重要性。承上所述，目前的研究大多顯示父母在孩子自尊的發展上扮演了一個很重要的角色

( Taylor

,

1994 ) ，高品質的親子關係是建立和培養高度自尊的重要因素，與雙親保持良好、切

(5)

109

密關係的個體對自己的看法都比較積極良好(劉安彥與陳英豪，民 83 )。

三、與老師的關係對個體自尊發展的影響

對於正值就學年齡的孩子而言，他們與老師接觸的時間甚為頻繁，重要他人也因而由父母擴及到教師，因此老師在學生自尊的發展上可以說是扮演了相當重要的角色(詹素珠，民的;

Whisler

,

1991) 。就如同 Ginott 所言，老師對學生具有決定性的影響力，因為老師是塑造教室氣氛關鍵人物，他們擁有可觀的力量可以決定一個孩子在校的生活是悲慘可憐的還是充

滿歡樂的，他們可以帶給學生痛苦，也可以啟發生(Whisler， 1991) 。由 Ginott 及Whisler 論點可以推知，老師對於孩子的自尊應是有相當的影響力的，青少年所知覺到的老師與他的關係、老師對他的看法，以及老師接納他的程度，是會影響到他的自尊的。

四、與同儕的關係對個體自尊發展的影響

友伴關係在個體人格形成的過程中有很大的影響力(朱經明，民 70 ;賴佳菁，民 85 )。個體在脫離自我中心時期之後即具有角色取替的能力，能由他人反觀自己，友伴對他的評價和態度會內化到其自我之中，形成他的自我評價和自我態度，因此當個體受到友伴的排斥時，在親和需求得不到滿足的情況之下，個體很容易感到孤獨、不快樂、甚至怨天尤人的感覺，故他的人格適應和個人適應都容易產生困難(朱經明，民 70 )。 Clemes 等人(賈芸橡譯，民 81 )亦認為青少年時期是人際關係互動的一個高峰，在這段時期，他們尤其會依同伴對他們的看法和反應來看自己，他們也會藉由和同伴之間的互動關係中重新定義自己、評價自己。如果他們有很多問友，並且為團體所接受，那麼他的自尊會提升;相反的，如果在這段期間，他總是被團體拒絕，他會對自己有較負面的評價，故團體的歸屬感與個體的自尊是有密切的關係的(賈芸棟譯，民 81 )。

五、自尊與學業成就的關係

在所有與自尊有關的行為或特質之中，學業成就與自尊之間的相關性頗受教育界的重視

( Oaniel

&

Kin

g,

1995

)。例如 Wiggins， Schatz 與 West

(

1994) 便將自尊視為是影響學業表現

的非認知的、情意方面的變項，認為高自尊的孩子較不會成績低落( Pod的風 1990

;

Wiggins et

al可 1994) ，研究指出，個體自尊的高低、自我印象的好壞對青少年在校的表現和學習能力有著相當大的影響(賈芸棟譯，民 81 )。

許多學者認為自尊與學業成就之間存在著密切關係(叫“land，

1992 ;

Podes

ta,

1990 ;

Wiggins

,

1994

),

Pope 等人( 1988) 認為這個觀點支持了自我應驗預言(

self-fulfilling prophecy )

的說法:假如學生相信他們有學業上的能力，他們也比較可能經驗到學業上的成功。亦即姑且先不論他實際上的能力究竟如何，個體對自己的信念會影響到他將會選擇何種行為模式以

及他往後表現的好壞(

Frome

&

Ecc

les

,

1998

)。高自尊會幫助孩子學習得更好的原因可能是自

尊較高的青少年通常會以充滿自信和熱心的情緒來學習新的事物，也由於他早以準備好去做一些正面的反應，相信只要自己有心並且努力去做就有希望成功，因此他也較容易會有良好的表現(賈芸棟譯，民 81 )。

Oaniel 與 King

(

1995

)的研究以 Mississippi 三所公立學校三、四、五年級的學生共 208

人為對象探討孩子的自尊與其學業成就之間的相關性，試圖找出構成自尊的各個不同要素之中(家庭方面的自尊、學業方面的自尊、同儕關係方面的自尊，與個人所感受到自己在身心

(6)

110

教育心理學報方面的安全感) ，那些構成要素與學生的學業成就(指在 Stanford 標準化成就測驗上的得分一一包含在閱讀、數學、語文、拼字能力上的整體表現)最有相關。研究結果顯示了自尊與學業成就之間有中度但穩定的、正向的相關存在，尤其是學生對自我學業能力的知覺(個人在學業方面的自尊)與學業成就有最密切的相關存在。 Pope 等人(

1988

)也表示許多的研究發現了正向的自尊與較好的學業成績間有相關存在，而如果特別檢視個體在學業層面的自尊與學業表現上的關係的話，會發現兩者之間有更強的相關存在。

此外·

Rotter

、Primavera， Simon 與 Primavera 、 Rubin， Dorle 與 Sandidge 、 Skaalvik 等人

(引自 Weaver

& Matthews

,

1993

)的研究也都顯示了不論對男生或是女生而言，自尊和學業

成就之間皆存在著中度到顯著的相關性。低學業成就者其自尊也偏低，而高成就者的特質之

一是擁有正向的自尊( positive 田If-estl的m

) (Friedland

,

1992 ; Weaver &

Ma:由ews， 1993) 。

Wiggins 等人(

1994

)的研究結果也再次驗證了自尊與學業表現有顯著相關存在的觀點，他們認為以自尊量表上的得分來預測學業表現此用標準化測驗分數來預測學業表現更有預測力。 Weaver 與 Ma叫1ews

( 1993

)從 200 位被學校老師評定為學業成就低落且行為表現不佳的九年級學生當中隨機抽取 70 位學生參加實驗。 Weaver 與 Matthews 將這 70 位九年級的學生隨機分派為實驗組與控制組，實驗組學生參與研究者所設計的「自尊訓練課程 J '而控制組學生則不進行任何處理。結果發現在為期 14 週、每週兩次的自尊介入計畫之後，實驗組學生的學業成績(包括英語、數學、社會科學、自然科學)超越控制組，與控制組學生的學業成績達到 .001 的顯著差異。 W臼ver 與 Matthews 的這項研究也支持了個體的自尊是影響其學業成就的一個關鍵要素的觀點。

六、自尊與學業成就動機的關係

810ck 與 Robins

( 1993

)以 91 位受試者為對象進行了一項有關自尊與人格特質的分析研究。研究結果發現，不論是在 14 、 18 或是 23 歲時探討自尊與人格特質之間的關係皆發現了與高自尊受試者比較起來，低自尊者在過到困難時比較容易退縮的。這項研究結果和 Branden (孫允寬譯，民 85 )的論點類似，他認為自尊心低落的個體較易放棄或未盡全力，而 Clemes 等人也表示，低自尊的孩子在面對事物時多半會抱持著失望和害怕的態度，而這種「我什麼都做不好」、「我再怎麼努力都沒有用」的心態很容易衍變成「失敗併發症 i

failure syndrome )

,

亦即這種孩子在面對問題時，不是一開始就放棄就是半途而廢，除非個體對自我能夠有正面的評價，否則這種惡性循環不易打破。反觀擁有自尊心高的人，在面對困難時較懂得堅持，他們對事物的堅持時間遠長於低自尊者(引自賈芸棟譯，民 81 )。承上所述，有許多的研究顯示了個體的自尊與其成就動機有高度相關，自尊較高的個體相對於低自尊的個體有較高的成就動機，且不論男女皆是如此;而對低自尊的個體而言，他們傾向於選擇較為容易的工作以避免自己找釘子碰。以上研究者以前人的研究為根基探討了自尊的定義和內涵、與重要他人(父親、母親、老師、同儕)的關係與個體自尊發展之間的關聯性、個體自尊與其學業成就動機、學業成就之間的關係。研究者認為過去的研究多只針對其中的少數幾個變項做相關性的探討，缺乏整合性和統觀性的模式，故本研究乃結合上述數個重要的變項以一個統整的觀點來進行研究。在「與重要他人的情感關係 J 方面，本研究整合了 Clemes 等人(司|自賈芸棟，民 81 )、

Coopersmith (

ij

I 自 8Iake&Slate， 1993) 、 Taylor

( 1994

)、 Whisler

( 1991

)等人的觀點，包含

(7)

l l l 了與父親的情感關係、與母親的情感關係、與導師的情感關係、與同儕的情感關係等四個部分;在「自我尊重」方面，研究者在綜合了文獻資料之後也發現到過去許多的研究之中所界定的自尊並不能夠包含自尊之全貌，就如同 Daniel 與 King

( 1995

)所言，對自尊的界定方式不同，所得的研究結果可能也會不相同，故本研究除了採用 Pope 等人( 1988) 所定義的自尊為主要架構之外，尚且參考文林譯(民 81 )、孫允寬譯(民的)及 Podesta

( 1990

)等人的觀點，試圖以一個比較完整的方式來重新界定自尊與測量自尊;此外，本研究結合了 Podesta

(

1990) 、 Wiggins

( 1994

)及 Baumeister 與 Tice (司|自 Tang，

1991

)等人的觀點，將「學業成就」變項與「學業成就動機」變項整合為「學習表現 J 來加以探討，亦即除了研究個體實際的學業成就之外，也加入情意層面的動機成份。青少年自我尊重模式之驗證

研究方法

一、研究架構

研究者在統整了文獻資料之後認為「自我尊重」應屬一中介變項，有一組先前變項(個體與重要他人的情感關係)會影響到個體的自我尊重，並影響隨後的後果變項(個體的學習表現)。圖一即為本研究者所提出的「青少年自我尊重模式」因果徑路圖。 ε7 正 6

ε ‘

ε 可 δ3 青少年自我尊重模式因呆徑路圖 t2 : 個體與導師同儕的情戚關靜、

X3

:個體與導師間的情嵐關條、 X4: 個體與同儕閉的情戚關條 δ4 圖

t

1: 個體與父母的情戚關條、 XI: 個體與母親間的情戚關條、 X2 :個體與父親間的情居民關條 η2: 學習表現 Y7: 學業成就動機 yg: 學業成就 η1 :自我尊重 YI: 家庭自尊 Y2: 學業自尊 Y3: 社會人際自尊 Y4: 身體意象 Y5: 利他自尊 Y6: 整體自尊

(8)

112

教育心理學報

二、研究對象

研究者以就讀於台北市石牌圈中、龍山園中、五常國中、民族園中、南港國中、東湖國中等國民中學二年級的學生為施測對象，為方便學校行政作業，故採用叢集抽樣法，以整個班級為單位進行施測。經刪除不認真填答、作答不完全、有明顯反應心向者之後，總計有效樣本人數共有 781 人(男 380 人;女 401 人)。

三、研究工具

本研究所使用的工具包括研究者自編之「自我尊重量表」、「與重要他人之情感關係量表 J' 以及改編之「學業成就動機量表」等三份量表。茲分別將以上三份量表的編製或改編過程、信效度的建立過程，以及訪談問題的編擬依據、過程與內容呈現如下。 H 自我尊重量表本研究中所使用的自我尊重量表乃是研究者根據 Pope 等人(

1988

)的論點為架構，再參考文林譯(民 81 )、孫允寬譯(民的)及 Podesta

( 1990

)等人的觀點自行騙製而成，共包含了六個分量表，其分別為家庭自尊 (8 題)、學業自尊 (8 題)、社會人際自尊(1 1 題)、身體意象自尊( 5 題)、利他自尊 (7 題) ，以及整體自尊( 8 題) ，共計 47 題，量表採用 Likert 式四點量表的型式呈現。研究者以台北市弘道國中、麗山園中、民權園中、興雅圈中等 288 位國民中學三年級的學生為對象進行量表預試之工作(得有效問卷 275 份) ，利用項目分析及因素分析來選擇試題，並求得內部一致性係數( Cronbachα 值) 及折半信度(斯布校正公式) (見表一所示)。

表一

自我尊重量表各分量表的內部一致性係數及折半信度

分量表名稱內部一致性係數折半信度

(N =275)

家庭自尊

0.87

0.89

學業自尊

0.85

0.87

身體意象

_0.84

_0.78

社會人際自尊

0.90

0.86

利他自尊

0.78

0.79

整體自尊

_0.89

_0.92

口與重要他人的情感闖係量裴本研究中所使用的與重要他人的情感關係量表乃是研究者根據 Ryan 與 Lynch

( 1989

)、 Tay10r

( 1994

)、Whisler

( 1991

)等人的論點自行編製而戚，共包含了四個分量表，其分別為與母親的情感關係(1 0 題)、與父親的情感關係 (10 題)、與導師的情感關係( 10 題)、與同儕的情感關係 (6 題) ，共計 36 題，量表採用Likert 式四點量表的型式呈現。研究者以台北市弘道園中、麗山圈中、民權園中、興雅閩中等 288 位國民中學二年級的學生為對象進行量表預試之工作(得有效問卷 275 份) ，利用項目分析及因素分析來選擇試題，並求得內部一致性係數( Cronbachα 值)及折半信度(斯布校正公式) (見表二所示)。

(9)

113

表二與重要他人的情感關係量表各分量表的內部一致性係數及折半信度分量表名稱內部一致，陸係數折半信度

(N =275)

與母親的情感關係層面

0.94

與父親的情感關係層面

0.94

與導師的情感關係層面

_0.90

_0.93

與同儕的情感關係層面

_0.80

_0.84

(:)學業成就動機量表本研究之「學業成就動機量表」係參考張景媛(民的)之「動機信念量表」中的「成就動機分量表」編製而成的，旨在測量學生在學業方面的成就動機，量表型式係採用 Likert 式四點量表的型式呈現，共包含了 7 個試題。研究者以台北市弘道園中、麗山圈中、民權國中、興雅國中等 288 位國民中學三年級的學生為對象進行量表預試之工作(得有效問卷 275 份) ，依據項目分析與因素分析的結果加以篩選試題。本量表的內部一致性係數值為.82 '而折半信度為.84 。個學業成就在本研究中，研究者以受試者 87 學年度第一學期第一次段考國、英、數三科成績的平均分數來代表受試者的學業成就。各科成績係以各個學校為單位(因同一學校學生使用相同版本的段考試題) ，先將各科之原始分數轉換為標準分數 (T 分數)後，再將三科加以平均並進行分析。 T 分數愈高者，代表其學業成就愈高 T 分數愈低者，代表學業成就愈低。

四、資料處理

量表回收之後，將不認真填答、亂答、有明顯反應心向等廢卷剔除，再將有效問卷之資料建檔，以「線性結構分析 J (LlSREL) 來考驗本研究之假設(以 α=.05 為顯著水準)。

結果與討論

本研究以 781 名圓二學生為觀察樣本進行理論模式與觀察資料的適配度考驗，運用

Ll

SREL 8.20 版電腦統計套裝軟體進行資料分析，以加權最小平方法(

Weighted

Le

ast Squares ;

WLS) 進行參數估計。表三是受試者在與父母的情感關係、與導師同儕的情感關係、自我尊重、學習表現上得分的平均數與標準差一覽表。表四是受試者在各變項上得分的相關係數一

(10)

114

!教育心理學報

表三

受試者在與父母的情感關係、自我尊重、學習表現海分的平均數與標準差 (n=781)

項目

_平均數

標準差與父母的情感關係與父親的情感關係

₂₇

.3

2

8 .2

9

與母親的情感關係

24 .4

9

8 .3

9

與老師同儕的情感關係與導師的情感關係

_28.97

₆

_.5

₂

與同儕的情感關係

_20.00

_3.88

自我尊重家庭層面自尊

22 .4

0

4.87

學業自我效能層面自

21.64

5.85

身體意象層面自尊

1

1.

91

3.69

社會人際層面自尊

30.20

6 .3

9

利他層面自尊

21.08

3.76

整體自尊

2

1.

94

6 .2

4

學習表現學業成就動機

20.16

4 .4

8

學業成就

50 .4

8

8.85

(11)

青少年自我尊重模式之驗證表四受試者在各變項上得分的相關係數 (n=781

)

變項

A 1 A2

A3

A4

B 1 B2

B3 斟酌 B6

C1

C2

與重要他人的情感關係部分 AI 與母親的

1.

00

情感關係 A2 與父親的

.52*

1.

00

情感關係的與老師的

.2

6*

.2

6* 1.00

情感關係 A4 與同儕的

.2

0* .20*

.2

5*

1.

00

情感關係自我尊重部分 BI 家庭自尊

.61 *

.5

2*

.3

1 *

.3

1 *

1.

00

B2 學業自尊

.2

7*

.3

5*

.3

6*

.3

1 *

.4

4* 1.00

的身體意象

.28* .29* .12*

.2

7*

.3

0*

.2

1 *

1.

00

B4 社會人際

.28*

.3

1 *

.2

1 * .65*

.4

0*

.4

3*

.4

1 *

1.

00

自尊的利他自尊

20* .20* .25* .17* .18*

.15* 到*

.15*

1.

00

B6 整體自尊

.28*

.3

3*

.3

0*

.4

9*

.3

9* .64*

.4

0* .67* .14*

1.

00

學習表現部分 CI 學業成就動機

.3

3*

.3

6* .27* .26*

.3

5*

.5

7*

.2

1 * .29*

.3

8*

.3

8*

1.

00

C2 學業成就

.08* .09* .13 *

.2

3 * .22*

.4

4* -.02 .18* .07* .21 *

.4

6*

1.

00 *

p<.05

一、模式的基本通配度考驗

115

基本適配標準主要在評估理論模式是否有辨認(

identification

)的問題(陳正昌、程炳林，民 87)'本研究採用 Bagozzi 與 Yi 所建議的五項標準來考驗青少年自我尊重模式的基本適配度:(1)不能有負的誤差變異; (2)誤差變異必須都達到顯著水準; (3)估計參數之間相關係數的絕對值不能大於.95

;

(4)因素負荷量應介於.50-.95 之間; (5)估計參數的標準誤不能太大。(司| 自陳正昌、程炳林，民 87 ;程炳林，民 87 )。首先對照國一及國二可知，所有的誤差變異 (ε\- E: 8 、 δl~34 、 t\ 及 t 2 )皆為正值，並且這些誤差變異也都達到顯著水準，符合第一、二項檢驗標準。其次，估計參數之間最大的相關係數的絕對值也未大於.鈣，符合第三項標準。再者，從完全標準化係數值(見圖二) 可知，因素負荷量只有 λ 的I 的. 42 略低於.50 ，其餘的因素負荷量皆介於.56-.94 間，符合因素負荷量應介於.50- .95 之間的模式基本適配標準。最後，從表七可知，本研究估計參數的標準誤介於.02-.14 之間，並無過大的標準誤，符合第五項評鑑標準。故前述結果顯示本研究之「青少年自我尊重模式」並無辨認問題存在。

(12)

116 教育 JL、理學報

二、青少年自我尊重模式的整體通配度考驗(模式外在品質的考驗)

表五是青少年自我尊重模式的整體適配度考驗結果。表中顯示本研究提理論模式與觀察資料整體適配度的卡方考驗 χ2(50)得 639.20' p 達到 .05 的顯著水準'顯示觀察所得之變異數共變數矩陣 S 與理論上的變異數共變數矩|嘩相等的假設必須予以拒絕，亦即理論模式與觀察資料並不適配。表五青少年自我尊重模式的整體通配度考驗結果

l 、 MINIMUN

FIT FUNCTION CHI-SQUARE=639.20

(p 立 0.0)

DEGREES OF FREEDOM=50

2 、 GOODNESS

OF FIT INDEX (GFI) =0.96

3 、 ADJUSTED

GOODNESS OF FIT INDEX (AGFI) =0.93

4 、 NORMED

FIT INDEX (NFI) =0.92

5 、 NON-NORMED

FIT INDEX (NNFI) =0.90

6 、 COMPARATIVE

FIT INDEX (CFI) =0.93

7 、 INCREMENTAL

FIT INDEX (IFI) =0.93

8 、 RELATIVE

FIT INDEX (RFI) =0.90

由於線性結構分析 (LISREL) 是採用 χ2 考驗的方式來評估模式的適配度，而以值容易隨樣本數而波動，一旦樣本人數很大，幾乎所有的模式都可能被拒絕(陳正昌、程炳林，民

87 '

p.3 79 、 p.4 15

)

，因此判斷模式的適配度仍須從不同的角度、參考其他的指標來做判斷。因此除卡方考驗外，本研究亦參照其他比較不受樣本數影響的適配度指標(見陳正昌、程炳林，民 87 ;程炳林，民 87)評鑑青少年自我尊重模式與觀察資料的整體適配度。適配度指數 (GFI) 與調整後適配度指數 (AGFI) 顯示由理論模式(假設模式)所能解釋的變異與共變的壘，這兩個指數的最大值都是 1 '數值在90 以上是理想的數值，本研究所得的 GFI 、 AGFI 指數分別為為 .96 與.旬，與其最大值 l 已相當接近。

本研究所得之 NFI 、 NNFI 、 CFI 、 IFI 、 RFI 指數分別為.92 、 .90 、 .93 、 .93 、 .90 。這五項

指數反映的都是理論模式的增值適配度，即理論模式與獨立模式比較起來適配得有多好，這五項適配度指數的數值大都介於 0-1 之間，數值大於 0.90 以上表示理論模式的適配度理想。由上述資料可知，本研究所得的數值皆為理想的數值。這些結果都可以表示雖然青少年自我尊重模式與觀察資料的整體適配度的卡方考驗的 χ2 達到.05 的顯著水準(以卡方考驗而言青少年自我尊重模式與實際觀察所得的資料並不適配)

,

但是在其他的適配指標上仍然相當理想。

三、青少年自我尊重模式的內在結構通配度

模式內在結構的適配度顯示了一個模式的內在品質(陳正昌、程炳林，民 87) ，本研究採用以下四項標準來評鑑本青少年自我尊重模式的內在結構適配度，這四項評鑑標準分別為:

個別項目信度(

individual item reliability

)、潛在變項的成份信度(

composite reliability

)、潛在

變項的平均變異抽取(

average variance

extracted) 、估計參數的顯著l生考驗，茲分述如下。表六即為青少年自我尊重模式測量指標之個別項目信度及潛在變項的組成信度、平均變異抽取

(13)

117

表六青少年自我尊重模式測量指標之個別項目信度、潛在變項的組成信度

及平均變異抽取量

變項測量指標之個潛在變項之潛在變項之平別項目信度組成信度均變異抽取量與父母的情感關係 (ç

1)

.71

.56

(1)與母親的情感關係

_.57

(2)與父親的情感關係

_.5

₄

與導師同儕情感關係(ç

2)

_.66

.5

0

(1)與導師的情感關係

_.3

₄

(2)與同儕的情感關係

_.66

自我尊重 (η1)

.90

.60

(1)家庭自尊

.70

(2)學業自尊

_.83

(3)社會人際自尊

.78

(4)身體意象

_.3

2 (5)利他自尊

_.18

(6)整體自尊

_.81

學習表現 (η2)

_.76

_.63

(1)學業成就動機

_.89

(2)學業成就

.3

7

←河固別項目信度表六列出了青少年自我尊重模式十二個觀察指標的個別項目信度(由潛在變項預測觀察變項 X 、 Y 的 R2_{值)。此項指數在反映測量誤差的大小，數值越高表示觀察變項的} 測量誤差越小;數值若低於.50 即表示觀察指標的測量誤差過大(陳正昌、程炳林，民 87

;

張景媛，民 86 )。表中發現，青少年自我尊重模式十二個觀察變項中，有身體意象、利他自尊、學業成就、與導師的情感關係等四個變項的信度低於.鉤，其中以利他自尊的項目信度最低，只有.18 '這顯示了以利他自尊做為自尊因素的觀察指標似乎有待商榷。其餘變項的項目信度則介於.54-.89 之間，達到.50 的理想標準。口潛在變項的成份信度除了以個別項目的信度是否在 0.5以上來評鑑模式的內在品質之外，潛在變項的成份信度(組成信度)是否在 0.6 以上也是評鑑模式內在品質的重要指標。經過計算之後得知本研究的四個潛在變項的成份信度分別為 :ρ~I (與父母的情感關係)的.71 、 ρ 。 (與導師同儕的情感關係)的.66 、 ρη1 (自我尊重)的.90 、 ρη2 (學習表現)的.76 。結果顯示了四個潛在變項的成份信度皆在 0.6 的標準之上。

(14)

118

教育，心理學報〈三j潛在變項的平均變異抽取潛在變項的平均變異抽取是否在 0.5 以上是評鑑模式內在品質的另一項重要指標，而本研究中之四個潛在變項的平均變異抽取分別為 :ρvc(tl)( 與父母的情感關係) 的.56 、 ρ 閱(

t 2 )

(與導師同儕的情感關係)的.50 、 ρvc (η1

)

(自我尊重)的.60 、 ρ 時 (η2) (學習表現)的.63 '四個潛在變項的平均變異抽取也都在 0.5的標準之上。個估計參數的顯著性考驗表七是青少年自我尊重模式所有估計參數的顯著性考驗。模式內每個估計參數是否達到顯著水準亦是檢驗模式內在品質的一項重要指標。由表中可知，在所有的估計參數中，所有的估計參數全部都達到.05 的顯著水準。由上述所有評鑑模式內在品質的資料顯示本青少年自我尊重模式的內在結構適配度尚符合理想標準。

表七

青少年自我尊重模式所有估計參數的顯著性考驗參數估計值 _標準誤

_t

_值 _參數估計值 _標準誤

_t

_值

λYII

1.

00

ε4

0 .2

2

0.04

5 .3

6*

λY21

1.

09

0.02

46 .3

6*

ε5

0.82

0.04

19 .4

6*

λY31

0.67

0.03 22.67*

ε6

0.19

0.04 4.58*

λY41

1.

05

0.02 45.91*

ε7

0.11

0.05 2.10*

λY51

0 .5

1

0.03

15 .5

7*

ε8

0.63

0.05 13.74*

λY61

1.

08

0.02 47.27*

δl

0 .4

3

0.05 9.06*

λyη

1.

00 δ2

0 .4

6

0.05 9.78*

λY82

0.64

0.03

2

1. 04*

δ3

0.66

0.05 13.90*

λX

II

1.

00 δ4

0 .3

4

0.05 6.23*

λX

₂₁

0.97

0.03 29.26*

γ11

0.62

0.10 6.11 *

λX32

1.

00

γ21

0.66

0.14 4.91 *

λ~2

1.3

9

0.07 20.24*

β21

0.94

0.03 36.09*

εl

0 .3

0

0.04 6.77*

0.04

0.02 2.12*

ε2

0.17

0.04 3.97*

0.27

0.04 6.53*

ε3

0.68

0.04

15 .3

9*

*未列標準誤者為參照指標，是限制估計參數

_{* p<.05}

四、青少年自我尊重模式各變項間的直接效果

青少年自我尊重模式中各潛在變項的直接效果即為徑路係數，也就是模式所要估計的參數(張景媛，民 86 )。圖二是青少年自我尊重模式估計所得的完全標準化係數值(

comp\ete\y

standardized so\ution

)。

(15)

f

,

:個體與父母的情戚關機 xt: 個體與母親闊的情戚關你 X2: 個體與父親間的情戚關靜、

f

2 :個體與導師同儕的情戚關條

X

₃:個體與導師間的情戚關棒、凡:個體與同儕間的情戚關條 η 自我尊重

Y

,

:家庭自尊

Y

₂:學業自尊

Y

₃:身體意象

Y

4 :社會人際自尊 Y

_S

: 利他自尊

Y

6 :整體自尊 .43* .66* .34* η 學習表現

Y

₇:學業成就動機 Y

g

: 學業成就 .30* .17* .68* .22* .82* .19* 圖二青少年自我尊重模式的因果徑路佛、數(*

p

<.05)

。表示參照指標，是限制估計參數) .11* 119 首先，在潛在自變項對潛在依變項的直接效果方面，根據理論，本研究假定青少年與父母的情感關係以及與導師同儕的情感關係對其自我尊重有直接殼果存在。從本研究實察所得的觀察資料顯示:青少年與父母的情感關係對其自我尊重的直接效果達到.05 的顯著水準 (γ ,,

=.56) ，青少年與導師同儕的情感關係對其自我尊重的直接效果亦達到.05 的顯著水準 (γ12

=.4

6

)。由結果可知，青少年與父母的情感關係以及與導師同儕的情感關係與其自我尊重之間的關係十分密切。在潛在依變項對潛在依變項的直接效果方面，本研究假定青少年的自我尊重對其學習表現有直接效果存在。本研究察際觀察資料顯示:自我尊重對學習表現的直接效果亦達到.05 的顯著水準 (β21=.83) ，且其標準化值居潛在變項問徑路係數的最高值，這顯示了青少年的自我尊重對其學習表現是有相當強的直接效果存在的。此外，從圖二中~ ， =.05 以及~ 2= .30 可以推知，自我尊重與學習表現結構方程式的 R2 之數值分別為.95 與.70 (結構方程式的 R2_{之數值代表了潛在依變項可以被解釋的變異量)。}

(16)

120

教育 JL、理學報故由此處可知，自我尊重、學習表現這兩個潛在依變項可以被解釋的變異百分比分別為 95% 與 70% '其可以被解釋的變異百分比可以算是相當高的。

五、青少年自我尊重模式各變項間的間接效果

表八是青少年自我尊重模式四個潛在變項間接效果值的顯著性考驗及標準化的效果值。由表中可知，青少年與父母的情感關係對個體學習表現的間接效果皆達到 .05 的顯著水準(

t

=6.03 ' p<.05

)，而與導師同儕的情感關係對個體學習表現的間接效果也達到.05 的顯著水準

( t= 4.93 ' p<.05 )。

更進一步分析，青少年與父母的情感關係透過自我尊重對學習表現的間接效果達.05 的顯著水準;而青少年與導師同儕的情感關亦是透過自我尊重對學習表現的間接效果達到.05 的顯著水準。

表入

青少年自我尊重模式四個潛在變項間接效果值的顯著性考驗及標準化的效果值

自我尊重學習表現與父母之與導師同儕之情感關係情感關係

0.58 ( 0.10 )

0.62 (0.13 )

6.03*

4.93*

0 .4

7

0 .3

9

自我尊重學習表現註:表中(

)

~標準誤，( )土方鳥 WLS 估計值，( )下方第一排鳥 t 值，( )下方第二排鳥標準化技果值。*

p<.05

六、青少年自我尊重模式各變項間的全體效果

所謂全體效果是由直接效果加間接效果而得(張景援，民 86) ，表九是青少年自我尊重模式四個潛在變項間的全體效果、顯著性考驗與標準化效果值。由表中得知，四個潛在變項共五個全體效果值中的五個效果全部達到.05 的顯著水準 (t=4.91-t=36.09

' p<.05 )。

其次，在達到顯著水準的全體效果值中，參照其標準化效果值可知，自我尊重對學習表現的 .83 為最大，其次為與父母的情感關係對自我尊重的.56 '第三、第四分別是與父母的情感關係對學習表現的.47 、與導師同儕的情感關係對自我尊重的.46 '最小的則為與導師同儕的情感關係對學習表現的.3 9 。由於全體效果是由直接效果加上間接效果而得，而青少年與父母的情感關係對自我尊重只有直接效果而無間接效果，故其全體效果等於直接效果(

.56 )

;同樣的，青少年與導師同儕的情感關係對自我尊重只有直接效果而無間接效果，故其全體效果等於直接殼果(

.4

6

)。自我尊重對學習表現也只有直接效果，故其全體效果即為直接效果 (.83 )。

(17)

121

表九青少年自我尊重模式四個潛在變項間的全體效果值、顯著性考驗與標準化效果值

與父母之

情感關係白我尊重

_0.62

(0.10 )

6.11 *

0.56

學習表現

₀

_.5

₈

( 0.10 )

6.03*

0 .4

7

與導師同儕之情感關係

0.66 (0.14 )

4.91 *

0 .4

6

0.62 (0.13)

4.93*

0 .3

9

自我尊重

0.94 (0.03 )

36.09*

0.83

學習表現註:表中()為標準誤，()上方為 WLS 估計值，()下方第一排為 t 值，()下方第二排為標準化效果值。

*p <.05

其次，青少年與父母的情感關係以及與導師同儕的情感關係對學習表現的間接效果(即全體效果)是顯著的。根噱理論模式，青少年與父母的情感關係對其學習表現的影響路徑為: 與父母的情感關係→自我尊重→學習表現，其效果值為.47 (γII Xβ 21

=

0 .5

6 X

0.83

)。而青少年與導師同儕的情感關係對學習表現的影響路徑是:與導師同儕的情感關係→自我尊重→ 學習表現，其路徑的效果值為 0.39

(

'y 12Xβ21

=

0 .4

6 X

0.83

)。本研究的實徵資料顯示青少年與父母親的情感關係對其學習表現的影響主要是透過自我尊重為中介因素的;同樣的，青少年與導師同儕的情感關係對其學習表現的影響也主要是透過自我尊重為中介變項的。亦即與重要他人的情感關係是先透過自我尊重，而後影響到青少年學習表現的，因此自我尊重可以說是影響青少年學習表現的一個不容忽視的關鍵性要素。由上述結果可知，青少年與父母的情感關係以及與導師同儕的情感關係與其自我尊重之間的關係十分密切。這一項研究結果支持了詹素珠(民 85 )、詹美涓(民 81 )、陳淑美(民 69 )、

蘇建文等(民 87)、鄭秋紅(民 82 )、 B吋nar， Wells 與 Peterson

( 1989 )、 Ho 等人(

1995

)、

Lackovic-Grgin

,

Dekovic 與 Opacic

( 1994

)、 Paterson， Pryor 與 Fie1d

( 1995

)、 Sacco，

Johnson

與 Tenzer

( 1993

)、 Taylor

(

1994) 、 Walsh

(

1994)' 以及 Whisler

( 1991

)等人的觀點。

再者，本研究結果亦顯示青少年的自我尊重對其學習表現是有相當強的效果存在。首先

從學業成就動機的觀點觀之，本研究獲得了和 Tarrant 與 Konza

( 1994 )以及 Kemis 與 Waschull

( 1996) 相同的研究結果。 Tarrant 與 Konza 主張正向的自尊的發展會使孩子們富有創造力並

且有學習的動機、能夠對目標堅持並且繼而達成目標;而 Kemis 與 Waschull 的研究也發現到

自尊愈低的孩子好奇心愈低、探求慾愈低、愈不喜歡面對挑戰。

另方面從學業成就的觀點觀之，本研究與 Podesta

,(

1990 )、 Wiggins 等人( 1994) 、 Sterbin

與 Rakow

( 1996 )等人持有相同的觀點。 Wiggins 等人將自尊視為是影響學業表現的非認知

的變項、情意方面的變項，他們的研究結果支持了自尊與學業表現有顯著相關的觀點，而

(18)

122

教育，心理學報的自尊與其學業表現、學業成就有相當高的關聯性存在。圍內的研究也有相同的發現:學業成績優異組其自尊平均分數顯著高於學業成績中等和學業成績低組的自尊平均數(程小蘋，民 75) ;蔡明璋(民 78 )以台北市八個中學(高中與職校)學生為對象的研究，也發現了自尊心和學術能力之間具有相當的穩定性。綜合以上所述，以值雖然達到顯著水準，但是其他比較不受樣本大小影響的整體適配評鑑指標及模式的內在結構適配度指標都顯示了本研究所建構出來的青少年自我尊重模式可以用來解釋實徵觀察資料。因此前述之卡方考驗之所以達到顯著水準，究竟是本研究的樣本數較大 (N=781 )之故，或是其他的因素所造成的，須進一步探討。首先，造成以值達顯著水準的第一個因素可能是本研究的樣本數太大的緣故，程炳林(民

87

)指出許多實徵研究顯示模式的卡方值會隨著樣本數的增加而變大，因此造成本研究之以值達顯著水準的一個原因可能跟樣本較大有關係。此外，在模式的內在品質方面，計有身體意象、利他自尊、學業成就、與導師的情感關係等四個測量指標的個別信度低於.50 '分別為.32 、.1 8 、.37 、.34 '這可能也是造成以值增大的男一個原因。而這可能表示以與導師的情感關係、身體意象、利他自尊及學業成就做為與導師同儕的情感關係、自尊及學習表現等潛在變項的觀察指標可能有待商榷。雖然以值達顯著水準，但模式中所有的直接效果、間接效果、全體效果都達到顯著水準，顯示觀察資料支持研究者的路徑假設;再者，自我尊重、學習表現這兩個潛在依變項可以被解釋的變異百分比很高(見圖二) ，依序為.95 、 .70 '顯示觀察資料再次支持研究者所提的路徑假設。

結論與建議

一、結論本研究旨在:建構一個青少年自我尊重模式，並且以實徵資料來驗證本研究所提出的「青少年自我尊重模式」與實徵觀察所得資料的適配情形。經資料搜集、資料分析、結果討論之後，本研究得到以下的結果: 本研究根據相關的文獻資料，以青少年為對象，提出了一個包含了與父母的情感關係、與導師同儕的情感關係、自我尊重、學習表現等成份的自我尊重模式。在青少年自我尊重模式之中，研究者假定青少年與父親、母親、導師、同儕的情感關係會對其自尊產生直接效果，而自尊則會對青少年的學習表現產生直接效果。本研究以 781 位園中三年級的學生為觀察樣本進行理論模式與觀察資料的適配度考驗。首先在模式的整體適配度考驗方面，考驗結果發現青少年自我尊重模式與觀察資料的整體適配度的卡方考驗的以達到.05 的顯著水準，這顯示了青少年自我尊重模式與實際觀察所得的資料並不適配。然而以值雖然達到 .05 的顯著水準，但是其他的整體適配評鑑指標及模式的內在結構適配度指標都顯示了本研究所建構出來的青少年自我尊重模式仍然可以用來解釋實徵觀察資料。研究結果驗證了研究者的假定，亦即青少年與父母的情感關係以及與導師、同儕的情感關係對其自我尊重皆有直接效果產生;青少年的自我尊重對其學習表現也有相當強的直接效果存在;而青少年與父母親的情感關係、與導師同儕的情感關係會透過自我尊重對學習表現產生間接效果。

(19)

123 二、建議

(→根據本研究結果所提建議 1. 設計溝通課程或團體來增進父母、導師的親子相處技巧、師生相處技巧方面的知能本研究結果顯示青少年與父親、母親、導師的情感關係與其自尊之間有相當密切的關係存在，個體與父親、母親、導師間的情感關係會對其自尊產生直接效果，由此可見青少年與父母、導師的情感關係對其自尊的發展似乎有相當重要的影響性存在。因此，學校方面、教育單位、研究單位可以設計適用於青少年父母的親子溝通課程或團體及適用於青少年導師的師生溝通課程或團體來增進父母及導師與青少年相處、互動技巧方面的知能。 2. 協助青少年與同儕建立良好的情感關係本研究結果顯示青少年與同儕的情感關係與其自尊之間有相當密切的關係存在，個體與同儕間的情感關係會對其自尊產生直接效果，因此協助青少年習得人際間相處技巧是幫助他們與同儕建立良好情感關係很重要的一環。學校方面、教育單位、研究單位或是教師方面可以設計適用於青少年的人際關係課程或團體來增進青少年在人際相處方面的知能。 3. 協助青少年建構正向的、健康的自尊概念本研究結果顯示青少年的自尊對其學習表現有相當強的直接效果存在，且高、自尊程度低的之青少年不論在感受、思考方式和行為表現上皆有相當的差異存在，自尊程度高的之青少年在各方面都發展都顯得比自尊程度低的者要來得健全，自尊對青少年的重要性由此可見，因此協助青少年培養正向的、健康的自尊應屬刻不容緩的課題。學校方面、教育單位、研究單位或是教師方面可以視實際狀況設計適用於青少年的自尊課程或團體來協助青少年以一種更健康的、更有建設性的態度來看待自我。口對未來研究的建議 1. 研究對象的選取本研究因人力、時間等各方面的限制，僅以台北市園中學生為取樣對象，因此本研究所提出的「青少年自我尊重模式」以及研究結果在推論到其他年齡層的青少年(如高中學生)身上時應有所保留，再者本模式及研究結果可能也不適宜推論到台灣其他地區的青少年身上。未來的研究可將研究對象擴展至其他縣市、其他年齡層的青少年上，如此理論模式將會更具有代衰性和可推論性。 2. 進行縱貫研究本研究係採用橫斷研究的方式，若未來的研究能進一步運用縱貫研究法來探討孩子與父親、母親、老師、同儕之間所建立的情感關係對個體自尊之發展的關聯性或影響性，應該會有更新的、更深入的發現。 3. 重新再審驗模式之適切性雖然模式中所有的直接、間接、全體效果都達到顯著水準'且自我尊重、學習表現這兩個潛在依變項可以被解釋的變異百分比很高(依序爵的、 .70) ，顯示觀察資料支持研究者的路徑假設，但模式中身體意象、利他自尊這二個測量指標的個別信度過低的現象仍是不容忽視的，這可能表示以身體意象、利他自尊做為自尊的觀察指標可能有待商榷。未來的研究一方面可以重新編製信度過低的量表，提高量表的信度，再

(20)

124 、教育心理學報方面也可考慮去掉這些不夠好的變項，慨而改變因徑圖，再以Ll SREL 重新加以驗證，如此應可更精確地探討出青少年自尊模式之內涵。

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