在學青少年生活痛苦指標發展之研究

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在學青少年生活痛苦指標發展之研究

黃芳銘

楊金寶許福生

國立嘉義大學教育學系國立台北護理學院嬰幼兒保育學系中央警察大學行政警察學系

摘要

本研究主要是透過一系列嚴謹的分析程序來建立一份具有信效度的在學青少年生活痛苦指數量表。蒐集全國在學青少年共 1494 份有效問卷，將其以 SPSS10.0 軟體隨機區分為三組樣本，每組各 498 份。第一組樣本以探測性因素分析來獲得因素成份，結果顯示此份量表有五個因素，分別命名為「學校環境因素」、「家庭影響因素」、「社會情境因素」、「未來發展因素」，以及「政府作為因素」。接著將其建構成在學青少年生活痛苦指數的一系列競爭模式，以第二組樣本來做驗證性因素分析的評鑑，結果顯示五因素斜交模式是最為簡效的模式，對此一模式做內在結構適配評鑑也顯示觀察變項與潛在變項皆具有良好的信度、聚合效度，以及區別效度。第三組樣本則是作為複核效化的評鑑，結果顯示五因素斜交模式具有穩定性以及預測力。關鍵字：生活痛苦指數，複核效化，競爭模式，驗證性因素分析

壹、前言

人類的憂喜愛恨或痛苦歡樂，都是社會情境中人與環境交流詮釋的結果。每次個人的交流累積，使得人與環境得以互相型塑，互為改變或互相影響。二十一世紀臺灣社會的中堅或菁英，多數在既定且安穩的生活模式成長。但是，這群菁英所架構而成的社會政策或社會環境，卻被後現代社會的片段、短暫、虛擬與快速流動，不但衝擊得己身無所適從，即令對其所生養的青少年，早年的社會定位或價值標準，也漸次被排斥於家庭教養或學校教育外。當人與環境的交流無法順利，在社會文化脈絡下，無法發展出適當的角色或棲身處（habitat），當然就會產生孤立、絕望、茫然等痛苦情緒。青少年階段，相對於兒童或成人是一種介於過渡性與邊緣性的狀況，這階段也正是個體自我認同形成的重要關鍵時期（Cummongs, 1995）。以社會心理論點觀之，將人類生命歷程分為八個階段的社會心理學家 Erikson（1968）認為，每個人生階段皆有其自我認同（self identity）發展目標與發展困境，而青少年階段正面臨自我認同與角色混淆危機的階段。就發展而言，兒童時期自我認同已經不再適合身體與心理各方面快速成長的少年，因此，這個階段的青少年，致力於發展自我觀念與尋求自我肯定，也成為其容易撞擊社會制度與不滿社會規範的特質。認同與混淆角力拉扯的年齡，在變遷、混沌、解構的社會中，的確深化青少年的恐慌與不安感，從實證資料可窺探出台灣青少年窘困

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的端倪。根據董氏基金會調查顯示（2003），現在的七年級生 1_{每五人就有一人有憂鬱情緒傾} 向，且需要專業人士進一步評估及協助的比例達 21.8%2_{（葉雅馨，2003）。台灣憂鬱症防治} 協會理事長李明濱醫師，於 2004 年第三屆亞太區精神醫學研討會 3_{中亦指出，世界衛生組織}

（World Health Organization [WHO]）統計，憂鬱症在世界重大疾病中排名第四，在 2020 年後，憂鬱症有可能躍升為第二名。根據 WHO 統計，憂鬱症患者每年造成 830 億美金的經濟損失，包括醫療照護、自殺成本、患者工作品質、每年平均曠職天數為 35 天，其中，經濟損失的 62% 來自憂鬱症患者的失能狀況。而台灣地區自殺已連續七年列名台灣十大死因，平均每天會有 8 個人自殺，有 9 成以上的自殺個案是精神疾病的患者，其中，70%是憂鬱症與焦慮症患者。向陽公益基金會（2001）調查在學青少年生活痛苦指數指出，我國在學青少年 2001年過得比 2000 年痛苦4，其中政治人物行為不檢、立法者喪失社會公理等現象，都讓青少年對國家期許及個人未來處境感到最痛苦及茫然不安。李明濱（2004）認為，台灣社會家庭暴力、殘暴砍殺事件頻傳，有許多肇因於憂鬱症患者疏於照顧而病情復發。為使社會安定與穩定，有關國人痛苦指數偵測與憂鬱症防治，將是精神醫療今後必然得面對的重大議題。基此，研究小組自 2000 年始，嘗試探索造成今日青少年身心壓力與痛苦的因素，以及偏差行為的根源。終極目的，在於尋找協助減輕青少年成長困境撞擊快速變遷社會的保護處方。因此，研究小組曾以青少年所處的社會結構與環境的構面為基，於 2000 年進行台灣地區青少年生活痛苦指數之初探，建立以「教育」、「家庭」、「休閒」、「法治」、「環境」、「兩性關係」，以及「未來期望」等七大構面的痛苦指數工具。2001 年乃針對 2000 年的青少年生活痛苦指數調查的一些問題加以改進，使得整個青少年生活痛苦指數量表可以符合科學與實證的精神，並藉此提高此一痛苦指數的信度與效度。歷經兩年多的觀察、沉澱與思索，研究小組認為當初的七個生活痛苦構面，似乎能有再整併精確化的空間；研究者不斷修正自己的研究工具，本是科學研究的反思與精進過程。正如 Cronbach（1971）所說的，量表效度的建構是一種不斷擴張的過程，接受一個量表的建構效度必須有相當的研究成果的累積。除此之外，本研究企圖發展一種「實際可評」的生活痛苦指標，以發現青少年在整體社會結構與環境中負面刺激的來源，以及這些刺激所產生的痛苦程度。研究小組期望，當痛苦程度升高，高到瓦解青少年心理所能承受的容忍界限之前，能被其成長中敏銳的重要他人所發現，以避免青少年破壞社會秩序的偏差行為或自傷自殘的憂鬱現象之產生。所以，精準的緊張壓力或痛苦指標之建立，不但可作為評估與預防青少年問題產生之良方，而且刻不容緩。最後，本研究企圖採用更嚴謹的檢定程序來建構青少年生活痛苦指數，一方面使用一組獨立樣本，以探索性因素分析（exploratory factor analysis）來尋找出在學青少年的生活痛苦構面，接著再以另一組獨立樣本對所獲得的因素做一系列因素結構的驗證因素分析，企圖找出最簡效的（parsimonious）的因素模式，並且檢定此一因素模式的信度、聚合效度，以及 1 指民國 71-79 年出生的青少年。 2 該研究有效樣本數為 2924 位學生。受訪者中，男性佔 50.3 %，女性佔 49.7 %。 3 第三屆亞太區精神醫學研討會 2004/0723-24 在台北登場，計有亞太 10 個地區，近 250 位國內外精神專科醫師與會。 4 2000年平均痛苦指數為 58.92 分，2001 年增為 60.42 分，顯示青少年的痛苦指數持續增加中。

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區別效度，最後，使用第三組獨立樣本對最簡效的模式做複核效化（cross-validation）的處理，以確保此一模式的穩定性以及可預測性。

貳、文獻探討

編製一份實用量表，除了牽涉量表中概念化的問題，同時，也應對量表使用對象之特性進行了解。由於本量表為舊指標的再精緻，因此，文獻主軸在於針對本研究的在學青少年生活痛苦指數量表之概念重新界定。如上所述，文獻將以青少年對痛苦易感性特質，以及是否相容（fit）的社會生活構面兩方面探索。

一、青少年痛苦易感性特質

青少年階段介於兒童與成人之間，其角色是模糊不清。就認知發展而言，青少年的好辯與堅持己見，乃是正在確立自己的想法的正確性，以提升自身能力發展的過程，其出發點並非是為挑戰與破壞社會規範。依據 Freud（1961）的觀點，進入青春期的少年，因其內在「性的驅力（sex drive）」使然，必然與所處的家庭或社會環境有所衝突，而適當的衝突能使青少年與家庭有所分離，開始發展獨立面對外在環境的能力。Steinberg（1990）認為，青少年與家庭環境衝突的分離（detach）過程是一必然的現象。不同於兒童的無知或成年人的成熟，青少年階段正漂浮於社會規範的刺激學習。兒童時期社會規範是透過重要他人加以約束，而成人則是將社會規範內化為自我約束，青少年則是處於轉變階段，漸漸由他律轉向自律的時期。從青澀兒童脫離，使青少年安全的防護罩破損；轉向現實穩健的成人階段，卻尚有與環境合宜應對的困頓。此種浮動所形成的社會角色邊緣化，使得青少年的痛苦感受性比前期之兒童及後期之成人均靈敏且反應強烈。學習新的角色規範正是青少年的重要發展目標。Cooley（1902）提出了「鏡中自我」的概念，這個「自我」也是由預期別人將如何看自己的反應結果。如同由鏡中看自己的臉、身材一般，個人會透過想像他人對自己的看法，來建構瞭解自己是一個怎麼樣的人。對青少年而言，其是否能順利發展成與社會互補互惠的相容任務，亦或是發展失敗的混淆不安，尋求生活所在環境的認同與支持，是重要的關鍵。亦即，透過與生活中有意義的他人、制度、文化之間的互動過程，才能確認青少年在別人眼中是個什麼樣的人，進而形成穩定的自我認同。認同是透由「社會明鏡」所展示的「鏡中影像」，一連串自我反覆對照、否定、修正的結果。評比與修整是是建構社會角色之前的解構，當然，也是發展認同社會或被社會認同的必備歷程，而這歷程對任何青少年而言，都是難堪苦澀的。 Gabrieal（1988）的研究發現，一個人在青春期的無聊（boredom）感受可能導致自我統合的問題，在此關鍵的發展中，個體更需要學習如何引領自己的行為更有意義、更滿意的生活型態。高度無聊感的個體較習慣以不良的行為型態，例如嗜食、酗酒、藥物濫用、性活動等，以解除無聊感所帶來的不愉快經驗；無聊感傾向也與不同的心理疾病、社會適應有關，如憂慮、人際疏離、寂寞、害羞、較差的社會能力、負向情感等問題。普世的無聊感與青少年生理、心理的發展有著密切的關係存在，係一不容忽視之社會現象，同時，也是青少年普遍存在的心理發展危機。此種心理發展危機深

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刻影響成就迷亂，青少年對自我前途迷失，直接影響未來就業之信心，間接干擾力爭上游、出人頭地的成功信念。「痛苦」或無聊既是一種心理的主觀感受，一種自我本身對自我認同壓力的承受。也是一種來自客觀環境的「災難」而產生的回應。亦即，痛苦既是青少年的內在情緒感受，也是實際的社會安寧狀況。為使痛苦量表具體、明確、有效，本研究強調青少年客觀生活條件中的痛苦來源，也就是社會、制度、組織、以及互動面所造成的痛苦感受。因此，在痛苦的構面上，研究者採用可量化的客觀條件，來代表一個人所具有的痛苦感受。亦即當此種條件存在時，且被受試者認同時，就具備痛苦的情形。最常用於探討青少年痛苦產生的社會或心理反應類型，可以歸結為六種，此六種類型構成青少年痛苦感受的構面，這些類型包括疏離、不自由、恐懼、壓力、挫折，以及不快樂（黃芳銘、劉和然，2000）。痛苦感受的構面，可被視為青少年的「負面影響狀態」（negative affective states），此為 Agnew（1992，1995）在其一般化緊張理論中所提出論點。Agnew 認為一個人處於負面影響狀態之下會產生憤怒、挫折與不公的情緒，導致一個人產生偏差的可能性。負面影響狀態有四種情形：由於未達到正面評價目標而產生的壓力、由於期望或個人成就之差距而產生的壓力，由於個人正面評價之移除而產生的壓力，由於「負面刺激」之出現而產生的壓力。而其中，「負面刺激」包括一個人經歷兒童被虐待、疏忽、犯罪被害、體罰、家庭衝突、學校生活挫折即有壓力的生活事件等（許春金，2000）。這種定義相當符合本研究的青少年生活痛苦構面的界定。也就是說，本研究之青少年生活痛苦指數，旨在偵測青少年在今日的大環境下，所受到社會面向的負面刺激情形。Agnew 認為當個人處於負面刺激愈多，刺激的強度愈大時，對於其產生犯罪或是偏差行為的影響愈大。青少年正值情緒不穩的青春期（puberty），屬於身心快速改變的風暴階段（storm stress），本來在生活上的難題就比其他各發展階段為多，承受及曲解生活中負面刺激的機會及影響也多。

二、社會生活構面之相容性

青少年問題的產生和社會解組不無關係，近年來台灣社會變化太快，各種體制與環境無法跟上變遷的速度，而產生許多衝突與緊張的現象。這種衝突與緊張的現象，不僅使得青少年在某種生活上失去可依循的社會規則，更產生許多的負面影響狀態。不同的生活構面產生不同的互動與正負面相左之影響，劉旭山、邱致清（1999）認為青少年生活有七大構面，包括健康、個性、教育、家庭、外表、人際、休閒。劉玲君（1997）則將青少年的生活分為家庭生活、學校生活、社會生活、職業意識與人際關係等五個層面。本研究之先驅量表則強調社會層面的生活構面，將青少年的生活重心的主要構面架構為「教育」、「家庭」、「休閒」、「法治」、「環境」、「兩性關係」，以及「未來期望」（黃芳銘、劉和然，2000）。顯然地，這種構面雖涵蓋社會、生理與心理層面，但忽略了多重環境對人類行為與發展的系統性影響。研究小組以生態系統理論重新檢視三年前的量表指標，認為環境依與人的空間與社會距離，分成一層套一層的幾種系統。青少年被置身於核心，緊緊被這些系統包圍著的，是自出生起便最為密切的家庭系統，它與個人的交流最直接而頻繁，所帶來的影響也最大。家庭被社會學者認為是最重要的社會化機構之一， Hirschi（1969）認為，當小孩愈依附其父母親時，將有愈多時間與父母在一起而受較多的監

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督，也將愈會尋求父母對其活動的意見，減少許多偏差行為之可能性。家庭教導小孩學習是非觀、社會控制能力，以及尊敬權威、社會規範等，但是如果家庭沒有辦法提供小孩這些功能，小孩則容易學習攻擊、反社會行為、暴力等偏差行為（ Laub and Sampson, 1988 ； Sutherland, 1967）。

Gottfredson & Hirschi（1990）認為，家庭和育兒（child-rearing）技術的不健全及缺陷，是造成個體低自我控制的最主要原因。 Baumrind（1965）指出父母處罰、疏離或自以為是（self-righteous）等管教態度，易形成子女退縮、依賴、攻擊行為等現象（林青瑩，1999）。一些研究顯示家庭破碎、家庭氣氛差、父母管教不當、貪圖一時玩樂是子女不想回家而翹家的主要原因。Robinson（1978）在研究嚴重行為問題之父母育兒技術方法時，發現行為失控小孩的父母之教養方式為：不一致的規則訓練、少給予讚美、少鼓勵與表現對子女關心不足、對小孩依附行為，經常高度的敵意。其次是居間系統（ mesosystem ）， Bronfenbrenner（1979）指出，居間系統既是人類發展推進的原因，也是發展的結果，其基本原則是與家庭微視系統間的關聯愈強，愈能互補，則居間系統愈發達，也愈有能力推動青少年正向發展。學校環境因素即為眾所公認的居間系統，它為年輕的下一代提供一個成長的環境。然而，今日學校的問題日漸嚴重，例如：校園暴力事件有增無減、老師傳統權威喪失。在這變遷背景下，學校功能減弱，往往導致青少年不喜歡學校，成群結隊往學校以外的地方活動（黃芳銘、劉和然，2000）。同時，學校組織官僚體制化，學生的獨特性容易受到忽視，師生關係趨淡，學生對學校的疏離感與日劇增。部份實證研究也支持學校濫用權威，老師不公平，學校規律和管訓過於嚴格，功課太艱澀而且太繁重是學生感到痛苦疏離的重要原因（范國勇，2000）。當然，台灣今日的學校體制，強調文憑及升學至上的教育活動，乃是反映家庭與社會文化的結果。黃德祥（1991）研究發現高度的升學壓力、出入不良場所以及參與不當休閒活動皆是青少年犯罪的主要原因。學校教育亟需改進，但教改十年的總檢討聲中，卻突顯出學校教育的調整不及，發展捉襟見肘的跡象。一方面學生抱怨學校設備不足，面對老師教學方式難以適應；另一方面老師們則點出學生的素質偏差，指其學習態度不佳（陳嘉彰，2001）。學校學習應是多元且多采的，但在「萬般皆下品，唯有讀書高」價值曲解下，於學校裡學習的學生，所受的是一種沈重的負擔，一種長期的挫折。台灣的中等教育學校對青少年而言，竟是「無法承受之重」的痛苦場所。外部系統（exosystem）是對青少年發展有影響，但在其間卻無直接角色的社會情境。亦即對青少年的生活環境有影響力，青少年卻沒有參與運作的社會體制。社會情境脫序（anomie），是都市化過程中喪失規範約束力的普遍現象。當社會成為無規範的狀態，個人的慾望沒有辦法受到社會適當的節制，因此偏差行為較多（Durkeim, 1951）。社會學理論在 20 年代就提出區位環境與偏差行為關係，其中以

Shaw and Mckay（1969）的研究最具經典，他

們認為，都市環境的退化與解組是犯罪問題滋生的重要原因之一。其後，犯罪學家 Stark （1987）提出更為具體的偏差區位理論（deviant place theory），強調人口密度高、貧窮、住商混合使用、流動性大，以及荒廢等區位上的特性，會消弱民眾的道德情感與社會的控制機能，進而助長了犯罪的問題。台灣的社會、政治環境，似乎已每況愈下到令人惶惑不安。一般人都感受到「在台灣，

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非法者比守法者容易生存」。若政府仍將施政重點偏置於政治紛擾中，而忽略國家未來主人翁所遭遇到的威脅，青少年對於國家現狀的漠視與疏離，將使其轉而尋求刺激與逃避，台灣的前途堪慮（陳嘉彰，2001）。一再強調經濟發展的政府施政，為了不斷提高生產，必須大量開發資源，以致自然資源遭受嚴重破壞。影響所及，好山好水不再寧靜，地層下陷，土石流失，空氣品質下降，公害頻傳，環保問題成為近年來台灣社會最熱門的話題之一。環境的污染不僅導致生活品質降低與惡質化，而且危害民眾的生命與健康。環境品質文教基金會公佈 89 年度「環保痛苦指數」，高達 77.98 分，是連續調查 6 年以來的次高指數，也是 5 年來最高（呂理德，2000）。另外，某些民意調查結果指出台灣社會治安持續惡化中。探究其原因為〈一〉傳統是非觀念的模糊化，民眾普遍感到挫折與不安；〈二〉黑槍氾濫以及犯罪在質方面的改變，加以大眾傳播媒體喧染，至民眾恐懼感加深；以及〈三〉社會抗爭運動的亂象與相關因素的交互激盪，致造成「泡製」的「治安惡化」聯想（林燦章、黃家琦，1999）。治安狀況的惡化，勢必會直接令社會大眾感到安全受威脅，而心理產生恐懼。台灣治安環境的惡化，在過去的一些調查中發現，其對民眾生活品質惡化的影響力一直居高不下，甚至有「女兒被押入火坑」，得靠「勇父持槍惡煞救出」（姚岳宏，2000）。向陽公益基金會在 2004 年也公布了其所作之青少年痛苦指數調查結果，該調查報告將青少年的痛苦指數面向區分為四個構面：「學校環境因素」、「家庭影響因素」、「社會情境因素」以及「政府作為因素」。調查顯示平均痛苦總分為 61.56。四個構面中「政府作為因素」所造成的痛苦最高，指數分數為 71.6。其次是「社會情境因素」，指數分數為 62.4 分。最低的是「家庭影響因素」，指數分數為 53.8 分。就二十個個別指數而言，青少年感到最痛苦的指數乃是「環境污染嚴重」。也就是說，青少年認為在台灣的環境污染嚴重，令他們覺得相當難過，指數分數為 77.6 分。第二痛苦的指數為「政治紛亂無章」，亦即青少年認為政治紛亂無章，讓他們對未來台灣的局勢感到相當憂心，指數分數為 73.0 分。第三痛苦的指數為「法律缺乏保障」，亦即青少年認為國家法令無法充分保障好人，因此感到相當無奈，指數分數為 72.2分。第四痛苦的指數為「教改無所適從」，亦即青少年認為教育政策隨著政治政體打轉，令他們覺得慌亂無所適從，指數分數為 71.4 分。基於這個結果，該報告給 2004 年青少年生活痛苦的情形下了一個標語「環境污染令我痛、政治紛亂讓我憂、正義不彰促我怒，教改亂象使我慌。」綜合上述文獻探討可知，從家庭的微視系統到社會情境與政府政治的外部系統，均分散著人類得面臨的痛苦變項。在家庭中，父母不當的管教、家人需求及感受不被重視、過多的家庭期望、家居生活單調以及不好的家庭氣氛等，是青少年成長中不得不面對的負面影響因素。在學校環境因素中，場地規劃所造成的學校空間狹隘、學校活動不足，教育行政所造成的師生互動不良、學校課業沉重、管理過度嚴厲，是青少年學習過程常常接觸的負面影響因素。而社會情勢與執政當局的詭譎多變，使得政治紛亂、汙染嚴重、政策失策、交通失序、壞人逍遙、社會冷漠，這些非直接撼動青少年生活的外圍因子，因著大社會系統的不健全，以及政府政策及執行上的不當，直接衝擊青少年的生活品質。孕育成長的系統環境是衝動的血氣多於感動的活氣，少年人反覆暴露在責備、挫折、失望、災難的刺激中，無怪乎青少年傾向貶低自己未來的規劃與希望，行為甚至

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越界而傷害自身安寧與安全也日益增多。對自我認同尚充滿疑懼與不穩的青少年，與其所接觸的社會故事多數是向下沉淪的殘酷事實，則其學習並理解的生命型態必然也是晦暗不明、困頓不安。去除或減輕社會負面刺激是許多醫療、教育、心理、社福界努力的方向，而這些負向刺激，正是研究者極欲探討的生活痛苦因素。

參、研究方法

一、研究對象

本研究的對象為國中生、高中生以及高職生為主的在學青少年。採分層叢集抽樣法，全國北、中、南、東與外島四個部分，共抽取十七所學校，其中抽取高中 4 所、職校 3 所，國中 10 所。每所學校一、二、三年級各抽取一班，所抽取到的班級，於施測當日出席的所有學生為本研究的樣本，共得有效問卷 1494 份。其中，國中 950 份，高中 281 份，高職 263 份。男生 706 人，女生 786 人。本研究企圖以一個嚴謹的程序建構青少年生活痛苦指數，在分析時，涉及探測性因素分析、驗證式因素分析，以及複核效化等的處理，樣本將依此切割成三等分。本研究使用 SPSS10.0 軟體中的觀察值隨機樣本選擇法將樣本分為三等分，每一個樣本各有 498 份問卷。樣本 A 作為探特性因素分析之用，樣本 B 作為驗證性因素分析之用，其也是複核效化分析之校正樣本，樣本 C 為複核效化之效度樣本。

二、研究工具

本研究之工具為「青少年生活經驗量表」問卷。問卷包括兩個部分：第一部分為基本資料，包括個人基本資料（性別、年級、出生日期、用功時間、學業表現、宗教信仰）、家庭背景資料（家庭大小、家庭型態、父母婚姻狀況、父母教育、父母職業、家庭收入）、區域資料（城鄉）等。第二部分則是本研究主要的問題，亦即「青少年生活經驗」，共二十題，建構成本研究之青少年生活痛苦指數。青少年生活痛苦指數是由研究者過去三年初步發展青少年生活痛苦指數（黃芳銘、劉和然，2000；黃芳銘，2004）修訂而得，採 Likert 七點量表，最高七分，表示對此一指數呈現的現象「非常同意」，亦即痛苦程度最高，其次是「同意」得六分，「稍微同意」得五分，「無意見」得四分，「不太同意」得三分，「不同意」得兩分，「非常不同意」得一分。本量表無零分設計，此意謂對受試者對該生活負面現象，不可能完全沒有痛苦感受。此二十題之題項以及變項命名如下表 1：表 1 問卷題項與變項命名變項命名題目學校空間狹隘 1.學校的活動空間過於狹隘，讓我感到相當不便利。學校活動不足 2.學校太少舉辦活動讓我無法展現我的特色，令我相當鬱卒。師生處遇不良 3.在老師的眼中我總是一個問題學生，令我相當不爽。學校課業沈重 4.學校所給予的課業負擔，對我而言是相當的沉重。學校管理嚴格 5.學校管得太多，讓我覺得相當不自由。

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（表 1 續）家居生活單調 6.家裡生活既單調又無聊，令我總想往外跑。家人期望過高 7.家人對我的期望太高，讓我日子過得很有壓力。感受遭受漠視 8.家人總是不在乎我的感受，讓我覺得相當孤單沮喪。需求受到忽視 9.每當需要錢買我想要買的東西時，家人總是不太支持。休閒受到管控 10.我的休閒時間受到父母管控，令人我相當不快樂。社會太過混亂 11.我總覺得現代社會太過於混亂，令我感到憂心恐懼。壞人逍遙法外 12.許多壞人尚未繩之以法，使我有隨時成為受害者的焦慮。社會冷漠無情 13.台灣社會上到處充滿冷漠無情，令我深感無助挫折。出人頭地困難 14.我總覺得要在這個社會出人頭地是相當困難的。未來就業不易 15.我實在很擔心將來無法順利就業。交通秩序混亂 16.出門總是碰到混亂的交通，令我十分厭煩。教改無所適從 17.教育政策隨著政治打轉，令我覺得慌亂無所適從。法律缺乏保障 18.我認為現在我們國家的法律無法充分保護好人。政治紛亂無章 19.台灣政治紛亂無章，讓我對未來台灣的局勢感到相當憂心。環境污染嚴重 20.台灣的環境污染嚴重，令我覺得相當難過。

三、統計分析

（一）估計方法之選擇結構方程模式之最大概似法（maximum likelihood）以及一般化最小平方法（generalized least square）等估計方法受變項分配性質影響很大，如果變項分配的態勢絕對值大於 3，就被視為是極端偏態，峰度絕對值大於 10 則被視為是有問題的，若大於 20 則可以視為是極端的峰度（Kline, 1998）。若態勢與峰度產生這些問題時，那麼就必須考慮不受變項分配的估計方法，例如漸近自由免分配法（ asymptotic distribution-free）。從表 2 中，可以看出態勢值介於 -1.02 到 0.55 之間，峰度值則是介於 -0.98 到 0.73 之間。這個結果顯示觀察變項在態勢與峰度的值並不大，因此，採用具有常態分配的估計方法對估計的健全性影響不大，因此，本研究採取最大概似法作為估計模式的估計法。表 2 觀察變項之平均數、標準差、態勢與峰度觀察變項平均數標準差態勢峰度教改無所適從 5.04 1.60 -0.54 -0.24 法律缺乏保障 5.05 1.58 -0.61 -0.12 政治紛亂無章 5.18 1.52 -0.58 -0.04 環境污染嚴重 5.44 1.53 -1.02 0.73 交通秩序混亂 4.72 1.55 -0.47 -0.11 休閒受到管控 3.93 1.93 0.01 -1.11 感受遭受漠視 3.55 1.82 0.16 -0.95 需求受到忽視 3.71 1.83 0.16 -0.90 家人期望過高 4.11 1.71 -0.14 -0.73 家居生活單調 3.94 1.86 -0.05 -0.98 學校空間狹隘 4.04 1.66 -0.02 -0.63

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（表 2 續）學校課業沈重 4.26 1.61 -0.15 -0.45 學校管理嚴格 4.51 1.69 -0.26 -0.62 學校活動不足 4.08 1.52 -0.08 -0.25 師生處遇不良 2.99 1.79 0.55 -0.64 壞人逍遙法外 4.49 1.62 -0.28 -0.37 社會太過混亂 4.66 1.61 -0.37 -0.37 社會冷漠無情 4.10 1.55 -0.07 -0.31 未來就業不易 4.86 1.70 -0.63 -0.30 出人頭地困難 4.34 1.67 -0.24 -0.62 （二）因素的探索以探索性因素分析（ exploratory factor analysis）進行因素的探索，採用主成分法（principal component）進行因素的抽取，以 Promax進行因素的斜交轉軸，因素負荷量的絕對值小於 0.5 者的題目將給於剔除。（三）因素結構的驗證 1.假設模式之評鑑

依據 Hair, et al.（1998）、Hu & Bentler （1995）、Diamantopoulos & Siguaw（2000）、 Tanaka（1993）、黃芳銘（2002）等人的建議採取三類型指標作為假設模式之評鑑。

(1)絕對適配指標

a.卡方考驗值（χ2_{）--其值必須未達顯著水}

準，也就是 p 值必須＞0.10。

b. Goodness of Fit Index（GFI）--指標需大於 0.90。

c. Adjusted Goodness of Fit Index（AGFI） --指標需大於 0.90。

d. Standardized Root Mean Square Residual （SRMR）--指標需小於 0.05。

e. Root Mean Square Error of

Approximation（RMSEA）--指標小於或等於 0.05 表示「良好的適配」，0.05 到 0.08可是視為是「不錯的適配」，0.08 到 0.10 之間可以是為時「中度的適配」。大於 0.10 表示不良適配。 (2)相對適配指標

a. Non-Normed Fit Index（NNFI）--指標需大於 0.90。

b. Comparative Fit Index（CFI）--指標需大於 0.90。

(3)簡效適配指標

a. Parsimonious Normed Fit Index（PNFI） --指標需大於 0.50。 b. Hoelter's Critical N（CN）值--其值需大於 200。 c. Normed chi-square--其值介於 1.00 與 3.00之間。（四）模式內在結構驗證 1.信度驗證 (1)個別觀察變項的信度必須大於 0.20

（Bentler & Wu, 1993；Jöreskog & Sörbom, 1989）。 (2)潛在變項的信度檢定則是採用建構信度（construct reliability），其值需大於 0.60，建構信度指標之計算公式如下：

( )

[

λ

θ

]

λ

ρ

Σ

+

Σ

=

₂ 2 c

(10)

其中 ρc為建構信度。λ 為觀察變項在潛在

變項上的標準化參數。θ 為觀察變項的測量誤。

2.聚合效度驗證

(1)觀察變項的因素負荷量須達到顯著水準，且其量必須大於 0.45（Bentler & Wu, 1983；Jöreskog & Sörbom, 1989），方向性必須正確。 (2)潛在變項的平均變異數抽取量（average variance extracted），其值需大於 0.50。平均變異數抽取量採取以下公式來計算： ρv =

(

)

( )

[

_∑

λ

∑

+

_∑

θ

]

λ

2 2 3.區別效度本研究以兩個策略來檢定區別效度（Fornell & Larcker, 1981）：第一個策略是模式的潛在變項配對建構相關。其中，這些相關將會有兩種估計方法，首先，一次固定一個相關並令其值為 1.00，其次，讓這些相關自由估計。然後檢定限制與自由估計之間卡方值的差距，在自由度是 1 之下，若此差距大於 3.84，則表示兩個潛在變項間是可區別的。第二個策略是採用 Jöreskog and Sörbom（1989）所提出潛在變項配對相關信賴區間檢定法，將相關係數加減 1.96 個標準差，如果信賴區間值並未包含 1.00的值，則表示潛在變項間具有區別效度。（五）複核效化驗證以另一組樣本做效度樣本，以 LISREL8.52 版中的多群體分析法（multi-group analysis），對兩組樣本做嚴謹複製策略（tight replication strategy）的複核效化（Diamantopoulos & Siguaw,

2000）。以及檢定寬鬆複核策略與嚴謹複核策略之間的 MFF 卡方差異之檢定。

肆、結果與討論

一、探測性因素分析

這部分的分析是期望找出構成青少年生活痛苦指數量表的因素。首先，檢查二十個題目的因素負荷量，發現所有的因素負荷量皆大於 0.5，因此，二十題皆保留。接著檢驗所抽取的因素，發現共有 5 個因素，因素的累積解釋變異量為 63.11%。這些因素分別命名為學校環境因素、家庭影響因素、社會情境因素、未來發展因素，以及政府作為因素。這五個因素便是本研究一再強調造成青少年生活痛苦的社會結構與環境因素。各因素的 Cronbach’s α 分別為 0.76、0.83、0.77、0.76、以及 0.84，因素分析摘要表呈現於表 3 中。表 3 青少年生活痛苦指數因素分析摘要表政府作為因素家庭影響因素學校環境因素社會情境因素前途發展因素教改無所適從 .84 政治紛亂無章 .81 法律缺乏保障 .81 環境污染嚴重 .78 交通秩序混亂 .62

(11)

（表 3 續）休閒受到管控 .81 感受遭受漠視 .81 需求受到忽視 .76 家人期望過高 .74 家居生活單調 .71 學校管理嚴格 .75 學校課業沈重 .74 學校空間狹隘 .74 學校活動不足 .71 師生處遇不良 .62 社會太過混亂 .83 壞人逍遙法外 .83 社會冷漠無情 .63 未來就業不易 .82 出人頭地困難 .81 特徵值 6.36 2.82 1.43 1.14 1.02 解釋變異量 31.82 14.12 7.15 5.17 5.08 累積解釋變異量 31.82 45.84 53.08 58.80 63.88

二、驗證式因素分析

隨著統計技術的進步，驗證式因素分析（confirmatory factor analysis [CFA]）在量表的發展上已經扮演相當重要的角色。最主要的原因乃是 CFA 可以對理論做堅強的檢定。其次，可以對量表的理論模式做複核效化的處理，使得量表更具有預測效度。最後，它可以獲得量表的最簡效理論模式，亦即從眾多選替模式中找出最簡效的（parsimonious）模式。過去大部分學者做量表的發展時，大多是採用模式發展的策略（Jöreskog, 1993）。實際上，近來的一些學者認為採用結構方程模式來驗證量表的模式，應當採取競爭模式的方式是比較恰當。採用競爭模式的方式有兩種，其一是當此種量表的理論發展相當成熟，且充斥著各種不同的理論，研究者可以依據不同理論建構出不同的模式，然後蒐集資料，評鑑這些模式，選取最簡效模式。其二乃是只有一種理論，依據此一理論先行使用探測性的分析技術獲得因素結構，接著再使用 CFA 來驗證某些因素結構。在這種狀況之下，因素結構會產生不同的且可比較的概念化程序。此時，研究者可以建立不同的模式，從這些模式中選取最簡效的模式。依據 Noar（2003）的看法，這一系列的模式包括虛無模式（null model）、單因素模式（ one-factor model ）、多因素直交模式（uncorrelated factors model）、多因素斜交模式（correlated factors model），以及多階層模式（hierarchical model）。本研究是屬於第二種方法，所以，本研究的一系列模式界定如下：（一）競爭模式之界定 1.虛無模式假設青少年生活痛苦指數沒有任何共同因素存在，亦即每一個觀察變項均受到不同因素

(12)

的影響。這個模式的適配性往往是最差的，其目的是作為一系列模式比較的基底模式（baseline model），如此，其它模式的比較才能夠進行。 2.單一因素模式假設青少年生活痛苦指數的二十個觀察變項只用以測量一個共同的因素，而不是五個個別的因素。其它的假設為：測量誤之間是無關的，且二十觀察變項皆有一個非 0 的因素負荷量在此一因素上。若此一模式獲得支持，表示青少年生活痛苦指數並不區分這二十個觀察變項。因此，這二十個觀察變項最好的呈現是一種單一面向的構念。 3.多因素直交模式假設青少年生活痛苦指數有五個因素：「政府作為因素」、「家庭影響因素」、「學校環境因素」、「社會情境因素」，以及「未來發展因素」，且五個因素之間是彼此獨立的或直交（orthogonal）。此一模式若獲得支持，表示青少年能夠區別出這五種不同因素，但此五個因素是分別獨立的不同構念。其它的假設如下： (1)「政府作為因素」為一外因潛在變項，由「教改無所適從」、「政治紛亂無章」、「法律缺乏保障」、「環境污染嚴重」，以及「交通秩序混亂」等五個外因觀察變項來反映。 (2)「家庭影響因素」為一外因潛在變項，由「休閒受到管控」與「感受遭受漠視」、「需求受到忽視」、「家人期望過高」以及「家居生活單調」等五個外因觀察變項來反映。 (3)「學校環境因素」為一外因潛在變項，由「學校管理嚴格」、「學校課業沈重」、「學校空間狹隘」、「學校活動不足」、「師生處遇不良」等五個外因觀察變項來反映。 (4)「社會情境因素」為一外因潛在變項，由「社會太過混亂」、「壞人逍遙法外」，以及「社會冷漠無情」等三個外因觀察變項來反映。 (5)「未來發展因素」為一外因潛在變項，由「未來就業不易」與「出人頭地困難」兩個外因觀察變項來反映。 (6)每一外因觀察變項皆有一個非零的因素負荷量在其所反映的潛在變項上，但對其它的潛在變項的因素負荷量是零。 (7)外因觀察變項所連結的測量誤差項彼此間的相關是零。 4.多因素斜交模式假設青少年生活痛苦指數有五個因素，且此五個因素彼此間是相關的。此一模式的其它的假設同多因素直交模式中的七個其它假設。此一模式若獲得支持，表示此數個因素之間相互關連。因此，映含存在著一種階層模式的可能性。 5.二階單因素模式此一模式類似多因素斜交模式，假設五個因素之間彼此相關，唯一不同在於其更進一步假設此五個因素可以用一個更高階的因素來解釋。此一模式成立，則表示此五個因素的分數可以總加成一個單一因素的分數，且此一分數是有意義且可解釋的。（二）競爭模式之驗證一組的 CFA 被執行來驗證上面所界定的一系列模式。這些競爭模式的整體適配指標呈現於表 4。當與虛無模式做比較時，單一因素模式與多因素直交模式在適配指標的改進上並沒有表現得很理想。就單一因素模式而言，五個絕對適配指標皆未達到接受模式的標準；兩

(13)

個相對適配指標也未達到接受模式的標準；簡效適配指標中，PNFI 以及 PGFI 過了門檻值，但 Normed Chi-Square 以及 Critical N 未通過門檻值，所以，單因素模式適配不太理想。對多因素直交模式而言，五個絕對適配指標皆未達到接受模式的標準；兩個相對適配指標也未達

到接受模式的標準；簡效適配指標中，PNFI 以及 PGFI 過了門檻值，但 Normed Chi-Square 以及 Critical N 未通過門檻值。雖然多因素直交模式表現的比單因素模式好，但整體上，大部分的指標未通過標準，所以，依然無法接受多因素直交模式。表 4 競爭模式整體適配評鑑表整體適配指標虛無模式單一因素模式多因素直交模式多因素斜交模式二階單因素模式絕對適配指標 Likelihood-ratio χ2_4184.82_2648.98_1302.87_305.77_394.42 df 190 170 171 160 165 GFI 0.65 0.79 0.91 0.90 AGFI 0.57 0.74 0.89 0.87 SRMR 0.12 0.23 0.05 0.07 RMSEA 0.17 0.12 0.06 0.07 相對適配指標 NNFI 0.56 0.74 0.91 0.89 CFI 0.60 0.77 0.92 0.91 簡效適配指標 PNFI 0.52 0.66 0.75 0.76 PGFI 0.53 0.65 0.70 0.71 Normed Chi-Square 22.03 15.58 7.62 1.91 2.39 Critical N 62.09 98.31 222.05 194.14 對多因素斜交模式而言，其適配指標的改進相當的大。多因素斜交模式中，只有 Likelihood-ratio χ2 達顯著以及 AGFI＝0.89 略小於 0.9，而拒絕模式之外，其它所有的指標皆顯示模式可以被接受。對二階單因素模式而言，絕對適配指標中，Likelihood-ratio χ2_達顯著，拒絕模式，AGFI 以及 SRMR 也顯示需拒絕模式，然而，GFI 以及 RMSEA 則是顯示模式可以被接受；相對適配指標中，NNFI 顯示拒絕模式，而 CFI 則是接受模式。簡效適配指標中，PNFI、PGFI，Normed Chi-Square 皆顯示模式可以被接受，Critical N 則顯示模式遭受拒絕。整體而言，二階單因素模式評鑑的三類指標皆有指標顯示該模式必須被拒絕，所以，判定拒絕二階單因素模式。最後，我們獲得多因素斜交模式是建構青少年生活痛苦指數的最佳模式，其路徑圖與標準化參數估計呈現於圖 1。

(14)

圖 1 青少年生活痛苦指數五因素斜交模式家居生活單調家人期望過高感受遭受漠視需求受到忽視休閒受到管控家庭影響因素未來發展因素 0.48 0.51 0.42 0.49 0.48 0.55 0.70 0.76 0.71 0.72 0.67 教改無所適從政治紛亂無章法律缺乏保障環境污染嚴重交通秩序混亂政府作為因素 0.37 0.36 0.41 0.57 0.61 0.80 0.80 0.77 0.66 0.62 出人頭地困難未來就業困難 0.35 0.45 0.81 0.74 社會太過混亂壞人逍遙法外社會冷漠無情社會情境因素 0.33 0.35 0.54 0.821 0.81 0.68 學校空間狹隘學校活動不足師生處遇不良學校課業沈重學校管理嚴格學校環境因素 0.57 0.69 0.65 0.74 0.72 0.65 0.56 0.59 0.51 0.37 0.59 0.44 0.55 0.49 0.29 0.41 0.71 0.51 0.63

(15)

（三）信度與效度驗證選定多因素斜交模式為青少年生活痛苦指數的最佳模式之後，就可以進行信效度的評鑑。 1.信度驗證表 5 顯示個別觀察變項的信度介於 0.26 到 0.67 之間，這個結果符合單一變項信度的要求，顯示所有觀察變項具有信度。五個潛在變項的建構信度介於 0.66 到 0.85 之間，達到 0.6 的要求，顯示潛在變項具有信度。 2.效度驗證 (1)聚合效度聚合效度驗證可以從表 5 以及表 6 中獲得，表 6 中顯示所有觀察變項對其個別潛在變項的因素負荷量（λ）的值介於 0.52 到 0.82 之間，這些值高於 Bentler and Wu（1983）以及 Jöreskog and Sörbom（1989）所提出的門檻值 0.45，顯示所有觀察變項皆足以反映其所建構的潛在變項。由表 5 中可以得知，五個潛在變項的平均變異抽取量有四個大於 0.5，說明此四個潛在變項受其所建構的觀察變項所貢獻的量比誤差所貢獻的量還大。「學校環境因素」的平均變異數抽取量只有 0.37，顯示有 61% 的變異來自於測量誤。對此一潛在建構而言，研究者發現，其個別觀察變項的因素負荷量皆達顯著，且其建構信度也達 0.6 的標準，但是平均變異數抽取量卻未達要求的標準。依據提出建構信度與平均變異數抽取量學者的意見：「即使超過 50% 以上的變異是來自測量誤，單獨以建構信度為基礎，研究者可以做出構念的聚合效度是適當的。」（Fornell and Larcker, 1981, p. 46）。因此，平均變異數抽取量雖只有 0.37，但根據 Fornell and Larcker的論點，研究者判定「學校環境因素」具有建構效度。表 5 觀察變項信度及潛在變項建構信度與平均變異抽取量潛在變項觀察變項 R2 _建構信度 _{平均變異抽取量} 政府作為因素 0.85 0.56 教改無所適從 0.63 政治紛亂無章 0.64 法律缺乏保障 0.59 環境污染嚴重 0.43 交通秩序混亂 0.49 家庭影響因素 0.82 0.51 休閒受到管控 0.49 感受遭受漠視 0.58 需求受到忽視 0.51 家人期望過高 0.52 家居生活單調 0.45 學校環境因素 0.75 0.37 學校管理嚴格 0.52 學校課業沈重 0.43 學校空間狹隘 0.31 學校活動不足 0.35 師生處遇不良 0.26

(16)

（表 5 續）社會情境因素 0.81 0.59 社會太過混亂 0.67 壞人逍遙法外 0.65 社會冷漠無情 0.46 未來發展因素 0.66 0.60 未來就業不易 0.65 出人頭地困難 0.55 表 6 模式參數估計表參數非標準化參數值標準誤 t值標準化參數值 λ1 1.30 0.06 20.34* 0.80 λ2 1.26 0.06 20.61* 0.80 λ3 1.25 0.06 19.39* 0.77 λ4 1.02 0.07 15.63* 0.66 λ5 1.01 0.07 14.67* 0.62 λ6 1.34 0.08 16.58* 0.70 λ7 1.38 0.07 18.77* 0.76 λ8 1.31 0.08 17.05* 0.71 λ9 1.24 0.07 17.33* 0.72 λ10 1.24 0.08 15.37* 0.67 λ11 1.22 0.07 16.24* 0.72 λ12 1.05 0.07 14.56* 0.65 λ13 0.93 0.08 12.05* 0.56 λ14 0.92 0.07 12.92* 0.59 λ15 0.90 0.08 10.93* 0.51 λ16 1.34 0.07 20.43* 0.82 λ17 1.33 0.07 19.97* 0.81 λ18 1.08 0.07 15.98* 0.68 λ19 1.38 0.08 18.00* 0.81 λ20 1.28 0.08 16.62* 0.74 *P<0.05 (2)區別效度從表 7 得知，十個卡方值皆顯示達到顯著水準，意味著兩兩潛在變項間相關設定為 1.00 的模式與所有潛在變項相關自由估計的模式間有差異存在。這個結果顯示這十個設定相關為 1.00的模式和相關自由估計的模式不可視為具有對等性，亦即，潛在變項間的相關是可以區別的，區別效度獲得支持。其次，十個中括弧中的信賴區間數值顯示，沒有任何的信賴區間值有涵蓋 1.00，這個結果再度肯定潛在變項之間具有區別效度。

(17)

表 7 相關與區別效度潛在變項政府作為因素家庭影響因素學校環境因素社會情境因素家庭影響因素 0.37a （1109.81*）b [0.27, 0.47 ]c 學校環境因素 0.41 （561.52*） [0.33, 0.49 ] 0.59 （348.40*） [0.51, 0.67 ] 社會情境因素 0.71 （184.56*） [0.65, 0.77 ] 0.29 （411.62*） [0.19, 0.39 ] 0.44 （400.22*） [0.34, 0.54 ] 未來前途因素 0.63 （113.45*） [0.55, 0.71 ] 0.51 （144.76*） [0.41, 0.61 ] 0.49 （142.44*） [0.39, 0.59 ] 0.55 （137.93*） [0.47, 0.63 ] 註：a 是相關，b 是卡方值，c 是信賴區間；*P<0.05 （四）複核效化本研究以第三組獨立樣本作為效度樣本，此一樣本之樣本數與校正樣本之樣本數一樣皆為 498，此兩樣本之樣本數相同的好處是避免產生不一樣的統計考驗力。其次，本研究採用兩種檢定複核效化的方法，其一是嚴謹的複製策略，此一方法乃是要求在校正樣本中模式所獲得的所有參數值，全部設定在效度樣本的模式中，且效度樣本中的模式界定與校正樣本的模式界定是一致的。檢定其所輸出的適配指標是否顯示可以接受，若是可以接受，表示模式具有複核效化。其次，是檢定寬鬆策略以及嚴謹策略之間 MFF 卡方差異，寬鬆的複製策略是指在校正樣本下獲得的模式，將其用於效度的樣本中做複核效化時，模式界定雖相同，但模式中的參數全部皆讓其在效度樣本中自由的估計。因此，意味著研究者同意讓所有的參數在校正樣本中與在效度樣本中皆可以獲得不同的估計。當此一差異沒有達到顯著水準時，表示模式具有穩定性（黃芳銘，2004）。表 8 為 LISREL8.51 多群體分析所輸出的全面性適配度指標（global goodness of fit statistics），此乃是在所有群體中所有 LISREL 模式（包括所有限制）的適配聚集指標（aggregate measures）。

表 8 複核效化之評鑑指標

Global Goodness of Fit Statistics Degrees of Freedom = 370

Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 1017.43 （P = 0.000）

Contribution to Chi-Square = 526.86 Percentage Contribution to Chi-Square = 52.16

(18)

（表 8 續）絕對適配指標

（1）Goodness of Fit Index （GFI） = 0.90

（2）Standarded Root Mean Square Residual（SRMR）=0.06 （3）Root Mean Square Error of Approximation （RMSEA）= 0.06

相對適配指標

Chi-square for independence model with 132 degrees of freedom = 8191.95 （4）Non-Normed Fit Index （NNFI） = 0.92

（5）Comparative Fit Index （CFI） = 0.92 簡效適配指標

（6）Parsimony Normed Fit Index （PNFI） = 0.85 （7）Critical N （CN） = 430.30

（8）Normed chi-square 1017.43/370 =2.75

註：LISREL 程式輸出並沒有 AGFI，所以表中無法評鑑 AGFI，其次，ECVI 以及 AIC 是單樣本複核效化，此為多樣本之檢定，故無須再採用。表 8 得知，效度樣本的貢獻為 0.526，這表示整個模式的影響力效度樣本的貢獻比校正樣本大。表 8 中的絕對適配指標、相對適配指標，以及簡效適配指標皆顯示本模式具有良好的適配，意謂本研究模式具有複核效化，因此，模式可以推論到同一母群不同組的樣本。表 9 顯示，在寬鬆策略之下，MFF χ2_之值為 522.18，嚴謹策略的 MFF χ2_{為 526.86，彼此} 間的差異是 4.86，兩個策略之間的自由度差異是 20，未達顯著水準 0.05，表示從校正樣本到效度樣本的複核效化獲得支持。這兩種複核效化策略的結果皆顯示青少年生活痛苦指數量表具有複核效化。表 9 複核效化評估策略之適配評鑑表整體模式適配效度樣本 MFFχ2 （df） WLSχ2 （df） ΔWLSχ2 （df） MFFχ2 _ΔMFFχ2 （df）貢獻% 寬鬆策略 1000.78 （350） 1001.78 （350） 522.18 52.18 嚴謹策略 1009.99 （370） 1017.43 （370） 15.66 （20） p＞0.20 526.86 4.68 （20） p＞0.80 52.16

(19)

伍、結論與建議

一、結論

本研究乃是針對 2000 年所發展的青少年生活痛苦指數加以重新建構，並以更嚴謹的分析程序，以建立出一份具有更佳的構念效度與信度的量表。研究者蒐集 17 所學校，51 班的在學青少年，獲得有效問卷 1494 份。依據分析程序所需，將此一樣本隨機分成三等份。首先以第一組樣本作探測性因素分析，尋找出青少年生活痛苦指數的因素結構，接著將此一因素結構轉化成結構方程模式的檢定程序，建立一系列的競爭模式，包括虛無模式、單一因素模式、多因素直交模式、多因素斜交模式，以及二階單因素模式，以另一組樣本來評鑑這些模式，找出可以作為青少年生活痛苦指數的最簡效模式。找出此一模式之後，接著評鑑模式的信度、聚合效度以及區別效度。最後，再使用第三組樣本做此一模式的複核效化，以確保此一最簡效模式具有穩定性與預測性。結果顯示，探測性因素分析可以獲得五個因素，此五個因素分別命名為學校環境因素、家庭影響因素、社會情境因素、未來發展因素，以及政府作為因素。學校環境因素包含「學校管理嚴格」、「學校課業沈重」、「學校空間狹隘」、「學校活動不足」、「師生處遇不良」等五個題目。家庭影響因素包含「休閒受到管控」、「感受遭受漠視」、「需求受到忽視」、「家人期望過高」，以及「家居生活單調」等五個題目。社會情境因素包含「社會太過混亂」、「壞人逍遙法外」，以及「社會冷漠無情」等三個題目。未來發展因素包含「未來就業不易」與「出人頭地困難」兩個題目。政府作為因素包含「教改無所適從」、「政治紛亂無章」、「法律缺乏保障」、「環境污染嚴重」，以及「交通秩序混亂」等五個題目。在第二階段的一系列模式的檢定中，研究者企圖評鑑出一個最簡效的模式，因為驗證性因素分析除了可以檢定模式與觀察資料之間的適配程度之外，還可以從競爭模式的界定中，尋找出簡效的模式，如此才不至於使用過多的參數，導致模式相當複雜而難以解釋。五個模式中，虛無模式、單因素模式與五因素直交模式皆與觀察資料適配的很差，而五因素斜交模式與二階單因素模式與觀察資料適配的比較好，其中五因素斜交模式明顯地優於二階單因素模式，所以本研究選擇五因素斜交模式為青少年生活痛苦指數的最簡效模式。這個結果表示青少年生活痛苦指數是一份具有多因素特質的量表，而且這些因素是彼此相關。從其相關係數得知，相關最高的因素是政府作為因素與社會情境因素，其次是政府作為因素與未來發展因素；相關最低的是家庭影響因素與社會情境因素。內在結構驗證顯示，各題目皆有足夠的信度且各因素也具有良好的建構信度。聚合效度的檢定顯示題目與其所反映的因素之間具有相當的聚合效度，其次，以兩種區別效度的檢定方法檢定因素之間是否是可區別的，結果也顯示此五個因素有個別存在的必要。最後，複核效化的檢定也顯示此一五因素斜交模式不是獨異性的模式，其具有良好的預測效度，也就是說，此一模式可以推廣到其他的樣本。本研究除了獲得一個具有更佳效度與信度的量表之外，還有一個方法學的意涵。相對於過去在量表的建立方面，大部分的研究者皆採取單一統計技術的檢定，不是只使用探特性因素分析，就是只使用驗證性因素分析。實際上，當研究者對量表的因素結構依然無法清楚的界

(20)

定時，可以使用兩組以上的樣本，以探測性因素分析來先行找出因素個數，再以驗證性因素分析找出簡效模式，如此可以補此兩技術的不足。這也是這幾年來在結構方程模式的期刊上，極力推展的一個量表發展的統計方法學（參見 Noar, 2003）。

二、建議

正如 Cronbach（1971）所說的，量表效度的建構是一種不斷擴張的過程，接受一個量表的建構效度必須有相當的研究成果的累積。本研究重建 2000 年的青少年生活痛苦指數量表，從過去的七個生活構面精簡成五個生活構面。研究者企圖以另一組樣本檢定複核效化使此一模式具有穩定性與預測性，這只是檢定了相同母群的複核效化。影響青少年的生活痛苦因素，會隨著時間、社會環境的改變而改變，後續的研究可以再蒐集新的一批資料，使其具有長期縱貫性（longitudinal）的特質，那麼可以對模式做延展（extension）的複核效化處理，整個模式的預測效度便可以再提升。其次，脈絡因素可能對量表的建構也有某種影響性，諸如男女生、城市與鄉村、國中、高中、高職以及五專等對青少年生活痛苦指數的變項會有不同的解讀。如果這些脈絡因素確實造成對測量意義產生差異性，那麼測量恆等性（measurement invariance）的議題將會存在，這些議題包括不同群體是否具有相同的形貌？不同群體是否具有相同的因素組型？不同群體在題目與因素的關係強度上是否相同？不同群體在題目與因素之間是否具有相同的內部一致性？不同群體在題目的平均分數上是否相同？不同群體在因素的平均分數上是否相同？未來可以對此一測量恆等性議題做更深入的檢定。

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致謝

本研究承蒙行政院國家科學委員會專題研究計畫 NSC92-2414-H-015-009之經費支持。

作者簡介

黃芳銘，國立嘉義大學教育學系，副教授

Fang-Ming Hwang is an Associate Professor of Department of Education, National Chiayi University, Chiayi County, Taiwan. E-mail: fmh@mail.ncyu.edu.tw

楊金寶，國立台北護理學院嬰幼兒保育學系，副教授 Kin-Bao Yang is an Associate Professor of Department of Infant and Child Care, National Taipei College of Nursing, Taipei ,Taiwan. E-mail: Jeffrey.liou007@msa.hinet.net 許福生，中央警察大學行政警察學系，教授

Fu-Seng Hsu is a Professor of Department and Graduate School of Police Administration, Central Police University, Taoyuan County, Taiwan. E-mail: iambill@ms1.seeder.net

收稿日期：93.12.07 修改日期：94.04.01 接受日期：94.04.13

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Development of an At-School Adolescent

“Everyday Misery” Index

Fang-Ming Hwang* Kin-Bao Yang Fu-Seng Hsu*

Abstract

The purpose of this study was to develop, using a series of analytic procedures, a reliable and valid scale for measuring adolescents’ perception of “everyday misery” at school. 1494 valid questionnaires were collected from the Taiwan area. The samples were divided into three sets by an SPSS10.0 random procedure. The first sample set was used to generate the factors through exploratory factor analysis: this resulted in a scale of five factors: the “school environment factor,” “family influence factor,” “social situation factor,” “future development factor,” and “government-generated factor.” Then a series of competing models was established and evaluated by the second sample set using confirmatory factor analysis procedure. The five-factor oblique model was found to be the most efficient one. The internal-component evaluation found that latent variables have good reliability, convergent validity, and discriminant validity. The cross-validation was tested by the third sample set for the model. The model’s stability and predictive power were confirmed.

Keyword: “Everyday Misery” index, cross-validation, competing models, confirmatory

factor analysis

* Department of Education, NCYU

** Department of Infant and Child Care, NTCN *** Department of Police Administration, CPU

在學青少年生活痛苦指標發展之研究