公民教育與活動領導學報
第二十五輯 民國一○七年十二月 第 1～41 頁 The Bulletin of Civic Education and Leadership Vol. 25, December. 2018, pp. 1~41 DOI:10.6231/CEL.2017(25)01
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公民態度以「公」為前提，是一種公共德行，包含對公共事務 的關懷、重視、涉入與責任感（蕭揚基，2000）。公民知識與價值 並非到成年才培養，16 歲的青少年已具有相當的認知與社會能力， 能包容多元意見，並會對公共事務展現興趣（Hart & Atkin, 2011）； 且青少年正值發展自我認同和群體認同的時候（Erikson, 1963），認 識與認同公民角色是青少年的發展任務之一，高中階段普遍被視為 公民發展的黃金時間（Flanagan & Faison, 2001; Hart & Atkins, 2011）。 Zaff、Kawashima-Ginsberg、Lin、Lamb、Balsano 和 Lerner（2011a） 探究青少年社區參與和公民態度的關係，發現當青少年愈密集涉入 社區事務，愈能認同自己的公民身份。在台灣，升學壓力使青少年 多以課業為優先，能夠分配給公共和社區事務的時間與精力相對較 少；公民培養多落實於學校，國中與高中有必修公民課程，傳授與 自我、家庭、社區／社會、政治、法律、經濟和全球相關的公民知 識，在十二年國民基本教育高中「公民與社會」課程綱要中明列課 程目標為培養多元的價值關懷與公民意識，和增進參與民主社會的 行動能力（教育部學前及國民教育署，2017）。 在學校，青少年體驗師生、同儕、班級等經驗，理論上，這些 經 驗 和 公 民 養 成 有 關 （Youniss, Bales, Christmas-Best, Diversi, McLaughlin, & Silbereisen, 2002）；但教育場域與公共領域的本質不
同，因此學校經驗和公民態度的關聯性尚未有足夠的實證依據（Zaff, Kawashima-Ginsberg, & Lin, 2011b）。本研究探究高中學生的學校經 驗，希望理解學校經驗與公民態度的關聯性，並提供啟發公民發展 的具體建議。
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民主社會的穩定運作與人民的公民素質息息相關。民主社會是 個具有社群意識與公共善的社會共同體，重視保障個人自由和權 利，和保障弱勢族群的平等權益（鄭慧蘭，2002）。民主社會的運 作，仰賴公民倫理，民主社會期待其公民以公共利益為前提，具有 開放胸懷，能尊重包容差異，積極以個人或群體參與公共事務，關 懷社會弱勢和不公義，善盡社會責任，表現以大眾福祉為依歸的態 度（林火旺，1995；Amnå, 2012；Sullivan & Transue, 1999）。民主 社會這個社會共同體，在公領域上存有共同公益的連結關係，在私 領域上卻可能是互不熟識的陌生人；民主治理有賴人民持有與實踐 公民文化的價值觀，張秀雄、李琪明（2002）因應台灣民主社會的 發展，運用德懷術（Delphi technique）研究方法，結合自由主義、 公民共和主義、社群主義及文化多元主義倡導之公民資質觀，提出 六點符合台灣理想公民文化價值的觀察：首先，公民具有多重角色， 不僅是國家政治成員，且是社群團體成員，公民價值觀不僅實踐於 傳統國家政治場域，並需實踐於個人所屬之人際、社會、世界和生 態範圍；其二，公民價值觀兼顧政治、法律、社會、經濟、文化等 相關的公民知識與公民德行，及與公民知識和公民德行相關的公民 參與行為；其三，儒家思想的倫理規範，如人倫份際，亦包容於現代之公民文化價值中，與自由主義倡導之自由、平等、人權等價值 交融並存；其四，公民德行包含公民共和主義倡導之認同、關懷、 包容、服務，並包含各個專業領域特有強調的德行，如法律強調守 法與正義；其五，台灣公民文化符合社群主義的概念，兼顧本土與 世界價值，從自我、社區鄉土、國家到世界，包含台灣意識、國家 意識及全球意識；其六，如同文化多元主義，強調理想公民具有包 容多元、欣賞差異、關懷弱勢、重視人權、社會正義等多元民主公 民資質。 「態度」是基於過去或當下經驗，評估判斷如何回應當下環境 中人、事、物的心理過程，包含對過去或當下經驗，在認知、情感 和行為面的整體評估（Allport, 1935）。公民態度，可說是人民對上 述張秀雄、李琪明（2002）整理之公民文化經驗的認知、情感與行 為傾向，公民態度的展現，表示人民認同自己的公民身份，能包容 異己，且清楚是非倫理，情感上願意關心社會，並在行動上有意願 參與社會、改造社會，願意為社會變遷、政治改革盡力（蕭揚基， 2000；Bobek, Zaff, Li, & Lerner, 2009; Sherrod & Lauckhardt, 2009）。 公民態度可視為適應民主社會的必要條件之一。蕭揚基（2000）的 國科會計畫「台灣中部地區高中生公民意識及相關因素之研究」探 討高中學生的公民意識與公民態度，高中學生雖然在公共如政治、 法律、經濟領域的經驗較少，但已能覺察與認知到自身在公民社會 中的角色及相關的權利與義務；Hart 和 Atkin（2011）使用 1996 年 美 國 全 國 家 戶 教 育 調 查 資 料 （National Household Educational Survey），橫斷式的分析 2,250 位 20 歲到 30 歲的成人資料及 4,217
位14 歲到 18 歲的青少年資料，發現當青少年屆齡 16 歲時，他們已
對不同意見的包容力。蕭揚基（2000）整理相關公民文獻，佐以諮 詢專家學者與高中教師，整理出符合高中階段公民意識的題項，成 功邀請到11 所高中的 1180 位高中學生填答，經量化分析將高中學 生的公民態度整理為四個面向：公共事務態度、社會關懷態度、社 會責任態度，及時事關心態度。公共事務態度接近自由主義，認為 公民資質即權利，如：我能針對公共事務提出建議，政府能保障人 民權利；社會關懷態度接近文化多元主義，強調容納差異、社會正 義，如：政府應該保障弱勢團體，我會響應賑災，我願意幫助他人； 社會責任態度接近公民共和主義，強調公共善與公共責任，如：我 會納稅、我重視社會整體利益；時事關心態度則代表扮演多重角色 從個人、人際、社會、國家、世界甚而生態公民，對相關周遭的事 的關注態度，如：我會注意媒體資訊的時事報導（蕭揚基，2000）。 具有張秀雄、李琪明（2002）理想公民資質的人民是國家社會 的重要資本，公民人才的培養有助於民主體制的鞏固、國家經濟的 發展及公民社會的建構，而高中時期是公民培養的關鍵期，Fendrich 和 Lovoy（1988）追蹤一批在學生時期即參與投入社會運動的青少 年，發現這些青少年在25 年後仍積極的參與涉入公共事務。下段接 著以高中學校為場域探討公民態度的發展。
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「態度」的建構無法獨立於經驗，認知、情感、行為傾向是建 構在經驗之上（Allport, 1935）。公民態度所立基的經驗屬於公共領 域，公共領域包括政治、社會、經濟生活（鄭慧蘭，2002）；兒童 與青少年的生活以家庭與學校為主，公共領域的經驗並不廣泛，如 政治選舉之權，依據〈中華民國憲法〉的規定，國民年滿二十歲方有選舉之權，二十歲之前的青少年因此並沒有實際參與政治或承擔 社會責任。
Rivero（2007）認為教育場域是公共領域的一種形式。青少年 公民素質培養，可著重類似於公民的社會化經驗，如同社群主義強 調社群意識與認同凝聚，創造類似於公民的社群凝聚與社會參與， 以之作為未來身為公民的前置練習（Sherrod & Lauckhardt, 2009）。 然而，學校經驗和公民態度的關聯性尚無明確驗證。公民教育的教 授學習對政治知識的提升已得驗證（邱師儀，2017），然而，經驗 類型如人際、班級或學校社群經驗，理應會促進公民意識與公民態 度，但目前研究尚沒有獲得一致的研究結果，如：鄭慧蘭（2002） 探究學校社團參與經驗，發現有三年以上幹部經驗者，在公民態度 的得分較高，但出席社團本身對公民態度沒有影響性，代表經驗所 內含的認知、情感、行為或許才是促發公民意識的主因，社團幹部 對社團這個社群的認同、歸屬和投入程度這些經驗值是重要的影響 因素。 教育場域可說是最接近公民場域的練習場所，但教育場域與公 共領域的本質不同，這些不同或許是至今學校經驗與公民態度沒有 一致性研究結果的原因，如：高中學生在學校依循課綱學習，課綱 並非是由學生自己討論制定的（Quintelier & Hooghe, 2013）；公民 社會的組成是陌生人，但在學校師生同儕一起作息，彼此相當熟識 （蕭揚基，2000；Flanagan, 2003b）；本質上師生關係是上對下關 係，但公民資格應不具有階級、種族、資產等排他性，公民之間相 互平等（林火旺，1995；Flanagan & Stout, 2010）。教育場域的「經 驗」是否能轉嫁到身為公民的公民態度因此尚需要實證研究的努力 （Zaff, Kawashima-Ginsberg, & Lin, 2011b）。
高中學生尚未滿20 歲，尚不是公民。然從社群主義的立場，公 民的培養源自群我關係，個人在群體中共享共事，個人認同群體， 感受屬於群體的歸屬感，彼此信任緊密連結，共同營造群體利益， 形成公民群體意識（張秀雄、李琪明，2002）。高中學生雖然尚不 是公民，然在學校這個社群中，能經驗社群主義形容之群我認同、 歸屬等共同體之經驗，因此高中學校經驗有可能開發高中學生的公 民意識與公民態度，且在Quintelier 和 Hooghe（2013）針對 14 歲青 少年的跨國研究中，發現影響公眾事務參與意願為主來自青少年自 身的主觀評估，老師或校長的評估與青少年公眾事務參與意願沒有 關聯性，說明公民意識與公民態度的培養有關切身的在群體中的主 觀經驗。本研究嘗試分析高中學生的學校經驗，釐清學校經驗中「個 人」在學校遵循規範、情感歸屬、認知學習經驗，「人際」上與偏 差同儕親近性及師生關係品質，及「班級」社群的民主氛圍，分析 這些經驗值對高中學生公民態度的影響，這些在學校的個人、人際、 班級經驗有關學生在學校的認同、信任、連結、歸屬體驗，預期會 與學生的公民態度有關聯性。 本研究集結相關教育學、政治社會科學與發展心理學文獻，以 下逐一探討這些面向與公民態度的相關可能：
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青少年在學校的行為、情感、認知學習經驗，可以從規範遵循、 學校歸屬和學習態度三個層次來理解（Fredricks, Blumenfeld, & Paris, 2004）。青少年在學校是「學生」，一般會期待「學生」遵守校規、 喜歡學校和自主規劃學習。當青少年的行為、情感和學習符合學校 期待，表示青少年認同學校，並認同自己在學校的角色任務。學校 是個集體組織，青少年與學校的關係，類似公民與國家社會的關係。若青少年尊重校規，表示青少年瞭解學校的結構和運作，明白行為 約制的意義；當青少年對學校有歸屬感，表示青少年曾有個體、集 體互為代表的正向經驗；當青少年能自主規劃學習，表示青少年明 白學生的角色責任，且經驗到與角色相關的自主效能。因此，這些 與學校相關的行為、情感、認知學習經驗值，或許會連結到公民對 國家社會的態度。
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在青少年階段，同儕是自我與群體認同的重要參考值（Micucci, 2009），青少年持續往來的同儕，通常彼此之間有相同興趣和想法。 由於青少年正值發展自我與群體認同的時期，同儕對青少年有決定 性的影響，能多少影射青少年成年後適應社會的程度（Youniss, McLellan, & Mazar, 2001）。學校同儕的群體文化，可以反映群體與學校的關係（Eccles & Barber, 1999），當同儕群體不認同學校時，會對學校所代表的價值 與信念加以排斥，認為學校課程沒什麼用，群體成員會傾向不喜歡 上學。固定群聚的同儕有特定的行為模式。當群體形成的行為模式 傾向打架、惹事等偏差行為，這類型的偏差同儕群體，在團體的你 我分際上有特別僵化的情形，會將父母、老師或其他成人歸類為他 者，強化群體成員彼此之間對學校或社會規範的不認同，甚而是對 規範挑釁的態度，在這樣的群體氛圍下，青少年疏離家庭、學校和 與學校類似的社區組織，難以培養社會責任或社會意識（Schmid, 2012, Youniss et al., 2001）。
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不若同儕之間平行關係，老師和學生的關係本質是上對下的關 係。若在此不對等條件下，青少年能體驗信任、包容與公正的感受，這種經驗能輔助民主社會普世信任（social trust）的養成（Flanagan & Stout, 2010）。在師生關係中，老師是居上位的權威者，當權威者重 視彼此相互信任、溝通的關係，青少年會特別感受到權力的下放， 認知到每個個體在班級中被平等看重、公平對待。人際間的信任、 溝通與包容經驗是普世信任的基石，透過人際經驗的內化，青少年 逐漸形成一套對社會的前置理解模型，普世信任是在互不熟識的狀 況下，相信這個社會是公正互助的一股信念（Flanagan, 2003a）。
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班級可說是最直接能夠練習民主態度的地方。青少年在學校的 作息大部分是以班級為單位且是班級的當然成員。當每個同學在班 級內都能自在的表達意見，每個意見是被同等的聽見和考慮，且班 級內的少數不會因為自己的立場或見解不同而遭到排擠，這樣的互 動方式創造的是包容多元尊重個體的民主風氣，而這樣的氛圍會創 造班級同學之間的互信關係（Flanagan, 2003a; Flanagan & Stout, 2010），在互信、尊重、包容的基礎下，青少年練習在民主過程中， 有關團體的決定如何達成，如何協調不同意見，達成一個團體一致 同意的決定，感受民主過程的效能感。Ğˬğώቔኢ͛͞Ш
青少年公民態度的培養有助於國家社會發展和個人社會適應， 學者們一致認同培養青少年公民態度的重要性（蕭揚基，2000； Fendrich & Lovoy, 1988；Zaff, Hart, Flanagan, Youniss, & Levine, 2010）。公民精神的培養不僅止於知識面，需要在日常人與人、人 與環境的互動脈絡中，透過經驗感受（Sherrod & Lauckhardt, 2009）。 學校是青少年日常固定生活與學習的地方，本研究探究學校經驗和公民態度的關係，希冀研究結果能協助瞭解學校經驗對公共事務、 社會關懷、社會責任及時事關心態度的關聯性。
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本研究中，學校經驗為自變項，包含在學校的行為、情感、認 知學習經驗（變項：行為困難、情感歸屬、學習態度）、偏差同儕 親近性（變項：偏差同儕）、師生關係品質（變項：師生關係）， 和班級民主氛圍（變項：班級民主）六個變項，公民態度為依變項， 包含公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度和時事關心態度。 研究架構依照公共事務、社會關懷、社會責任、時事關心四個依變 項，共有四個模型，分別探討自變項與依變項的關係。˟ăࡁտ၆෪
本研究以16 到 17 歲的高二學生為研究對象，以臺北市、新北 市、臺中市、臺南市、高雄市之高中學校為為抽樣單位，於此五個 城市中隨機抽樣三所高中學校參與研究，先以電話聯繫校長室、學 務處或輔導處，介紹研究並洽詢參與意願，若學校表示無意願參與， 再隨機抽取另一學校洽詢其參與意願，直到每個城市都有三所學校 參與為止。每所學校再請學校協助抽取兩班高二學生參與研究。 臺北市、新北市、臺中市、臺南市、高雄市共有15 個學校 30 個高二班級參與本研究（一個城市三所高中，一所高中兩個高二班 級），由於有一個學校不是以班級而是以社團為單位，因此排除這個學校於後續的分析中。分析的樣本資料包含五個城市 14 個學校 28 個班級，共 1,111 位學生。女性佔 53.1%，學生的平均年齡為 16.69 歲（SD = .61）；大部分來自雙親家庭，佔 67.2%，其次為三代家庭 （17.7%）、單親家庭（9.6%）；有手足者佔 81.1%；家庭每月總收 入以「五萬以上，七萬以下」為多，佔 25.3%，其次為「三萬五以 上，五萬以下」，佔22.0%，而「七萬以上，十萬以下」則佔 18.0%； 父親教育程度以高中職學歷為多，佔 42.8%，其次為大學學歷，佔 27.4%，國中學歷人數與研究所以上學歷人數相當，各佔 11.7%及 10.9%；母親教育程度以高中職學歷為多，佔 49.9%，其次為大學學 歷，佔26.8%，和國中學歷，佔 9.9%。
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本研究使用問卷，在與老師協商適合施測時間後，請班級同學 填寫問卷，問卷施測僅此一次。以下介紹問卷中針對各個變項的測 量工具：Ğ˘ğдጯ७۞Җࠎăଐຏᄃᄮۢጯ௫གྷរ
本研究採用Wang 和 Eccles（2011）使用的量表，測量青少年 在學校的行為、情感與認知學習經驗，包括行為困難、情感歸屬和 學習態度。依據 Wang 和 Eccles（2011），行為困難的內部一致性 信度Cronbach’s α 值介於.75 和.77 之間，情感歸屬的內部一致性信 度α 值介於.74 和.77 之間，學習態度的內部一致性信度 α 值介於.85 和.88 之間。 行為困難有6 題，如：「要專注上課是件困難的事」和「我曾 經干擾班級上課」。情感歸屬有5 題，如：「我覺得我是學校的一份子」和「我覺得我和老師同學是親近的」。學習態度有4 題，如： 「做完作業時，我會思考學到的重點是什麼」和「我會將課堂所學 舉一反三到日常生活上」。這些題項為5 點量表，無反向題，各面 向題項分數的平均代表在學校行為困難、情感歸屬和自主學習的程 度。本研究呈現可接受的內部一致性信度，行為困難的α 值為.73， 情感歸屬的α 值為.87，學習態度的 α 值為.68。
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本研究採用 Murray 和 Zvoch（2011）改編自 Armsden 和
Greenberg（1987）的師生關係量表（Inventory of Teacher-Student Relationships）。Murray 和 Zvoch（2011）併用探索性及驗證性因素 分析，確認改編後的的師生關係量表仍包含溝通（communication）、 信任（trust）、疏離（alienation）三個向度。依據 Murray 和 Zvoch （2011），這三個向度有良好的內部一致性信度，Cronbach’s α 值顯 示，溝通向度α 值為.89，信任向度 α 值為.84，疏離向度 α 值為.72。 師生關係量表中，有8 題詢問溝通，如：「當我遇到問題和困 難時，我會和老師說」和「我的老師鼓勵我和他談談我遇到的困難」； 有5 題詢問信任，如：「我的老師接受我就是這樣的一個人」和「我 信任我的老師」；有4 題詢問疏離，如：「我的老師不知道我最近 的狀況」和「我覺得我的老師不懂我」。使用四點量表，信任、溝 通、疏離三個向度分數的加總（疏離題項反向處理）代表師生關係 品質。本研究師生關係的內部一致性信度達.90。
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偏差同儕的測量，採用吳明燁（1998）針對台灣青少年同儕團體所發展之測量工具，詢問青少年常常一起活動的同儕，是否有「違 反校規」、「惹事生非」或「不太喜歡學校」的狀況，共有 5 個題 項。使用5 點量表，沒有反向題。題項分數的平均，代表青少年與 偏差同儕的親近性。本研究中，偏差同儕的內部一致性信度良好， Cronbach’s α 值為.80。
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班級民主的測量，採用Fraser、Anderson 和 Walberg（1982）發 展的Learning Environment Inventory（LEI），LEI 的題目適用於高中班級，有7 題和班級民主有關的題項。依據 Fraser 等（1982）， 班級民主的內部一致性信度Cronbach’s α 值為.67。 班級民主詢問班級決策的方式，如：「有關整個班級共同的事 務或活動，是由全班一起討論決定的」和「有些同學的意見會主導 整個班級（反向題）」。使用四點量表，反向題項的分數反向處理 後，全部題項分數的加總代表班級民主的程度。本研究中，班級民 主的內部一致性信度Cronbach’s α 值為.70。
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本研究採用蕭揚基（2000）編制之公民態度量表，乃因此量表 已經歷過許多實測，受過信度與效度的檢測，如邱師儀（2017）、 唐振耀、吳明隆（2012）等。蕭揚基整理相關文獻，佐以諮詢專家 學者與高中教師，經量化檢測後編製之公民態度量表包含四個向 度：公共事務、社會關懷、社會責任、時事關心。依據蕭揚基（2000）， 公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度、時事關心態度的內 部一致性信度的Cronbach’s α 值分別為.65、.66、.70 和.67。公共事務態度，共6 題，如：「我對公共建設可以提出要求或 建議」和「公共事務是大家的事，也就是我的事」；社會關懷態度， 共6 題，如：「我認為關懷社會是現代公民的基本道德」和「我樂 於利用空閒時間幫助需要幫助的人」；社會責任態度，共5 題，如： 「我的行為不應該為所欲為，應該考慮到整體社會利益」和「我認 為社會的好壞是大家共同造成的」；時事關心態度，共3 題，如： 「我關心時事的程度越高，越能促進社會民主化」和「我會主動關 心候選人的政見和國家的重大事情」。使用五點量表，反向題項的 分數反向處理後，各個向度題項的分數加總代表對公共事務、社會 關懷、社會責任、時事關心的態度。本研究中，公共事務態度、社 會關懷態度、社會責任態度、時事關心態度的內部一致性信度， Cronbach’s α 值分別為.68、.73、.75、.72。
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研究資料輸入與整理使用SPSS（Statistical Package for the Social Sciences）for Windows version 21。問卷資料過錄編碼，輸入至 SPSS 資料檔中，進行初步檢查及篩錄。 為瞭解變項兩兩之間的關係，使用皮爾森相關檢定（Pearson’s correlation）檢測公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度、時 事關心態度和學校經驗（行為困難、情感歸屬、學習態度、師生關 係、偏差同儕、班級民主）變項之間的相關性。相關檢定並包含性 別變項，由於青少年時期認知與情緒的發展具有性別差異（Lenroot et al., 2007; Luna & Sweeney, 2001），因此包含性別變項以瞭解性別 對變項的潛在影響。
生，當他們填答師生關係和班級民主時，多半是評估相同老師，因 此師生關係和班級民主的評估在同一班級學生之間會是近似的，在 不同班級之間卻可能因為老師不同而有差異，為控制班級內師生關 係和班級民主的類同性，本研究採用隨機效果單因子共變數分析 （one-way random effects analysis of covariace）進行資料分析。隨機 效果單因子共變數分析分兩個階層進行分析，第一個階層以個人為 單位（within level），第二個階層是個人所屬的班級單位（between level），隨機效果單因子共變數分析能處理師生關係和班級民主在 班級內類同及在班級間有差異的情形，由於師生關係和班級民主有 可能隨班級而變化，因此將班級列為隨機效果，使班級對自變項與 依變項關聯性的影響受到統計上的控制。本研究並未探討班級層次 在公民態度上的差異，採用兩個階層的隨機效果單因子共變數分析 主要是因為樣本屬於巢狀結構（nested model），為使班級內師生關 係和班級民主類同的情形不影響到個人單位的分析，因此採用此分 析方法。 隨機效果單因子共變數分析分為兩個分析階層，組內階層以個 人為單位測量自變項對依變項的影響，組間階層以班級為單位控制 自變項（師生關係和班級民主）在班級內近似及班級間差異的情形 （Geiser, 2010）。隨機效果單因子共變數分析使用 MPlus 6.1。 組內（within level）：
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0j
1j
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ij
ij 組間（between level）： 10 1 00 0
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在組內的模型中，
0j是隨機截距項，會依班級而變化，
1j則 是在控制班級內近似及班級間差異的情形下的迴歸係數。組間的模型顯示組內模型的截距和迴歸係數的來源，
0j會依班級而變化， j 1
則不依班級而變化。 隨機效果單因子共變數模型表格（表二）中包含共線性診斷結 果；為檢視研究樣本與母體之間的差異性，表格中並包含自變項（行 為困難、情感歸屬、學習態度、師生關係、偏差同儕、班級民主） 和依變項（公共事務、社會關懷、社會責任和時事關心態度）之間 標準化迴歸係數及隨機截距項的 95%信賴區間，當以樣本所估計的 數值，用以估計母體的表現時，需包含不可避免的抽樣誤差，因此 會以區間顯示所估計的母體數值，而95%信賴區間即表示在 95%的 信心水準下，母體數值會落於樣本所估計出的數值範圍內（劉弘煌， 2009）。由於題項有漏答的情況，因此每項分析的觀察值數值一併 報告於表格中。ણăࡁտඕڍ
公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度、時事關心態度 和學校經驗（行為困難、情感歸屬、學習態度、師生關係、偏差同 儕、班級民主）變項的描述性資料顯示於表一，表一並呈現各變項 之間的相關係數及顯著性。依據皮爾森相關檢定，各變項之間均達 顯著相關，顯示公共事務、社會關懷、社會責任、時事關心態度和 青少年學校經驗兩兩之間有顯著的關聯。 另外，皮爾森相關檢定顯示有性別差異的變項為行為困難、偏 差同儕、公共事務態度、社會關懷態度和社會責任態度。在高二的 受試者當中，男生（M = 2.25, SD = .69）比女生（M = 1.86, SD = .52）有顯著較多的行為困難；男生（M = 2.28, SD = .78）比女生（M = 1.70, SD = .61）顯著的較常和會惹事生非的同儕一起活動；公民態度上， 女生（M = 20.73, SD = 3.64）比男生（M = 20.23, SD = 3.58）有顯著 較高的公共事務態度；女生（M = 24.42, SD = 3.40）比男生（M = 22.65, SD = 3.59）有顯著較高的社會關懷態度；女生（M = 19.51, SD = 3.07） 比男生（M = 19.03, SD = 3.38）也有顯著較高的社會責任態度。後 續針對公共事務、社會關懷、社會責任的分析，性別將納入模型中 以瞭解性別和其他學校經驗變項整體對公共事務、社會關懷、社會 責任態度的影響。由於行為困難和偏差同儕是自變項，為避免性別 的影響，後續分析中使用的行為困難和偏差同儕變項會預先排除性 別的變異量。 使用隨機效果單因子共變數分析，以下針對公共事務態度、社 會關懷態度、社會責任態度、時事關心態度報告資料分析結果。表 二呈現隨機效果單因子共變數分析的分析結果。
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依據表二，個人在公共事務態度上的變異量有18%可以由固定 及隨機效果解釋之，即個人在性別、行為困難、情感歸屬、學習態 度、師生關係、偏差同儕、班級民主變項上的差異，及班級在師生 關係和班級民主變項上的差異，能顯著解釋公共事務態度中18%的 變異量；在固定效果中呈現顯著的變項包含情感歸屬、學習態度、 師生關係，和班級民主。情感歸屬、學習態度、師生關係、班級民 主和公共事務態度呈現顯著正向的關係；行為困難和偏差同儕則不 具顯著性。˟ăۤົᙯᘃၗޘ
依據表二，個人在社會關懷態度上的變異量有19%可以由固定 及隨機效果解釋之，即個人在性別、行為困難、情感歸屬、學習態 度、師生關係、偏差同儕、班級民主變項上的差異，及班級在師生 關係和班級民主變項上的差異，能顯著解釋社會關懷態度中19%的 變異量；在固定效果中女性比男性有顯著較高的社會關懷態度，其 他呈現顯著的變項包含情感歸屬、學習態度、師生關係、偏差同儕、 班級民主。情感歸屬、學習態度、師生關係、班級民主和社會關懷 態度呈現顯著正向的關係；偏差同儕和社會關懷態度呈現顯著負向 的關係；行為困難則不具顯著性。ˬăۤົయЇၗޘ
依據表二，個人在社會責任態度上的變異量有14%可以由固定 及隨機效果解釋之，即個人在性別、行為困難、情感歸屬、學習態度、師生關係、偏差同儕、班級民主變項上的差異，及班級在師生 關係和班級民主變項上的差異，能顯著解釋社會責任態度中 14%的 變異量；在固定效果中呈現顯著的變項包含行為困難、情感歸屬、 學習態度，和偏差同儕。情感歸屬、學習態度和社會責任態度呈現 顯著正向的關係；行為困難、偏差同儕和社會責任態度呈現顯著負 向的關係；師生關係、班級民主則不具顯著性。
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依據表二，個人在時事關心態度上的變異量有15%可以由固定 及隨機效果解釋之，即個人在行為困難、情感歸屬、學習態度、師 生關係、偏差同儕、班級民主變項上的差異，及班級在師生關係和 班級民主變項上的差異，能顯著解釋時事關心態度中 15%的變異 量；在固定效果中呈現顯著的變項包含情感歸屬、學習態度，和班 級民主。情感歸屬、學習態度、班級民主和時事關心態度呈現顯著 正向的關係；行為困難、師生關係、偏差同儕則不具顯著性。དྷăኢ
本研究探究高二學生的學校經驗與公民態度的關聯性。高中學 生尚未成年，尚不是公民，學校經驗為何會連結到身為「公民」對 國家社會之事的態度？從社群主義的立場，在學校這個社群中，同 一個學校的高中學生可能透過學校社群體驗到認同歸屬的共同體經 驗，這個經驗和培養公民的群我經驗是類似的。公民的培養不能脫 離群我關係，個人在群體中付出與共享，認同群體，共同營造一個歸屬空間，為群體利益努力（張秀雄、李琪明，2002）。公民在群 體中是積極的，這份積極性顯示於公民投入群體的認知、情感與行 為程度，在鄭慧蘭（2002）研究中的高中學生即顯示出席活動本身 對公民態度沒有具體影響，高中學生公民態度的養成尚須包含積極 投入社群的認同、情感成分。本研究更廣泛的探究高中學生在學校 的經驗，包含在學校的行為、情感、認知學習經驗（行為困難、情 感歸屬、學習態度）、親近偏差同儕的程度、師生關係品質，和班 級民主氛圍，預期這些在學校的個人、人際、班級經驗會與高中學 生的公民態度有關聯性。 本研究公民態度的探討面向採用蕭揚基（2000）：公共事務態 度、社會關懷態度、社會責任態度和時事關心態度，乃因其建制是 以高中學生為樣本，且已經過許多實測（如：邱師儀，2017）。公 共事務態度有關自由主義，講求身為公民參與公眾之事和使用公共 資源的權利，社會關懷態度有關文化多元主義，重視社會正義、服 務社會和包容多元，社會責任態度有關公共共和主義，強調與公民 義務相關的公共善與公共責任，時事關心態度則有關公民多重的個 人、人際、社會、國家甚而全球角色，在多重角色上表現對各類時 事議題的關注。 以下針對統計分析的結果，延伸討論在學校的個人、人際、班 級經驗與高中學生公民態度的關聯性： 依據皮爾森相關分析的檢定結果，高二學生的學校經驗，不論 是在學校的行為、情感、認知學習經驗（行為困難、情感歸屬、學 習態度）、親近偏差同儕的程度、師生關係品質和班級民主氛圍均 與公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度和時事關心態度兩 兩之間的關聯達到統計上的顯著。
當使用隨機效果單因子共變數分析，分別檢測學校經驗對四種 形式公民態度的影響時，顯示在學校的行為、情感、認知學習經驗、 親近偏差同儕的程度、師生關係品質，和班級民主氛圍對公共事務 態度、社會關懷態度、社會責任態度和時事關心態度有不一的影響。 整體而言，在學校的情感（情感歸屬）與認知學習經驗（學習態度） 普遍能促進四種形式公民態度的表現，而在學校的行為經驗、親近 偏差同儕的程度、師生關係品質，和班級民主氛圍則對某些形式的 公民態度有所影響：在學校不遵循規範的行為經驗（行為困難）易 使學生傾向不認同社會責任，親近偏差同儕會減少學生關懷社會和 認同社會責任的傾向，師生關係品質多能促進對公共事務與社會關 懷的積極態度，而班級民主氛圍能促進公共事務、社會關懷和時事 關心的態度。 接著針對公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度和時事 關心態度分別進行討論：
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公共事務態度反映的是個體身為群體一員，所感受的自我效能 感與權利保障；自我效能感與群體環境的特質有關。依據隨機效果 單因子共變數分析的結果，情感歸屬、學習態度、師生關係和班級 民主對公共事務態度有顯著影響，行為困難和偏差同儕則不具顯著 性。可推知，對公共事務的積極態度可培養自對學校的情感歸屬、在 班級的民主體驗、與老師之間的信任溝通，及自主學習的效能感受。 Bandura（1997）表示當環境提供支持保障的關係和彼此尊重的 氛圍，當個體感受安全與歸屬，這樣的環境特質會促進個體參與涉 入的動機與行為，增進自我效能，成就個體成為積極的行動者。在學校的群體環境，可以是學校、班級或人際群體。當青少年的學校 經驗從學校、班級、人際到個人層次能體驗如Bandura（1997）所說 的尊重、包容、安全氛圍，且能從自主學習中感受對知識的掌握感， 這些會有助於培養自由主義的公民觀，體驗感受群我權利，及積極 參與公眾之事的態度。 本研究中偏差同儕對公共事務態度不具顯著影響。同儕群體的 組成可以是二人到多人，若人數過少難以形成群體意識和歸屬 （Brown, 1990）；或許高中時期，同儕的聚合多是透過彼此生活的 近似性，學校之外一起活動的機會不多，使得同儕的社會互動不一 定會形成如學校或班級的集體意識（Brown, 1990; Brown, Clasen, & Eicher, 1986）；或許如此，偏差同儕對公共事務態度沒有明顯影響。 本研究中行為困難對公共事務態度也不具顯著影響。或許行為 困難反映的是青少年行為約制的困難，由於自我控制有關青少年仍 在發展的認知情緒神經系統，這時青少年容易因為外在社會因素而 有衝動行為（Spear, 2013; Steinberg, 2010）。或許由於青少年的認知 情緒尚未完全發展成熟，行為困難是階段性的，因此行為困難與參 與公眾之事的態度沒有明顯關聯性。
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社會關懷態度強調包容、正義與群我連結。依據隨機效果單因 子共變數分析的結果，情感歸屬、學習態度、師生關係、班級民主 和偏差同儕對社會關懷態度有顯著影響，行為困難則不具顯著性。 情感歸屬、班級民主、師生關係，這三個在學校、班級與人際層次 的連結有助於社會關懷態度的培養；學習態度反映的是對「學生」 角色的認知連結，個人層次的角色認知連結，在認知上愈認同「學生」角色和「學習」任務，對社會關懷態度也有促進的功能。偏差 同儕對社會關懷態度有顯著負面影響，當青少年常常在一起活動的 同儕多有惹事生非、不遵守校規的情形，這些青少年多半與學校、 班級的連結偏低；Youniss 等（2001）和 Schmid（2012）認為，當 同儕聚合的動力是彼此偏差，挑戰規範的態度會強化偏差同儕的內 聚力，疏離家庭、學校、社區。若青少年在學校、班級中沒有正向 連結經驗，較難以建立服務與關懷社會的態度。 本研究中行為困難對社會關懷態度不具顯著影響，行為困難指 的是行為表現沒有遵循規範。在高二自我控制尚在發展的時候，沒 能時時遵循規範的青少年，在認知與情感上可能尚不至於疏離學校； 違反規範的行為可能是因為自我控制能力尚未成熟，導致有干擾上 課等情形。或許因為如此，行為困難對社會關懷態度沒有顯著影響。 本研究中的男性青少年的社會關懷態度低於女性青少年。社會 關懷態度反映個人與群體的連結，本研究中的男性與女性青少年在 學校情感歸屬和師生關係上卻並未發現顯著差異，或許社會關懷態 度的性別差異和性別在鉅視面的文化差異有關。如呂玉瑕（2011）發 現女性相較於男性有較強的社會意識集體性，男性則多關注於現實的 個人處境，或許這是為何本研究的社會關懷態度有性別差異的原因。
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社會責任態度有關與公民角色相關的責任和義務，公民被期待 以社會整體利益為考量，為了社會和諧與發展，遵守法治並善盡義 務。學生也有與學生角色相關的責任義務，如：認真學習、遵守校 規等。 依據隨機效果單因子共變數分析的結果，行為困難、情感歸屬、學習態度和偏差同儕對社會責任態度有顯著影響，師生關係和班級 民主則不具顯著性。在學校的行為、情感、認知學習經驗（行為困 難、情感歸屬、學習態度）有關青少年對公民角色責任義務的看法。 學生角色和公民角色的責任義務雖然不盡相同，然而本篇研究結果 顯示，符合角色期待的行為、情感與認知傾向是可以透過類似經驗 內化轉嫁。偏差同儕的行為，多半和學生角色的責任義務不相符， 愈親近偏差同儕愈容易傾向於忽視角色規範，因此，親近偏差同儕 的學生，愈不傾向具有社會責任態度。 本研究中師生關係對社會責任態度不具顯著影響。或許因為本 研究師生關係的測量著重於「品質」而非「角色」，測量的是人與 人之間彼此緊密且開放溝通的關係，或許因為如此，師生關係對社 會責任態度沒有明顯關聯性。 本研究中班級民主對社會責任態度也不具顯著影響。本研究 中，班級民主測量有關班級議題的決議過程，詢問每個同學是否能 充分表達意見，班級事務是否由班上同學共同決定。或許因為班級 民主的測量著重於人人平等的溝通過程，而非於民主過程中個體參 與涉入的角色責任，因此班級民主對社會責任態度沒有明顯關聯性。
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時事關心態度是個人身處多重角色，對國家、社會、甚而是全 球時事議題的關注程度。對時事資訊的關心意謂著個體關心社會動 態，認為自己身為社會一員，需要知道國家社會之事，代表著個體 與社會的連結。 依據隨機效果單因子共變數分析的結果，情感歸屬、學習態度、 班級民主對時事關心態度有顯著影響，師生關係、行為困難和偏差同儕則不具顯著性。當青少年喜歡學校，覺得自己是學校的一份子， 認同自己學習的角色，又能在班級中體驗班級議題共同決策的過 程，這些有助於時事關心態度的養成。 本研究中師生關係對時事關心態度不具顯著影響。由於本研究 的師生關係，測量的是師生之間溝通、信任與緊密的關係品質，但 未測量溝通的內容；或許因為老師對時事關心態度的影響，主要是 透過引導討論而非關係品質，因此本研究發現師生關係品質和時事 關心態度沒有明顯關聯性。 本研究中行為困難對時事關心態度不具顯著影響。雖然行為困 難的學生有不容易專心、干擾上課等行為，但不一定表示他們不關 心自己周遭正在發生的事情。或許因為如此，行為困難對時事關心 態度沒有明顯關聯性。 本研究中偏差同儕對時事關心態度不具顯著影響。偏差同儕有 排他性的群體特性（Schmid, 2012），若常與偏差同儕活動，容易疏 離老師、學校等與偏差同儕價值相異的人或組織。但或許因為時事 議題牽涉廣泛，有些議題或許是青少年普遍關心的，或許因為如此， 與偏差同儕常常一起活動的情形，不一定會影響時事關心態度。
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整體而言，公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度和時 事關心態度雖然屬於公共領域的經驗，然而，透過教育場域的學校 經驗能夠影響青少年當下的公民態度。學校蘊含社會對青少年的角色期待，當青少年在情感與認知上 認同學校與學生角色，感受到歸屬和學習的自主效能，這些青少年 走在符合社會期待與常規的軌跡上，隨著成長，他們會持續的傾向 認同社會價值與社會角色，在公共事務、社會關懷、社會責任和時 事關心上抱持著參與涉入的態度。 老師是兒少學校階段的重要成人，對兒少的發展和適應有關鍵 性的角色（Ladd, 2005）。在青少年階段，師生之間的連結和老師引 導的班級民主氛圍，有助於公共事務態度和社會關懷態度的培養， 當青少年感受到師生之間的信任和開放溝通，或是在老師的引導下 班級能開放溝通共同為班級事務做決定，這些經驗能促進參與涉入 公共事務的自我效能感，和關懷社會的意願；而共同做決定的班級 民主氛圍並能增進青少年對時事關心的態度。 然而，在高二階段，若青少年常有違反班規、校規的行為，或 常常和違反班規、校規的同學在一起，這些青少年的社會責任態度 有潛在風險。在學校時忽視和不尊重規範，有可能讓青少年對身為 公民所擔負的責任義務也抱持著輕視的態度。若青少年互動的多半 是傾向於不尊重規範的同儕，他們不僅容易輕忽身為公民的責任義 務，且較難形成服務社會、關懷社會的觀念。
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承接以上的討論，並結合性別和班級的差異，提出以下針對運 用學校經驗陶冶青少年公民態度的建議：Ğ˘ğܳซдጯ७۞ଐຏᕩᛳ
本篇研究結果顯示，情感歸屬的群體經驗有助於公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度、時事關心態度的養成，這符合 Flanagan（2003a）對公民參與行為的觀察，Flanagan 認為公民態度 的培養首重個人與群體的互動感受。人類行為是人在各式系統中互 動循環的結果（Greene, 1991），情感歸屬感受的形成，因此牽涉到 系統中人與人及人與系統的互動依存情形。 如本研究相關分析的結果顯示，學生對學校的情感歸屬，和行 為困難、學習態度、師生關係、偏差同儕、班級民主均有顯著相關， 可知歸屬感的形成，是經由交織的心理社會歷程。歸屬感的形成和 個人、關係、環境經驗有關；個人對自身角色的掌握感和效能感、 個人和他人的互動關係，及整體環境氛圍，這些均會影響個人的歸 屬感受。青少年情感歸屬經驗的促進，需要從「人在環境中」的視 角進行，從學校、班級、人際層次促進歸屬經驗，當青少年在學校 有情感歸屬的體驗，將能促進其公民態度的發展。
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本篇研究結果顯示，自主學習的自我效能感有助於公共事務態 度、社會關懷態度、社會責任態度、時事關心態度的養成。正向的 角色經驗能陶冶青少年的公民傾向，青少年在學校的角色是學生， 學生的任務是學習，當青少年認同自己在學校的角色，且角色經驗 是帶著樂趣、掌握感與肯定，這份與角色相關的自我效能感受，會 促進青少年的公民態度。教育工作者的課程設計，建議以促進自我 效能為目標，當青少年從學習活動中累積對自己的能力感與自信 心，進而展現自主學習的動機與行為時，這些從學生角色累積的自 我效能經驗，有助於公民態度的發展。Ğˬğܳซˠᅫᄃ৺۞ϔវរ
青少年在學校體驗的民主經驗有助於公共事務態度、社會關懷 態度和時事關心態度的養成。青少年在學校的民主體驗，老師是關 鍵性的推手，從公民知識的傳授，到如「公民養成方案」社會學習 的課程設計（劉秀嫚，2003），目的均在培養青少年的公民技能。 本篇研究結果顯示，老師與學生的關係品質和老師帶領班級的方法 本身，即能誘發公民潛能。如Flanagan（2003a）所言，老師的示範 和引導能促成青少年最真實的民主學習。老師在權威的位置上，以 尊重開放的態度，鼓勵意見表達的開放自由，引導班級或公共議題 的平等溝通，促成信任包容的班級關係，這些均是民主的示範。班 級同學來自不同家庭文化背景，同學間的異質性，是另一個民主體 驗的機會。在班級議題上，同學難免會從自身角度論述，討論過程 所經驗的自由表述、開放包容和尊重集體是另一個形式的公民經驗 學習。 本篇研究結果顯示師生關係和班級民主具有班級差異，意謂著 青少年在人際和班級間的民主體驗有因班級而不同的情形。如何協 助老師班級經營，使青少年能在高中體驗平等尊重、民主溝通，和 共同做決定的過程，促發老師關鍵性的推手角色，這值得關心青少 年公民議題者共同思考推展。Ğαğዋॡ̬ˢநҖࠎӧᙱ
本篇研究結果顯示，行為困難或常與偏差同儕相處，不利於社 會責任態度或社會關懷態度的養成。協助學生偏差或適應問題是目 前學校輔導工作的主要內容（林萬億，2011）。行為困難是不尊重 學校、班級規範的一種表現，然而造成行為困難的原因有可能和自我控制能力的發展有關，也有可能涉及學校、家庭或其他心理社會 因素。 學校輔導工作可兼融評估學生的個人、家庭和社區，與青少年 和其家庭、社區共同工作，結合一級、二級、三級預防資源，目的 在發展策略，協助青少年適應學校生活（林萬億、王靜惠，2010）。 適時介入有助於適時處理青少年的行為問題，不讓行為困難衍生擴 大，轉而變成心理上對同學、班級或學校的疏離感，或轉而認同有 類似行為問題的同儕。 行為困難尚屬於行為層次，但當青少年多與偏差同儕一起活動 時，則有可能在認知與情感上趨向於偏差同儕。認知行為理論認為 人類行為有其蘊含的認知基模（schemata）心理架構，認知基模的 形成是透過經驗內化的過程，這個基模會引導個人定位自己與自 己、自己和環境及自己和未來的關係（Vourlekis, 1991）。當經驗內 化到認知和情感的層次，行為改變的困難度會增加。學校輔導工作 能適時介入處理青少年未能遵循班規、校規的情形，透過適時介入， 避免青少年從單一的行為問題，轉變為多與偏差同儕互動，避免青 少年轉而在認知與情感上認同偏差行為。 本研究中男性青少年比起女性青少年有顯著較多的行為困難， 比較常和偏差同儕一起活動。或許青少年在認知與情緒發展的性別 差異（Lenroot et al., 2007; Luna & Sweeney, 2001），使男性青少年 在高中時期有較高風險容易涉入偏差或違法行為。在楊佩榮、王增 勇（2016）針對國高中生的研究中，發現男性青少年有較低的自我 控制，和較多的外向性打架、作弊、過動、容易分心的行為。男性 青少年在高中時期需要多一些包容、瞭解與協助，引導男性青少年 在體驗自我與群體的可能性時，學習自我的掌控與調節。
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本研究探究高二學生學校經驗和公民態度的關聯性，研究結果 協助釐清學校經驗對公共事務態度、社會關懷態度、社會責任態度 和時事關心態度的影響。學術領域對青少年公民態度的探討較缺乏 有關學校經驗與公民態度的探究（Zaff et al., 2011b），本研究證實 青少年在學校中的行為困難、情感歸屬、學習態度、師生關係、偏 差同儕和班級民主這些經驗和青少年的公民態度具有關聯性，適當 陶冶學校經驗，能促進公民態度的養成。 本研究中所測量的學校經驗對四種形式公民態度的解釋變異量 介於.14 到.19 之間，意謂著行為困難、情感歸屬、學習態度、師生 關係、偏差同儕和班級民主雖能解釋部分個人公民態度的程度之 別，但尚有其他的影響因素是本研究沒能包含到的。未來研究可再 包含其他與學校生活相關的變項，進一步澄清學校經驗與公民態度 的關聯性；如本研究中師生關係品質對社會責任態度與時事關心態 度沒有明顯關聯性，然這並非意謂著老師對社會責任與時事關心態 度沒有影響力，未來研究可以考慮測量師生互動，測量老師於日常 和課堂上對學生的引導及學生的反饋，研究者認為在正向關係品質 的基礎之上，老師的身教與言教是公民態度的重要推力。另外，本 研究為相關研究設計，並非貫時性研究設計，研究結果僅能推估高 二學生當下的公民態度情形，無法推估學校經驗對青少年成年後公 民態度的影響。 本研究中的學習態度和公共事務態度的 Cronbach’s alpha 數值 偏低，皆為.68，Kline（1999）表示，當測量的是普遍一般性的行為 時，Cronbach’s alpha 數值接近.70 即符合內部一致性的信度標準， 尤其Cronbach’s alpha 的計算與題項數量有關，題項少時，Cronbach’salpha 的數值會偏低。本研究中的學習態度量表有 4 題，公共事務態 度量表有6 題，依據 Kline（1999），學習態度和公共事務態度內部 一致性信度尚屬可接受範圍。 本研究仍多有不足之處，有待先進持續探究與倡議。希望本研 究結果能提供教育、輔導、社工等青少年工作者一些促進青少年公 民態度養成的思考方向。 ຏᔁࡊԫొ۞͚ĞMOST 102-2410-H-004-109-SSSğܳјѩࡁտć ຏᔁણᄃࡁտ۞ጯ७ăҁर̈́ТጯĂ̈́םӄેҖࡁտ۞ࡁտӄநཏĄ ֭ຏᔁበᆶ؎ֹࣶώቔኢ͛ՀᎷԆචĄ
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吳明燁（1998）。ܦ͌ѐܐഇጯ७Тጓဥវ̝ԛјᄃᇆᜩĈϠၗրநኢ ۞៍ᕇ。行政院國家科學委員會八十六年專題研究計畫成果報告。 呂玉瑕（2011）。臺灣民眾性別角色態度的變遷：1991-2001。ᄂ៉ۤົጯ Ώ，48，51-94。 林火旺（1995）。自由主義社會與公民道德。ࣰጯᄃ̼͛，22，1071-1084。 林萬億（2011）。學校社會工作。載於呂寶靜（主編），ۤົ̍үᄃέ៉ ۤົ（頁363-395）。臺北：巨流。 林萬億、王靜惠（2010）。學校社會工作的理論與實務模式。載於林萬億、 黃韻如（編），ጯ७ᅃጱဥฤ̍ү—ጯ७ۤົ̍үरăᅃጱିर ᄃ͕நर۞Ъү（頁117-152）。臺北：五南。 邱師儀（2017）。公民教育的知識效果：一項定群追蹤的探索性研究。人 文及社會科學集刊，29，127-171。 唐振耀、吳明隆（2012）。高中職學生國防通識態度與公民意識、組織公 民行為關係之研究—以嘉義市為例。ϒ఼࣒ᙊିֈጯಡ，9， 103-132。 張秀雄、李琪明（2002）。理想公民資質之探討—台灣地區個案研究。̳ ϔֈጯಡ，12，1-32。 教育部學前及國民教育署（2017）。఼৺̚ጯυ࣒ࡊϫĶ̳ϔᄃۤົķ ኝჩࢋ。取自http://web.ylsh.ilc.edu.tw/course/overview/06.pdf。 楊佩榮、王增勇（2016）。自我控制、親子依附、師生依附、父母監督與 青少年適應間關聯性的探究。ڌӓۤົ̍үጯಡ，31，37-76。 鄭慧蘭（2002）。高中生公民參與態度與行為之研究－以台北市公立高中 為例。̳ϔֈጯಡ，11，233-249。 劉弘煌（2009）。ۤົࢍጯĈநኢᄃᑕϡ。臺北：雙葉。 劉秀嫚（2003）。「公民養成方案」在社會學習領域教育的意義。公民訓 育學報，14，55-77。蕭揚基（2000）。έ៉̚ొгડ̚Ϡ̳ϔຍᙊ̈́࠹ᙯЯ৵̝ࡁտ。行政 院國家科學委員會八十八年專題研究計畫成果報告。
˟ăࡻ͛ొ̶
Allport, G. (1935). Attitudes. In C. Murchison (Ed.), A Handbook of Social
Psychology (pp. 789-844). Worcester, MA: Clark University Press.
Amnå, E. (2012). How is civic engagement developed over time? Emerging answers from a multidisciplinary field. Journal of Adolescence, 35(3), 611-627.
Armsden, G. C., & Greenberg, M. T. (1987). The inventory of parent and peer attachment: Individual differences and their relationship to psychological well-being in adolescence. Journal of Youth and
Adolescence, 16(5), 427-454.
Bandura, A. (1997). Self-efficacy: the exercise of control. New York, NY: W. H. Freeman and Co.
Bobek, D., Zaff, J., Li, Y., & Lerner, R. M. (2009). Cognitive, emotional and behavioral components of civic action: Towards an integrated measure of civic engagement. Journal of Applied Developmental
Psychology, 30, 615-627.
Brown, B. B. (1990). Peer groups and peer cultures. In G. R. Elliott, & S. S. Feldman (Eds.), At the Threshold: The Developing Adolescent. Cambridge, MA: Harvard University Press.
Brown, B. B., Clasen, D. R., & Eicher,S. A. (1986). Perceptions of peer pressure, peer conformity dispositions, and self-reported behavior among adolescents. Developmental Psychology, 22, 521-530.
Eccles, J. S., & Barber, B. L. (1999). Student council, volunteering, basketball, or marching band: What kind of extracurricular activity matters?
Journal of Adolescent Research, 14, 10-43.
Erikson, E. H. (1963). Childhood and society. New York, NY: Norton.
Fendrich, M. J., & Lovoy, K. L. (1988). Back to the future: Adult political behavior of former student activists. American Sociological Review,
Flanagan, C. (2003a). Developmental roots of political engagement. Political
Science and Politics, 36(2), 257-261.
Flanagan, C. (2003b). Trust, identity, and civic hope. Applied Developmental
Science, 7(3), 165-171.
Flanagan, C., & Faison, N. (2001). Youth civic development: Implications of
research for social policy and programs. Civic Engagement. Paper 11.
Retrieved from http://digitalcommons.unomaha.edu/slceciviceng/11 Flanagan, C, & Stout, M. (2010). Developmental patterns of social trust
between early and late adolescence3: Age and school climate effects.
Journal of Research on Adolescence, 20(3), 748-773.
Fraser, B. J., Anderson, G. J., & Walberg, H. J. (1982). Assessment of learning environments: Manual for learning environment inventory (LEI) and my class inventory (MCI). Third Version. Perth, Australia: Western Australian Institute of Technology.
Fredricks, J. A., Blumenfeld, P. C., & Paris, A. H. (2004). School engagement: Potential of the concept, state of the evidence. Review of Educational
Research, 74(1), 59-109.
Geiser, C. (2013). Data Analysis with Mplus. New York, NY: The Guilford Press.
Greene, R. R. (1991). Person-in-environment, huamn behavior theory, and social work method. In R. R. Greene & P. H. Ephross (Eds.), Human
behavior theory and social work practice (pp. 1-18). Hawthorne, NY:
Aldine de Gruyter.
Hart, D., & Atkins, R. (2011). American sixteen-and seventeen-year-olds are ready to vote. The Annals of the American Academy of Political and
Social Science, 633, 201-222.
Kline, P. (1999). The handbook of psychological testing (2nd Ed.). London,
England: Routledge.
Ladd, G. W. (2005). Probing the adaptive significance of children's behavior and relationships in the school context: A child by environment perspective. Advances in Child Development and Behavior, 31, 43-104. Lenroot, R. K., Gogtoy, N., Greenstein, D. K., Well, E. M., Wallace, G. L.,
Clasen, L. S., . . . Giedd, J. N. (2007). Sexual dimorphism of brain developmental trajectories during childhood and adolescence.
Neuroimage, 36, 1065-1073.
Luna, B., & Sweeney, J. A. (2001). Studies of brain and cognitive maturation through childhood and adolescence: A strategy for testing neurodevelopment hypotheses. Schizophrenia Bulletin, 27(3), 443-455.
Micucci, J. A. (2009). The adolescent in family therapy: Harnessing the power of relationship (2nd ed.). New York, NY: The Guilford Press.
Murray, C., & Zvoch, K. (2011). The inventory of teacher-student relationships: Factor structure, reliability, and validity among African American youth in low-income urban schools. The Journal of Early Adolescence,
31(4), 493-525.
Quintelier, E., & Hooghe, M. (2013). The relationship between political participation intentions of adolescents and a participartory democratic climate at school in 35 countries. Oxford Review of Education, 39, 567-589.
Rivero, C. M. (2007). John Dewey and the necessity of a democratic civic education. In J. Ryder & G. R. Wegmarshaus (Eds.), Education for a
democratic society (Vol. 3, pp. 11-19). Amsterdam, Netherlands:
Rodopi.
Schmid, C. (2012). The value “social responsibility” as a motivating factor for adolescents' readiness to participate in different types of political actions, and its socialization in parent and peer contexts. Journal of
Adolescence, 35(3), 533-547.
Sherrod, L. R., & Lauckhardt, J. (2009). The development of citizenship. In R. M. Lerner & L. Steinberg (Eds.), Handbook of adolescent psychology:
Contextual influences on adolescent development (Vol. 2:, pp.
372-407). Hoboken, NJ: John Wiley & Sons, Inc.
Spear, L. P. (2013). Adolescent neurodevelopment. Journal of Adolescent
Health, 52, S7-S13.
Developmental Psychobiology, 52, 216-224.
Sullivan, J. L., & Transue, J. E. (1999). The psychological underpinnings of democracy: A selective review of research on political tolerance, interpersonal trust, and social capital. Annual Review of Psychology,
50, 625-650.
Vourlekis, B. S. (1991). Cognitive theory for social work practice. In R. R. Greene & P. H. Ephross (Eds.), Human behavior theory and social
work practice (pp. 123-150). Hawthorne, NY: Aldine de Gruyter.
Wang, M. T., & Eccles, J. S. (2011). Adolescent behavioral, emotional, and cognitive engagement trajectories in school and their differential relations to educational success. Journal of Research on Adolescence,
22(1), 31-39.
Youniss, J., Bales, S., Christmas-Best, V., Diversi, M., McLaughlin, M., & Silbereisen, R. (2002). Youth civic engagement in the twenty-first century. Journal of Research on Adolescence, 12(1), 121-148. Youniss, J., McLellan, J. A., & Mazer, B. (2001). Voluntary service, peer group
orientation, and civic engagement. Journal of Adolescent Research,
16(5), 456-468.
Zaff, J. F., Hart, D., Flanagan, C. A., Youniss, J., & Levine, P. (2010). Developing civic engagement within a civic context. In M. E. Lamb, A. M. Freund & R. M. Lerner (Eds.), The handbook of life-span
development: Social and emotional development (Vol. 2:, pp.
590-630). Hoboken, NJ: John Wiley & Sons, Inc.
Zaff, J. F., Kawashima-Ginsberg, K., Lin, E. S., Lamb, M., Balsano, A., & Lerner, R. M. (2011a). Developmental trajectories of civic engagement across adolescence: Disaggregation of an integrated construct. Journal of Adolescence, 34, 1207-1220.
Zaff, J. F., Kawashima-Ginsberg, K., & Lin, E. S. (2011b). Advances in civic engagement research: Issues of civic measures and civic context. In R. M. Lerner, J. V. Lerner & J. B. Benson (Eds.), Advances in child
development and behavior: Positive youth development (Vol. 41, pp.
Examining the association between high
school experiences and adolescents’
civic attitude
Pei-Jung Yang
National Chengchi University, Graduate Institute of Social Work,
assistant professor
Abstract
The development of civic attitude might foster social development and adaptation at the macro and micro levels. This paper investigated the association between high school experiences and civic attitude, hoping that the result might provide some implications for the civic development during adolescence. School experiences and civic attitude were collected using questionnaire. School experiences included behavioral difficulties, school belonging, learning attitude, student-teacher relationship, deviant peers, and democratic classroom climate. Civic attitude was examined in four dimensions including civic activity, social caring, social responsibility, and current affair. There were 1,111 11th
Kaohsiung city participated in the study. Using one-way random effects analysis of covariance, the results showed that school belonging and learning attitude fostered civic attitude in all four dimensions. Four implications were recommended for adolescent civic development in school settings to professionals working with adolescents: Foster safety and belonging, foster self-efficacy, provide democratic experience, and timely behavioral intervention.
