經濟弱勢青少年的教師支持、同儕支持、家
庭凝聚力與心理資本之關係：台灣貧窮兒少
資料庫分析
江守峻 陳婉真
摘 要
研究目的 本研究旨在探究經濟弱勢青少年的心理資本狀態，以及釐清教 師支持、同儕支持與家庭凝聚力對心理資本之影響。此外，本研究 亦檢視教師支持、同儕支持、家庭凝聚力對心理資本之影響力是否 存在性別上的差異。 研究設計／方法／取徑 資料來源為家扶基金會提供之台灣貧窮兒少資料庫，研究對象 為曾受家扶基金會扶助之經濟弱勢的國中青少年，人數共計 1,289 人。資料分析採結構方程模式（Structural Equation Model, SEM）檢 驗潛在變項之間的因果關係。並且，再以多群組分析發現測量關係 的性別差異。 江守峻，國立政治大學輔導與諮商碩士學位學程碩士生 電子郵件：[email protected] 陳婉真（通訊作者），國立政治大學教育學系教授 電子郵件：[email protected] 投稿日期：2017 年 6 月 2 日；修正日期：2017 年 8 月 2 日；接受日期：2017 年 10 月 26 日 本論著使用資料部分係採自財團法人台灣兒童暨家庭扶助基金會資助之「台灣貧窮兒少資料庫： 2015 年弱勢兒少生活趨勢調查」計畫。該資料由中央研究院調查研究專題中心學術調查研究資料庫釋 出。作者感謝上述機構及人員提供資料協助，然本論文（著）內容由作者自行負責。研究發現或結論 在描述統計發現，經濟弱勢青少年知覺到中高程度的教師支 持、同儕支持以及家庭凝聚力，並且擁有中度的心理資本。在 SEM 結果發現，教師支持、同儕支持與家庭凝聚力皆為正向並顯著地影 響心理資本，亦即三者皆可有效提高經濟弱勢青少年的心理資本程 度。進一步以多群組分析發現，對提升男性心理資本之影響力依序 為教師支持、同儕支持和家庭凝聚力，對提升女性心理資本之影響 力則依序為家庭凝聚力、教師支持和同儕支持。另外，家庭凝聚力 對心理資本之關係呈現女性顯著地高於男性；同儕支持對心理資本 之關係則為男性高於女性。最後，教師支持對心理資本之關係並無 性別上的差異。 研究原創性／價值 擁有良好的心理資本，有助於經濟弱勢青少年維持較佳的心理 健康，並增加其在未來邁向成功的可能性。雖然近年來國內已累積 部分探討心理資本的相關文獻，但較少探討國中學生的心理資本， 或是以經濟弱勢青少年為對象之實徵研究。因此，本研究釐清教師 支持、同儕支持、家庭凝聚力確實可以提升經濟弱勢青少年所擁有 的心理資本程度，並發現可著重於不同層面，以達到有效地提升經 濟弱勢男性與女性青少年的心理資本之目標。 關鍵詞： 心理資本、教師支持、同儕支持、家庭凝聚力、經濟弱勢、 貧窮
ECONOMICALLY DISADVANTAGED
ADOLESCENTS’ TEACHER SUPPORT, PEER
SUPPORT, FAMILY COHESION AND
PSYCHOLOGICAL CAPITAL: ANALYZING THE
TAIWAN DATABASE OF CHILDREN AND
YOUTH IN POVERTY
Shou-Chun Chiang Wan-Chen Chen
ABSTRACT
Purpose
This study explored the psychological capital (PsyCap) status of economically disadvantaged adolescents and clarify the effects of teacher support, peer support, and family cohesion on PsyCap. Additionally, this study examined gender-based differences in the effects of teacher support, peer support, and family cohesion on PsyCap.
Design/methodology/approach
The data were retrieved from the Taiwan Database of Children and Youth in Poverty, provided by the Taiwan Fund for Children and Families. Participants were 1,289 junior high school students. Data were analyzed through structural equation modeling (SEM) to examine the causal relationships among the latent variables. Furthermore, the study applied multi-group analysis to reveal the gender-based differences in the estimated relationships.
Findings
Descriptive statistics indicated that the levels of teacher support, peer support, and family cohesion were medium high and that the level of PsyCap was medium for the economically disadvantaged adolescents. The SEM results indicated that teacher support, peer support, and family cohesion positively and significantly predicted Shou-Chun Chiang, Master Student, MA Program of Counseling and Guidance, National
Chengchi University, Taipei, Taiwan. E-mail: [email protected]
Wan-Chen Chen (corresponding author), Professor, Department of Education, National Chengchi
University, Taipei, Taiwan. E-mail: [email protected]
Manuscript received: June 2, 2017; Modified: August 2, 2017; Accepted: October 26, 2017 DOI : 10.6151/CERQ.2017.2504.01
PsyCap; that is, teacher support, peer support, and family cohesion could enhance the PsyCap level of the economically disadvantaged adolescents. Moreover, the multigroup analysis revealed that the factors influencing the PsyCap of boys are, in decreasing order of influence, teacher support, peer support, and family cohesion; for girls, they are, in decreasing order of influence, family cohesion, teacher support, and peer support. Additionally, the relationship between family cohesion and PsyCap is significantly stronger in boys than it is in girls, but the relationship between peer support and PsyCap is stronger in boys than it is in girls. Finally, no difference was observed between the genders in the relationship between teacher support and PsyCap.
Originality/value
Maintaining high-quality PsyCap supports economically disadvantaged adolescents’ mental health and improves their opportunities for success in the future. Although several studies have investigated PsyCap in Taiwan, few have focused on junior high school students or economically disadvantaged adolescents. Therefore, this study explored the effects of teacher support, peer support, and family cohesion on PsyCap among economically disadvantaged adolescents and revealed that different perspectives can be emphasized to effectively and efficiently improve the PsyCap of economically disadvantaged girls and boys.
Keywords: psychological capital, teacher support, peer support, family cohesion, economically disadvantaged, poverty
壹、緒論
「經濟弱勢」所帶來的社會議題（如失業率和犯罪率的提高）和個人 議題（如學業狀況不佳、情緒低落），一直是專家與學者試圖解決或探究 的焦點（劉燕萍、陳毓文，2016；龔心怡、李靜儀，2015；Clark, 2014; Tomlinson & Jarvis, 2014）。陸續的研究指出，經濟上的貧困並不能夠充 分地解釋個體日後的學習狀況和心理狀態，隱含在經濟困難下面更具影響 力的是：個體所知覺到與周遭他人的關係互動良莠，如家庭關係、師生關 係與同儕關係等，這些關係是造成個體在貧窮環境下仍可擁有良好學業成 就與心理健康的關鍵（Irvin, Meece, Byun, Farmer, & Hutchins, 2011; Juvonen, 2006）。然而，在台灣處於持續貧窮之家庭有隨著時間而增加的 現象，顯示台灣貧戶依賴社會福利的狀況有愈來愈嚴重的趨勢（張嘉玲、 黃素滿，2013），換言之，台灣受社會救助的貧窮家庭陷入一種惡性循環， 長期且穩定地保持在貧窮的狀態。因此，如何協助經濟弱勢青少年擁有較 佳的身心健康，保持正向樂觀的生命態度，在未來可能也有良好的工作表 現與工作成就，是本研究希冀努力的方向。
近年來，F. Luthans、K. W. Luthans 與 B. C. Luthans（2004）、F. Luthans 與 Yousse（2007）從正向心理學與正向組織行為學的角度出發，分析以 往的經濟資本、人力資本、社會資本等傳統影響個體的相關概念之後，提 出以人為本的新興正向心理概念：心理資本（psychological capital）。 Luthans 等人指出，心理資本具有積極正向的心理意涵，為一種可經由培 養而產生改變的心理狀態，對於教育、心理與商管等領域皆有重要的啟 示，諸多研究陸續探討心理資本在各領域的應用與幫助（陳柏霖、洪兆祥、 余民寧，2014；陳淑玲、陳威達，2014；Meyers, van Woerkom, de Reuver, Bakk, & Oberski, 2015; Youssef & F. Luthans, 2015）。當個體擁有良好的 心理資本時，願意付出努力以追求自己的理想，對未來抱持正向的信心， 而且在面對挫折與挑戰時，願意積極地面對以克服艱難的處境，最終達到 維持、進步或甚至超越現況的可能性（F. Luthans, Youssef, & Avolio, 2007）。F. Luthans、Avolio、Walumbwa 與 Weixing（2005）發現，擁有 較高心理資本的中國工人，其工作績效與業績表現亦會較高，該研究強 調，在現今高度競爭與壓力的工作環境下，心理資本不僅有助於個體維持
良好的心理狀態，以面對職場上的諸多挑戰，也是雇主檢視員工工作表現 的關鍵指標。同樣的，許多研究證實，心理資本能預測一個人在專業上的 工作態度、表現與成就，以及擁有較穩定、正向的心理狀態（余明助、陳 婉青、啟強，2014；Chen, 2015; Larson & F. Luthans, 2006; Vanno, Kaemkate, & Wongwanich, 2014）。因此，培養經濟弱勢青少年的心理資本，以保有 正向的人生態度，將減少原生家庭經濟弱勢所帶來的消極、低自我概念與 缺乏目標等負面影響（Lee, 1999），以提升其未來的個人成就與心理健康。
綜觀國內外關於心理資本的文獻，研究對象多以教育工作者與職場員 工為最主（李新民、黃文三、沈碩彬，2014；Cheung, C. S. Tang, & S. Tang, 2011; K. W. Luthans & Jensen, 2005），一般大學生次之（You, 2016；陳柏 霖等人，2014）；並且在研究主題上尚無同時探討教師支持、同儕支持以 及家庭凝聚力對心理資本影響的研究。所以，本研究以尚屬發展階段的國 中學生為研究對象，瞭解何種關係上的支持因素有助於提升經濟弱勢青少 年所擁有的心理資本程度，以期許教育工作者與相關助人工作者，能夠在 青少年階段便提早重視心理資本之培養，維持經濟弱勢青少年良好的心理 健康。
貳、文獻探討
一、經濟弱勢青少年之定義及影響因素
弱勢學生（disadvantaged student）有諸多定義與內涵，鄭勝耀（2011） 認為弱勢學生基本上可分為經濟弱勢、文化弱勢、學校教育弱勢、家庭弱 勢與個別弱勢等五種，其中家長失業、工作不穩定者、薪資不穩定者以及 躲避欠債者家庭皆為經濟弱勢學生之指標。曾大千、陳炫任與葉盈君 （2014）依據憲法分析國內弱勢族群者，歸納為經濟弱勢、原住民族、身 心障礙、性別弱勢以及地區弱勢等五種。由於本研究採用台灣貧窮兒少資 料庫，研究對象為曾經或正在接受家扶基金會扶助之經濟弱勢家庭的子 女，多為符合《社會救助法》之低收入戶、中低收入戶以及弱勢家庭，可 知經濟弱勢為研究對象的共同背景。資料庫所提供的受試者涵蓋小學、中 學、高中以及大學以上等年齡層，由於本研究旨在探討青少年的身心發展，所以界定本研究對象為經濟弱勢的國中學生。Lee（1999）表示，家 庭社經較低的子女，容易出現消極和懷疑的態度，低自我概念、低自我效 能以及缺乏對未來的期許等之心理困擾，使得經濟弱勢子女經常陷入負向 的惡性循環，心理困擾導致其難以投入在學業上，未來亦無法改變自己原 先的社經地位。同樣地，Odgers（2015）指出，經濟差距所帶來的不同學 習環境、對未來期待和生活共通性等因素，拉開了經濟弱勢學生和一般學 生之間的距離，最終演變成經濟弱勢者自成一群，造成其容易對社會不滿 意、憤怒感和貧窮循環。 不過，儘管出身於經濟弱勢家庭，依然有許多因素能幫助青少年維持 較好的身心狀況，最常被提及的是家庭影響力，再者是學校教師（龔心怡、 李靜儀，2015）。在家庭影響方面，劉燕萍與陳毓文（2016）針對 15 ∼ 18 歲半工半讀的在學青少年進行研究，發現在家庭經濟壓力下，學習與 工讀壓力對青少年的情緒具有負面影響，將造成青少年的憂鬱狀態。不過 如果家庭能提供情緒支持，則可降低工作密度對這些少年的負向影響，也 就是說家庭支持能減少因工讀密度所引起的憂鬱反應，顯示家庭支持對經 濟弱勢青少年的重要性。在教師影響方面，教師支持有助於弱勢青少年專 注於課業學習、學業投入以及對學校的認同感，進而提高學生的自信 （Mistry, White, Benner, & Huynh, 2009）；師生關係是除了家庭因素外， 影響青少年自我概念的關鍵，教師對學生的情感支持與正向期許能彌補經 濟弱勢所帶來的不利因素，例如提升學生的自信心去面對家庭問題、提供 學生面臨問題時的建議等（Gavidia-payne, Denny, Davis, Francis, & Jackson, 2015）。此外，同儕亦是經濟弱勢青少年的重要他人，影響著青少年在發 展階段的價值觀及為人處事。Ingoldsby 等人（2006）發現，與叛逆同儕 共處的經濟弱勢青少年，在青少年初期與中期皆容易出現反社會的偏差行 為，使青少年長期處於高風險的環境；相反地，同儕支持可預測青少年的 情緒狀態，良好的同儕關係可提升經濟弱勢者的自尊、內控信念以及對未 來的樂觀期待（Nurius, Prince, & Rocha, 2015）。
二、心理資本之定義及影響因素
有別於過去心理學所重視心理疾病、心理治療和病理學的觀點， Seligman 與 Csikszentmihalyi （ 2000 ） 提 出 正 向 心 理 學 （ positive
psychology），強調個體的積極作為與自我實現，從正向的觀點去瞭解如 何提升人類的生活品質及心理健康，達到預防或降低人類心理困擾的可能 性。F. Luthans 等人（2004）以正向心理學為基礎，建構出結合心理與組 織行為學的「心理資本」概念，說明在現代的超競爭（hypercompetitive） 環境下，人力資本、社會資本等概念不足以維持長期競爭的優勢，應著重 於培養心理資本才能使個體持續維持良好狀態。亦即：心理資本是一種狀 態，而非特質，可以透過訓練和培養加以改變（F. Luthans & Yousse, 2007）。 具體而言，心理資本是由四種因素所構成，以下分別說明：（1）自 我效能（self-efficacy）：自我效能由 Bandura（1995）提出，係指個體是 否相信自己有能力完成任務的信念，F. Luthans（2002）表示自我效能可 減緩個體在壓力情境下的反應，一位具有高度自我效能者，會有「為自己 設定較高的標準」、「願意迎接挑戰並於其中成長」、「高度自我激勵」、 「願意努力完成目標」以及「面對困難也能勇往直前」的特徵（余民寧、 陳柏霖、湯雅芬，2012）；（2）希望（hope）：是一種可以開發的個人 狀態，透過意志力和有策略的行動達成希望的目標（F. Luthans, 2002; F. Luthans et al., 2004）。余民寧等人（2012）定義希望為個人能藉由策略或 秉 持 自 我 意 志 力 ， 對 理 想 目 標 保 持 一 定 程 度 之 趨 近 力 ； （ 3 ） 樂 觀 （optimism）：F. Luthans 等人（2007）認為樂觀是對未來的期待，保持 著正向的態度去相信未來將朝正向的發展，余民寧等人（2012）界定樂觀 是一種正向循環，樂觀思考者會因過去克服障礙的成功經驗，其預期目標 就 會 增 加 ， 當 預 期 成 功 之 後 ， 個 人 的 樂 觀 亦 會 增 加 ； （ 4 ） 復 原 力 （resilience）：Werner 與 Smith（1992）認為復原力是個體具備在逆境中 不屈服、不放棄的強韌心理素質，擁有復原力的人就算身處困境，也不會 放棄任何改變的可能機會。一位具高度復原力者，會有「對生命充滿希 望」、「高度的自制力」、「挫折忍受能力」以及「同理他人、利他」等 五種特徵（Brooks & Goldstein, 2004; Groberg, 1997）。綜合上述，自我效 能、希望、樂觀與復原力所構成的心理資本，是可測量的、可訓練的心理 狀態，並且心理資本可以分開測量以瞭解四個構面的情形，也可以加總作 為理解整體的心理資本狀態（李新民等人，2014）。
雖然心理資本是近年來的研究趨勢，不過目前國外內的相關研究，多 集中於探討教師及員工之心理資本程度（Cheung et al., 2011; Meyers et al., 2015），以學生為對象的也多以大學生為主（陳柏霖等人，2014），少有 針對青少年心理資本的相關研究。因此，本研究使用資料庫中符合心理資 本意涵之題項，作為測量心理資本之代表，以瞭解經濟弱勢青少年心理資 本的現況。
三、教師支持與同儕支持對心理資本的影響
教師支持與同儕支持皆屬於社會支持（social support）的一環。House （1981）表示，社會支持是個體與他人人際互動之產物，可藉此得到心理 上的滿足、物質上的提供、訊息上的交流和正向的評價與回饋。Colvin、 Cullen 與 Vander Ven（2002）亦認為社會支持是人際互動中的情緒支持和 工具性支持，社會支持對於個人有正向且重要的意義。所以，本研究採人 際互動的角度，瞭解教師支持和同儕支持的意涵，並探討兩者對於青少年 心理資本的影響性。 （一）教師支持 在學生階段中，青少年與學校教師長時間的相處及生活，學校教師對 青少年時期具相當程度的影響性。學者認為教師是僅次於父母親和同儕的 重要他人，扮演著提供支持與照顧的角色（Furman & Buhrmester, 1992）。 另有學者主張教師對國中生而言可能更勝於父母親（Farmer, 1985），甚 至以 VIPs（Important Nonparental Adults）來形容教師身為青少年階段非 父母親的成人代表（Chen, Greenberger, Farruggia, Bush, & Dong, 2003）。 無論如何，學校教師在青少年生活中實為一舉足輕重的人物。由於教師跟 學生多以學習為互動的主軸，於是教師支持之相關研究和青少年學習狀況 密不可分。此外，學生時期的學習狀況經常影響著青少年的情緒與自信， 因此教師支持所帶來的成功學習經驗和青少年心理健康也有一定的關聯 性。 Doll、Zucker 與 Brehm（2004）認為，教師支持是學生知覺到被教師 尊重、幫助與重視的正向關係，教師支持能提升班級的學習狀況和學生的 學習投入。Klem 與 Connell（2004）指出，教師支持是學生知覺到教師在學校中對自己的關心與瞭解，例如「老師在乎我在學校的表現」、「老師 認為我說的話是重要的」。該研究探討 1,846 名小學生及 2,430 名國中生 的教師支持、學業投入和學業成就之關係，發現學生知覺的教師愈是關懷 的、在乎自己的，學生的學業投入與學業成就也愈高。另一研究比較父母 親、班級同學、同儕朋友和學校教師對個體的影響，發現教師的情緒支持 最能預測青少年的學習能力和社交技巧（Malecki & Demaray, 2003）。多 數研究發現，若青少年知覺較高的教師支持，可預測青少年的各項學習指 標，例如：學業成就、學習動機與學業期待等學習相關的因素（蘇美如、 黃英哲，2009；賴英娟，2010；Goodenow, 1993; Kosir & Tement, 2014）。 教師支持除了與青少年學習狀況有所關聯，對青少年的心理健康亦有 顯著影響。Rueger、Chen、Jenkins 與 Choe（2014）調查 1,163 名學生進 入國中後的憂鬱狀況，發現教師支持能預測學生入學一個月與二十個半月 後的憂鬱程度，也就是說教師支持有助於降低學生在入學初期與之後的憂 鬱狀況，教師支持具有復原力的作用。Danielsen、Samdal、Hetland 與 Wold （2009）研究 3,358 名國中生，結果顯示教師支持與學生的在校幸福感有 顯著相關，亦即教師支持程度越高、學生在學校生活的幸福感亦隨之提 升，對學習更有信心，也對學校更加認同。Suldo 等人（2009）在質性訪 談發現，教師支持中的情緒照顧（如：老師關心我、老師重視我）是影響 學生擁有主觀幸福感的關鍵因素，教師支持能幫助學生獲得希望感，並相 信自己的能力。由此可知，教師支持對青少年的學習狀況與心理健康皆具 影響，尤其是教師的情緒支持、在乎學生，最能幫助學生克服學業及生活 上的困擾。 由此推論，教師支持對青少年具有重要的正向意義，教師支持將幫助 青少年擁有較高的自信、幸福感和復原力，所以可能提升青少年整體的心 理資本。 （二）同儕支持 就發展心理學的觀點，國中時期青少年面臨急遽的身心變化，青少年 周圍的支持系統是此階段不可或缺的力量。Erikson（1958）提出心理社會 發展理論，認為個體在生命的各階段有不同的發展危機，而發展任務便是 個體克服發展危機的過程。對青少年階段來說，發展危機是自我統合與角
色混淆，發展任務是追求自我認同（self-identity），青少年時期發展任務 的失敗，也將對成年後具有負面的影響（Erikson, 1980）。在自我認同的 過程中，青少年身旁的同儕具有相當重要的地位。同儕的支持力量，能幫 助青少年建立自我的認識，瞭解自己在社會所扮演的角色，青少年透過同 儕團體的接納獲得對自我的肯定，融入同儕團體的成功經驗可提升青少年 的自我認同，進而完成青少年階段的發展任務（E. H. Erikson, J. M. Erikson, & Kivnick, 1997）。所以，國內外已有諸多研究證實同儕關係影響青少年 時期的身心發展，同儕關係是探討青少年議題的重要因素（Nurius et al., 2015; Thorne & Michaelieu, 1996）。
Levit 等人（2005）認為，同儕支持是朋友之間的相互鼓勵、扶持， 也包括同儕之間的傾訴心事和情感支持，同儕支持雖然有別於家庭關係的 不變性，但同儕支持的時間長短並不影響其對青少年的重要性。具支持性 的同儕關係，相較於同儕關係不佳的青少年，有較高的幸福感和較低的情 緒痛苦（Wentzel, Barry, & Caldwell, 2004）。陳毓文（2004）研究國內 13 至 48 歲 2,406 名的在學少年，發現同儕支持是青少年憂鬱之保護性因子， 同儕支持能夠緩衝家庭經濟壓力對憂鬱情緒的負面效果。另一個國內研究 比較親子關係與同儕關係，結果顯示對父母的負向情感會被與同儕的正向 關係所彌補，青少年也較能從同儕獲得情緒上的支持和尊重感，以及較願 意與同儕吐露心事（羅國英，1998）。所以，同儕所提供的情感支持，是 青少年成長過程中不可或缺的力量，使青少年擁有較佳的心理功能以應付 生活中的各種壓力，保有良好的心理健康（Helsen, Vollergh, & Meeus, 2000）。 因此，同儕支持是青少年階段培養自信、自我認同之來源，同儕團體 之歸屬感應有助於青少年心理資本的累積。
四、家庭凝聚力對心理資本的影響
教師支持與同儕支持屬於特定對象的人際互動，而家庭凝聚力則以家 庭為單位，涵蓋整個家庭次系統的支持性力量。Cohen 與 Wills（1985） 以緩衝理論（buffering model）闡述系統性的支持能減緩負面事件對個體 的傷害，家庭凝聚力是家庭成員間系統支持的代表，也是個體出現負向症 狀的保護性因子。例如，親子關係不良雖然會造成青少年的身心狀況，但手足之間的支持卻能減緩親子關係的緊張與衝突，並維持家庭的動力平衡 （Crosnoe & Elder, 2004）。另一研究指出，青少年憂鬱症狀並不能預測 家庭關係的好壞，反而是家庭關係主導了青少年憂鬱症狀的發展變化，家 人 之 間 的 情 感 支 持 能 減 緩 憂 鬱 症 狀 ， 並 預 測 未 來 有 較 低 的 憂 鬱 復 發 （Sheeber, Hops, Alpert, Davis, & Andrews, 1997）。一份橫跨六年的縱貫 性研究顯示，青少年時期若擁有較高的家庭凝聚力，未來在成人早期則有 較 高 的 主 觀 幸 福 感 、 較 低 的 情 緒 困 擾 以 及 較 低 的 攻 擊 行 為 （ Fosco, Caruthers, & Dishion, 2012）。上述研究顯示，比起家庭成員之間的個別關 係（如親子關係、手足關係），整個家庭系統的凝聚力，更能促進青少年 的身心發展（Cole & McPherson, 1993）。
Olson（2000）表示，家庭凝聚力是家庭關係品質的總和，為家人之 間的情感連結。Olson 曾多次修改和編製家庭調適力與凝聚力評估量表 （Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scale, FACES），並受到學 者們的廣泛討論（Baer, 2002; Olson, Sprenkle, & Russell, 1979; Olson, 2011）。家庭凝聚力依照得分由低到高，分別定義為疏離（disengaged）、 部分連結（somewhat connected）、連結的（connected）、非常連結（very connected）以及糾纏（enmeshed），疏離與糾纏被視為極端的狀態，而部 分連結、連結的和非常連結則屬於平衡狀態。家庭若處於過度疏離時，家 庭成員之間缺乏支持性的力量；處於糾纏時，過度的親密會阻礙青少年發 展自主性，以及過度依賴家庭成員的風險（Olson, 2011）。然而，此觀點 仍備受爭議，有些學者認為家庭凝聚力與糾纏應是不同的概念，較高的家 庭凝聚力不必然導致家庭成員的失功能（Barber & Buehler, 1996; R. H. Moos & B. S. Moos, 1986）。其原因在於，家庭凝聚力是指家庭成員之間 的情感連結，強調的是關係的親密程度，但糾纏則意味著家庭成員對個人 心理上的控制。Moos（1974）認為家庭凝聚力是家庭成員對家庭的在乎 和投入，以及對彼此之間的幫助與支持，以此觀點來看，家庭凝聚力愈高 僅代表家庭成員之間的功能愈佳，不等同於家庭成員的糾纏程度。Barber 與 Buehler（1996）發現若家庭凝聚力愈高時，青少年內外在的問題愈少， 以及家庭凝聚力與糾纏並無顯著相關。另外，由於受到華人文化的家族意 識與集體主義所影響，家庭凝聚力其實較接近團結齊心、家人一體的概念 （林漢唐、陳慧娟，2016；劉惠琴，2011）。劉惠琴（2007）以 FACES III
進行本土性研究，發現 Olson 等人（1979）界定為功能不好的糾纏，確實 與華人文化有所不符，例如華人文化強調的「伸縮性界線」，就可能被視 為家人間處於糾纏的狀態。 綜合上述討論，本研究認同 Moos（1974）、劉惠琴（2007）等學者 的觀點，認為家庭凝聚力應對青少年具有正面的作用，不會因家庭凝聚力 過高而產生糾纏的反效果。家庭凝聚力呈現家庭系統的支持力量，是青少 年生活中的保護性因子，凝聚力之程度對青少年心理資本應具有正向關聯 性。青少年的家庭凝聚力愈高，應有助於培養其擁有較高的心理資本程度。
五、教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對心理資本的性別差異
僅管教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對經濟弱勢青少年之心理資本 有正向影響，不過，男性及女性知覺來自同儕與家庭的力量，對心理資本 之關係則可能有性別上的差異存在。Snyder、Prichard、Schrepferman、 Patrick 與 Stoolmiller（2004）認為，探討哪些支持力量是青少年就讀國中 後的保護性因子，能擴展學術上對於保護性因子的瞭解，以及對實務工作 上的幫助。並且，若藉由比較男女的性別差異，更能細緻地針對男生與女 生族群，分別進行協助方案的規劃與設計，達到預防和保護青少年心理健 康的作用。是故，本研究除了檢驗教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對經 濟弱勢青少年之心理資本關係，再區分男女群組以檢視三者的影響性是否 有所不同。首先，男性受到同儕關係的影響可能較女性為高，男性較容易 因同儕影響而在青少年時期出現正向的積極作為，如認真求學、重視自我 價值等，或者是負向的偏差行為，如聚眾滋事、自我效能低落（Mceachern & Snyder, 2012; Snyder et al., 2004），故本研究推測同儕支持對男性心理 資本之影響力較女性來得高。再者，雖然同儕關係對女性也相當重要，但 相較於男性，女性受到家庭之影響可能更為深遠。Lorenzo-blanco、Unger、 Baezconde-garbanati、Ritt-olson 與 Soto（2012）指出當家庭發生衝突時， 女性將出現較高的恐懼和擔心，女性的心理幸福感將顯著低於男性，其意 味著女性受家庭影響可能比男性更高。所以，研究者推測家庭凝聚力對心 理資本之影響為女性高於男性。最後，過去研究顯示教師支持對男性及女 性來說應同等重要，並不會有性別差異（Jia et al., 2009; Rueger et al., 2014）。因此，同儕關係對青少年男性有重要的意義，而女性受家庭影響 更為深遠。故本研究推測，兩性在同儕支持與家庭凝聚力對於心理資本之關係會有所不同，男性的心理資本受同儕支持的影響力較女性為高，女性 的心理資本受家庭凝聚力之影響力較男性為高，而教師支持對心理資本之 關係則不存在性別差異。
六、研究目的與架構
本研究旨在檢視教師支持、同儕支持、家庭凝聚力與心理資本之關係， 並以弱勢經濟青少年為出發，試圖瞭解對經濟弱勢青少年而言，教師支持、 同儕支持與家庭凝聚力的重要性，以及探討三者對心理資本之關係是否存 在著性別上的差異。是故，本研究的研究假設在於檢驗心理資本是否為教 師支持、同儕支持、家庭凝聚力的依變項，亦即驗證圖 1 模型是否成立。參、研究方法
一、研究資料及對象
本研究使用的資料來自財團法人台灣兒童暨家庭扶助基金會資助之 「台灣貧窮兒少資料庫：弱勢兒少生活趨勢調查」（Taiwan Database of Children and Youth in Poverty, TDCYP）計畫，由家扶基金會執行，委由中 央研究院調查研究專題中心學術調查研究資料庫釋出。家扶基金會自 1964 年成立，其服務對象多為經濟困難者。以 2015 年資料為例，低收入戶者 為大宗（占 46.6%）、無政府社會救助資格的弱勢家庭（占 32.2%）次之， 中低收入戶（占 21.2%）為第三，具體的服務對象標準等同於本研究對象之定義，如下所示。「家有 18 歲以下的兒童、少年，經濟收入不足以維 持其生活正常所需要，且家庭有下列情形之一者，及可至各地家扶中心申 請經濟服務」：（1）父母一方或雙方死亡。（2）父母健在，但其中一方 因下列因素致無法工作者，罹患精神疾病、肢體及身體機能障礙、經判刑 入獄，刑期尚有一年以上、罹患非短期可治癒之疾病或傷害、因離婚，由 父或母一方獨自扶養、父或母離家至未能父撫養子女責任。（3）其他： 非自願性因素，導致收入無法維持兒童少年最低生活需要者。 TDCYP 係參考國內外長期追蹤調查問卷，由九位家扶基金會研究團 隊的成員，以及 19 位各領域之專家學者共同討論之後，編製出包含兒童 與少年生活樣貌、生理層面、心理層面、學校生活與家庭生活等面向之調 查工具，調查工具的編製過程力求嚴謹，因此量表具有良好的內容效度（龔 心怡、李靜儀，2015）。TDCYP 的抽樣母體，來自家扶基金會分布於全 國的 23 個分事務所。該資料目前共釋出四波追蹤資料，第一波至第四波 調查計畫分別在 2009 年、2011 年、2013 年以及 2015 年完成。第一波調 查計畫有 5,593 位兒少樣本、第二波有 4,774 位兒少樣本，第三波計畫有 4,414 位兒少樣本，第四波係接續前三波計畫共有 5,720 位兒少樣本（財 團法人台灣兒童暨家庭扶助基金會，2017）。為了貼近及瞭解現況，研究 者採用甫釋出的第四波 2015 年資料（2017 年 1 月釋出）。TDCYP 第四 波的調查對象，是針對 2008 年 11 月 12 日當日接受家扶基金會幫助的 42,167 位兒童與青少年。由於前三波樣本資料逐漸流失，共剩下 6,240 位， 所以在第四波從各縣市依等距抽樣方式新抽出 2,301 位，總計 8,541 位樣 本，排除不符合標準之樣本後，第四波調查共計 5,720 位兒少樣本，以及 1,322 位家長。其中，包含第一版訪談問卷（527 人）、第一版自填問卷 （829 人）、第二版自填問卷（4,364 人）和家長問卷（1,322 人）。本研 究使用第二版自填問卷（國中至大學以上之青少年），填答「請問今年 2 ∼ 6 月時，你的就讀現況為何？」題項的國中學生。篩選後，七年級 生 325 人、八年級生 442 人、九年級生 519 人，未答年級者 3 人，研究對 象總計為 1,289 位國中生。另外，由於性別資料需申請進階版使用，研究 者申請後串連第一波至第四波之基本資料，獲得男性 629 人（48.8%）、 女性 655 人（50.8%），性別遺漏者 5 人（0.4%）。
二、研究變項
（一）教師支持 教師支持採自填問卷的「教育與學校生活」部分，受訪者根據受測年 的二至六月學期生活填答。篩選測量教師支持的三個題項，包括「學校的 老師很關心我」、「學校老師會尊重我的意見」、「學校老師會讚許我的 努力」。計分方式採 Likert 四點量表，1 分代表非常不同意，4 分代表非 常同意。因素分析採用主成分分析，結果顯示教師支持三題為單一結構， 各題因素負荷量介於 .84 ~ .89，解釋變異量達 74.92%。信度分析顯示量 表的 Cronbach’s alpha 值為 .83，顯示教師支持三題具有良好的信效度。 最後，將此三題相加，得分越高表示教師支持程度越高。 （二）同儕支持 同儕支持採自填問卷的「教育與學校生活」部分，受訪者根據受測年 的二至六月學期生活填答。篩選測量同儕支持的三個題項，包括「我與同 儕能彼此分享心情的好壞」、「我與同儕都能瞭解彼此」、「我與同儕能 一起分享生活點滴，訴說心事」。計分方式採 Likert 四點量表，1 分代表 非常不同意，4 分代表非常同意。因素分析採主成分分析，結果顯示同儕 支持三題為單一構面，各題因素負荷量介於 .93 ~ .94，解釋變異量達 87.14%，而信度分析顯示量表的 Cronbach’s alpha 值為 .93，顯示同儕支 持三題具有良好的信效度。最後，將此三題相加，得分越高表示同儕支持 程度越高。 （三）家庭凝聚力 家庭凝聚力採自填問卷的「你的家庭」部分，受測者根據自己家庭狀 況填答。家庭凝聚力量表乃參考 Olson（1985）編製之家庭適應與凝聚量 表第三版（Family Adaptability and Cohension Evaluation Scales, FACES III） 修改而成。雖然 TDCYP 報告書中以「家庭互動」稱之，但 Olson（1985） 與周玉慧（2005）皆指出，實際上係測量「家庭凝聚力」之概念，題目來 自於 FACES III。本研究使用九題測量家庭凝聚力，題項包含「家人彼此 間的關係比和外人的關係來得密切」、「家人間彼此間覺得很親近」、「作 決定時，家人會彼此商量」等題目。因素分析採用主成分分析，結果顯示家庭凝聚力九題皆為單一構面，各題因素負荷量介於 .63 至 .82，解釋變 異量達 58.6%。信度分析顯示量表的 Cronbach’s alpha 值為 .91，顯示本量 表九題具有良好的信效度，將此九題相加，得分越高表示家庭凝聚力越 高。最後，由於家庭凝聚力題數較多，故研究者將原始九題進行包裹 （parceling），依據 Little、Cunningham、Shahar 與 Widaman（2002）的 建議，以項目－構念間平衡（item-to-construct balance）的方式合併題目， 亦即以三個因素負荷量最高的題目當作定錨（anchor），按照負荷量由高 至低逐一將其他題目反向加入組合變項中，最後合併為三個組合變項，以 克服估計參數膨脹、誤差或變異量影響等問題（陳柏霖等人，2014）。 （三）心理資本 1. 量表發展 心理資本採自填問卷的「教育與學校生活」部分。研究者根據前述文 獻探討瞭解心理資本之意義，並參酌過去學者所編製的心理資本量表，做 為篩選適於國中青少年心理資本題項的標準，以下分別說明選擇之題項， 及其所對應的四個心理資本內涵： （1）自我效能：對應自我效能的題項為「積極計畫一些事情」，代 表受試者積極地計畫與籌備一些事情，有著相信自己、積極面對生活的意 涵。本題概念與陳柏霖（2012）的「當我決心作一件事情時，會馬上行動」 較為相近，都具有「高度自我激勵」、「積極因應」或「願意努力完成目 標」等符合自我效能的意義（F. Luthans et al., 2007）。 （2）希望：對應希望的題項為「對將來感到有信心」，代表受試者 對於將來感到充滿信心。本題概念與余民寧等人（2012）的「相信未來會 變得更好」較為相近，都具有「對未來理想的趨近力」之符合希望的意義 （F. Luthans, 2002; F. Luthans et al., 2004）。
（3）樂觀：對應樂觀的題項是「為日後出人頭地而努力」，代表受 試者相信未來自己有可能出人頭地，並且願意付出努力去實現。本題概念 與余民寧等人（2012）的「正面期待未來的發展」、楊鴻文、林宗良、何 秉燦與楊惠芳（2013）的「我覺得自己對運動的理想會逐一實現」較為相 近，都具有「保持正向態度」與「相信未來有更好的發展」等符合樂觀的 意義（F. Luthans et al., 2007）。
（4）復原力：對應復原力的題項為「計畫如何改善日後的生活水平」， 代表受試者計畫著如何去改善日後的生活水平，有著儘管現在生活水平不 佳，但願意相信未來有改善生活可能性的意涵。本題概念與巫姿嫺（2011） 的「面對未來的人生，即使遭遇打擊，我想我可以從挫折中恢復過來」、 陳柏霖（2012）的「我會有計畫地逐步解決問題」較為相近，都具有「在 逆境中不放棄」、「對生命充滿希望」與「計畫解決問題」等符合復原力 的意義（Brooks & Goldstein, 2004; F. Luthans et al., 2007）。
由上可知，心理資本之測量係由上述四題所構成，但需要注意的是， 此四題並非各自代表一個構面之意涵，而是以此四題作為測量整體心理資 本的使用。 2. 信效度分析 為了進一步驗證本研究選取的四題確實符合心理資本的意涵，進行心 理資本的效標關聯效度分析。過去研究顯示，在學生樣本上，心理資本與 學業表現具有正相關（B. C. Luthans, K. W. Luthans, & Jensen, 2012; Vanno et al., 2014）。學業表現的測量方式，係參考龔心怡和李靜儀（2015）對 於學業表現的定義，由班級排名（前段、中前、中後、後段）與及格狀況 （每次都是、時常、很少、從來沒有）兩個題目所組成。表 1 結果顯示， 心理資本四個變項與班級排名、及格狀況皆有顯著正相關，與整體的學業 表現亦有顯著正相關；同樣的，心理資本總量表與班級排名、及格狀況皆 有顯著正相關，與整體的學業表現亦有顯著正相關。因此，效標關聯效度 成立。 表 1 心理資本與學業表現之相關分析 變項 班級排名 及格狀況 學業表現總量表 1. 自我效能 .19 .15 .19 2. 希望 .12 .10 .12 3. 樂觀 .20 .17 .21 4. 復原力 .12 .09 .12 5. 心理資本總量表 .19 .15 .19 註：所有係數皆達顯著水準 p .01
最後，本量表採四題加總的方式，以呈現受試者的整體心理資本狀 態。計分方式為 Likert 五點量表，1 分代表幾乎沒有如此，5 分代表幾乎 時常如此。因素分析採用主成分分析，結果顯示心理資本四題皆在同一構 面，各題因素負荷量介於 .78 至 .88，解釋變異量達 70.85%。信度分析顯 示量表的 Cronbach’s alpha 值為 .86，顯示本量表四題具有良好的信效度， 將此四題相加，得分愈高表示心理資本程度愈高。
三、資料處理與分析
本研究使用 TDCYP 之資料進行分析，由於研究人數較多，故有部分 遺漏值存在。受試者在各測量變項填答「不適用」或「漏答」者皆視為遺 漏 值 ， 為 了 保 持 樣 本 的 完 整 性 ， 研 究 者 採 完 全 訊 息 最 大 概 似 （ full information maximum likelihood, FIML）分析資料。余民寧（2013）指出， FIML 估計法比起配對刪除法、整列刪除法和內插法，較有效率和較少的 偏誤，並具有較低的收斂失敗、較高的估計效能、較低的偏誤，和較精確 的模型拒絕率等特色（Enders & Bandalos, 2001），故使用 FIML 法處理 為可接受的遺漏值分析方法。本研究的描述統計與相關分析使用 SPSS 22 版進行，進階的統計分析 採 用 AMOS 21 版 ， 以 結 構 方 程 模 式 檢 驗 各 測 量 變 項 的 組 合 信 度 （component reliability, CR）與平均變異抽取量（average variance extracted, AVE），以及檢視本理論模型的測量模式是否適配，接續檢驗弱勢經濟青 少年教師支持、同儕支持、家庭凝聚力與心理資本的結構模式分析。模式 適配度指標係參考 Byrne（1994）、Hu 與 Bentler（1999）、余民寧（2006） 之建議，以卡方值（不顯著代表適配）、RMSEA（ .10 為不良適配； .10 為普通適配； .08 為合理適配； .05 為良好適配）、CFI、NFI、IFI（三 者皆需大於 .90）五項指標做為模型適配的標準。 最後，為了比較男性及女性在模型中的潛在變項關係之差異，利用多 群組分析（multi-group analysis）設計，將全體樣本分成男性和女性兩種 群組進行比較。多群組分析在使用上，須先確認測量不變性（measurement invariance），才能進入結構模型中探討潛在變項間的關係（李仁豪、余 民寧，2016）。測量不變性從寬鬆到嚴格，分別為因素結構相當（factor structure equivalence）、因素負荷量相當（factor loading equivalence）、
因素共變相當（factor covariance equivalence）、誤差變異相當（error variance equivalence）。由於比較潛在變項之關係僅需達到因素負荷量相當的標準 即可，無須檢驗後續較嚴格的設定（Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006）。因此，本研究確立因素負荷量相當之測量不變性後，再進行潛在 變項結構係數的性別比較。
肆、研究結果與討論
一、初步統計分析
（一）性別差異分析 教師支持、同儕支持、家庭凝聚力及心理資本之男女組別與全體得分 如 表 2 所 示 。 整 體 而 言 ， 經 濟 弱 勢 青 少 年 有 中 高 程 度 之 教 師 支 持 （M 3.08）、中高程度之同儕支持（M 3.13）、中高程度之家庭凝聚 力（M 2.98），以及中度的心理資本（M 3.17）。進一步以 t 檢定，檢 驗不同性別的經濟弱勢青少年在教師支持、同儕支持、家庭凝聚力及心理 資本的差異情形，進行男、女性經濟弱勢者在四個觀察變項之平均數差異 比較。表 1 結果顯示，女性在教師支持之分數顯著高於男性（p . 05）， 女性在同儕支持之分數亦顯著高於男性（p . 001），而家庭凝聚力與心 理資本則無性別上的顯著差異。 （二）積差相關考驗之結果 從表 3 的相關係數矩陣所示，四個測量變項之間的關係皆達顯著水準 （p .01），且皆為正值，亦即教師支持、同儕支持、家庭凝聚力與心理 資本之間皆有顯著的正相關，並且與心理資本的相關係數由高至低依序為 家庭凝聚力（r .31）、教師支持（r .28）和同儕支持（r .23）。以男 性為 1、女性為 0 作為性別的虛擬變項，與四個測量變項的相關分析發現， 男性在與教師支持有顯著的負相關（r .07），與同儕支持有顯著的負 相關（r .18），與家庭凝聚力和心理資本皆無顯著相關。換言之，女 性與教師支持和同儕支持則為正相關，與家庭凝聚力和心理資本無顯著相 關。另外，本研究並不特別探討教師支持、同儕支持和家庭凝聚力三者之 間的交互關係，故僅探討三者對心理資本之關係為後續檢驗的重點。表 2 教師支持、同儕支持、家庭凝聚力及心理資本之性別差異比較（n 1289） 觀察 變項 題數 全體 （1289 人） 男性 （629 人） 女性 （655 人） t值 差異 比較 平均 數 標準差 平均 數 標準差 平均 數 標準差 教師 支持 3 3.08 .54 3.05 .55 3.12 .53 2.47* 女 男 同儕 支持 3 3.13 .68 3.00 .69 3.25 .65 6.71*** 女 男 家庭 凝聚 力 9 2.98 .58 2.97 .57 2.99 .59 .53 無顯著 差異 心理 資本 4 3.17 .81 3.16 1.10 3.18 1.06 .50 無顯著 差異 註：* p .05, *** p .001 表 3 測量變項之相關係數矩陣 測量變項 1 2 3 性別 1. 教師支持 .07** 2. 同儕支持 .30** .18* 3. 家庭凝聚力 .38** .27** .02 4. 心理資本 .28** .23** .31** .02 註： * p .05, ** p .01
二、理論模型之測量及結構模式檢驗
（一）測量模式 在檢驗測量模式之前，需確保題項符合常態分配，方可避免非常態分 配導致的估計偏誤。本研究各題項的偏態係數介於 .87 至 .07，峰度係 數介於 .018 至 2.00，符合 Kline（1998）指出偏態絕對值應小於 3，以及峰度係數絕對值應小於 10 的標準，故可稱各題項符合常態分配。因此， 本研究先檢驗測量模式的各項適配度指標，確保模式具良好的適配程度 後，再進入結構模式探討之（Anderson & Gerbing, 1988）。
1. 基本模式適配度 Bagozzi 與 Yi（1988）建議，基本模式適配度的指標有：（1）無負 的誤差變異數。（2）誤差變異必須達 .05 的顯著水準。（3）標準化係數 之絕對值不能接近 1。（4）因素負荷量不能低於 .50，或高於 .95。測量 模式結果顯示，模式中未有負的誤差變異數，且皆達 .001 以上的顯著水 準；標準化係數介於 .26 至 .34，沒有接近 1；因素負荷量介於 .72 至 .92，上述結果表示本模式符合 Bagozzi 與 Yi（1988）的標準，具有可 接受的基本模式適配度。 2. 整體模式適配度 測量模式顯示卡方值為 286，且達統計顯著水準，代表模式與觀察資 料不適配，但由於卡方值容易受到樣本數過大之影響而達顯著水準，故應 參考其他適配度指標（余民寧，2006；黃芳銘，2004）。Bagozzi 與 Yi（1988） 提出另一種檢驗卡方值的方法，若卡方值與自由度的比值（x2/df）介於 1 至 5 之間，視為可以接受，本研究其值為 2.42（286/118），符合其提出 的標準。RMSEA .038，皆小於 .05 的適配指標，CFI .99、NFI .99、 RFI .98、IFI .99，皆大於 0.9 的適配指標，符合余民寧（2006）、Bogozzi 與 Yi（1988）所建議的整體模式適配度指標。因此，測量模式結果顯示 具良好的整體模式適配度。 3. 內在結構適配度 關於內在結構適配度，余民寧（2006）、Hair、Black、Babin 與 Anderson （2010）、Fornell 與 Larcker（1981）等人建議，標準化因素負荷量應大 於 0.5，且達顯著水準，平均變異抽取量（AVE）達 0.5 以上、組合信度 （CR）達 0.7 以上，以及潛在變項的 AVE 應大於潛在變項間的共變值 （shared variance），亦即符合區辨效度（discriminant validity）（Farrell, 2009）。根據表 4 所示，各潛在變項的標準化因素負荷量介於 .68 ~ .91， 皆達顯著（p .001），代表各測量變項確實能形成有意義的潛在變項。 各潛在變項的平均變異抽取量分別為 .63、.81、.81、.61，皆大於標準的 0.5 以上，代表各潛在變項具有良好的聚合效度（convergent validity）；
表 4 測量模式的標準化參數估計 潛在 變項 測量 變項 標準化因素負荷量 t值 平均變異 抽取量 組合信度 教師 支持 X1 .72 .63 .83 X2 .80 25.07 X3 .85 25.61 同儕 支持 X4 .90 .81 .93 X5 .91 45.38 X6 .89 46.40 家庭凝 聚力 X7 .91 .81 .93 X8 .82 45.94 X9 .92 38.84 心理 資本 Y1 .81 .61 .86 Y2 .85 32.07 Y3 .79 29.80 Y4 .67 24.64 註：所有標準化因素負荷量皆達顯著（p .001）。 組合信度為 .83、.93、.93、.86，皆大於標準的 0.7 以上，代表個潛在變 項具有良好的建構信度（construct reliability）。最後，潛在變項的 AVE 皆有大於兩兩變項間的共變值，代表本模式變項符合區辨效度的標準。總 而言之，測量模式的內在結構適配度符合上述學者所建議之標準，模式具 良好的內在結構適配度，故可進入結構模式進一步檢驗。 （二）結構模式 由於性別在部分變項上具有顯著差異，故本研究以教師支持、同儕支 持和家庭凝聚力為潛在外衍變項，以及加入性別為控制變項，對潛在內衍 變項心理資本進行結構模式之檢定。根據圖 2 的結果顯示，χ2 613.38，
圖 2 教師支持、同儕支持、家庭凝聚力與心理資本之結構模式 註：*** p .001
達統計顯著水準，然應參考其他指標：RMSEA .076，達小於 .08 之標 準，表示為合理適配；CFI .95、NFI .94、IFI .95，達大於 .90 之標 準，表示整體模式為良好適配，整體而言本結構模式具可接受的適配程 度。所有標準化結構係數除性別對心理資本外，皆達顯著水準（p .001）， 教師支持對心理資本之標準化結構係數為 .22，同儕支持對心理資本之標 準化結構係數為 .14，家庭凝聚力對心理資本之標準化結構係數為 .21， 顯示三者對心理資本皆具有顯著的正向影響力，且影響力依序為教師支 持、家庭凝聚力和同儕支持。而性別對心理資本之標準化結構係數為 .01，未達顯著水準。
三、男性及女性結構模型之係數比較
（一）測量不變性檢定 為了比較男女性別於潛在變項結構係數之差異，應先確立本模式之測 量不變性，後續結構係數的比較才具有意義。表 5 顯示，男性及女性在個 別模式分析皆有可接受的適配度（RMSEA .086 / .076、CFI .94 / .96、 NFI .93 / .95、IFI .94 / .96），故可使用多群組分析之巢套模型（nestedmodels）將兩組同時檢驗。由於卡方差異值（X2）和卡方值相同，容易
表 5 基準模式與因素負荷固定模式之測量不變性檢定
模型比較 X2 df RMSEA CFI NFI IFI CFI NFI IFI 男性樣本 149.70 59 .050 .98 .97 .98 女性樣本 136.30 59 .045 .99 .97 .99 基準模式 286.00 118 .034 .98 .97 .98 因素負荷量 固定 318.06 127 .035 .98 .97 .98 .002 .003 .003 應小於 .05，嚴格標準為 CFI 之絕對值小於 .01，即表示模式的恆等性 成立（Little, 2013）。所以，本研究依據上述三項指標作為測量不變性的 判準。多群組分析是以巢狀模型為基礎，Hair 等人（2006）認為不同組別 關係的比較達到因素負荷量不變性即可，也就是量尺不變性（metric invariance），本研究也旨在檢視兩性的結構係數之關係，故測量不變性 檢定僅比較至因素負荷量固定模式。 基準模式又稱為構型不變性（configural invariance），指兩組的因素 個數和因素設定均相同，且未做任何的參數固定；因素負荷量固定模式則 多設定兩組的潛在變項因素負荷量相同，以檢驗固定情況下模式是否有顯 著差異。基準模式顯示本模式具良好的適配度（RMSEA .058、CFI .95、 NFI .94、IFI .95），可作為模式比較的基準指標。在固定模式方面， 結果顯示模式同樣具良好的適配度（RMSEA .057、CFI .95、NFI .94、 IFI .95），且 NFI、IFI 的絕對值為 .003、.003，皆小於 .05 的標準， CFI 之絕對值為 .002，亦小於 .01 的標準，代表當未設定任何參數限制 的基準模式成立的情況下，因素負荷量固定模式並未有顯著的差異，測量 不變性成立。 （二）結構係數比較 因素負荷量固定模式成立，代表測量模式符合 Hair 等人（2006）對 於比較結構係數之標準，茲進一步檢驗男性及女性模式的結構係數，亦即 探討多群組分析中性別是否具干擾效果的作用。首先，進行整體模式的多 群組差異比較，比較有假設結構係數相同的模型（結構係數相同）與結構
係數自由估計的模型（因素負荷量固定），在 X2與 CFI 是否有達顯 著水準；若有，再分別依序檢視是那一結構係數的差異。接著，結構係數 的差異以臨界比值（critical ratios differences between parameters）作為檢 驗依據；若達顯著水準，便代表男女在特定結構係數上有所不同。表 6 為 整體模式的多群組差異比較，結果顯示因素負荷量固定模型與結構係數相 同模型的 X2為 114.32、在自由度差異為 25 的情形下，達 .05 的顯著水 準，表示兩個模型具有顯著差異；以及，CFI 為 .01，不符合小於 .01 之標準，亦表示兩個模型具有顯著差異（Little, 2013）。由此可知，結構 係數相同的模型與結構係數自由估計的模型具有顯著差異，代表結構係數 會影響兩個模型的適配程度，故可以進一步檢驗，在因素負荷量固定模式 下，結構係數之間是否有顯著差異的情況。 表 7 顯示男女兩組的參數估計及差異比較，圖 3 則為男女兩組的結構 模式。所有結構係數皆達顯著水準，代表不論男性或女性，教師支持、同 儕支持與家庭凝聚力對心理資本均具正向因果關係，與全體樣本之結構模 式結果相同。在教師支持對心理資本方面，男性群組之標準化係數為 .25、 女性群組為 .20，兩者差異未達顯著。在同儕支持對心理資本方面，男性群 組之標準化係數為 .19、女性群組為 .10，兩者差異雖然未達顯著水準，但 接近 p .05 之標準，可能意味著同儕支持對心理資本的影響力男性有高於 女性的傾向。在家庭凝聚力對心理資本方面，男性群組之標準化係數 為 .13、女性群組為 .29，兩者差異達顯著水準（p .05），代表家庭凝聚 力對心理資本的影響力女性高於男性。由此可知，教師支持對提升男女的 心理資本並沒有性別差異，但同儕支持對提升男性心理資本可能有高於女 性的傾向，家庭凝聚力對提升女性的心理資本顯著高於男性。 表 6 整體結構模式的多群組差異比較 模型比較 X2 df CFI X2 df CFI 因素負荷量 固定 631.92 124 .095 結構係數相同 746.24 149 .054 114.32 25 .01 註：在 .05 的顯著水準下，X2(25) 37.65
表 7 因素負荷固定模式中男女之結構係數差異檢定 潛在變項之關係 男性 女性 差異值 標準化 未標 準化 p 標準化 未標 準化 p Z 心理資本 教師支持 .25 0.35 0.00 .20 0.28 0.00 0.78 心理資本 同儕支持 .19 0.22 0.00 .10 0.11 0.02 1.61 心理資本 家庭凝聚力 .13 0.06 0.00 .29 0.12 0.00 2.30* 註： * p .05 圖 3 男性及女性經濟弱勢青少年之教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對心理資本之結 構模式 註： 前者為男性、後者為女性；** p < .01, *** p < .001
伍、討論與建議
一、研究討論
（一）經濟弱勢青少年的概況 在測量變項的性別差異上，經濟弱勢青少年女生知覺到的教師支持與 同儕支持皆高於男生，此結果與過去文獻結果大致相同（賀欣音、郭丁熒，2012；Berndt, 1982; Colarossi & Eccles, 2003; Tatar, 1998），女生較男生容 易感受到教師對自己的支持，以及回應、表現對教師的關心。再者，女生 之間有較多的自我揭露，彼此的情感支持與分享較男生頻繁，所以知覺到 的同儕支持也比男生來得高。不過，賀欣音與郭丁熒（2012）發現，女生 在同儕支持高於男生，但在教師支持則沒有差異。所以，女生在同儕支持 上確實高於男生，但教師支持是否有性別差異還未有完全相同的結果。另 一方面，本研究發現家庭凝聚力與心理資本無性別差異，如同林漢唐與陳 慧娟（2016）、陳柏霖（2012）的研究結果，男生與女生在家庭凝聚力與 心理資本上無顯著差異。 更進一步探討心理資本的得分，過去研究認為，經濟弱勢可能造成青 少年出現較多的偏差行為和心理困擾（Lee, 1999; Odegers, 2015），本研 究也發現經濟弱勢青少年具有中度的心理資本。本研究之經濟弱勢青少年 整體的心理資本平均得分為 3.17，低於楊鴻文等人（2013）調查的國中體 育班學生，其心理資本平均得分為 3.59，顯示本研究之經濟弱勢青少年有 可能低於一般的國中體育班學生。再者，比較另一項研究，其發現國中生 的心理資本平均得分為 3.54（Choi & Lee, 2016），亦高於本研究之經濟 弱勢青少年。由此推論，經濟弱勢青少年所擁有的心理資本程度，可能較 一般學生來得低，這樣也意味著，如何提升經濟弱勢青少年的心理資本確 實有其重要性。不過，受限於目前未有直接測量一般青少年與經濟弱勢青 少年心理資本的研究文獻，故研究者僅能以較相關的文獻進行比較，上述 的結果推論還有所限制，經濟弱勢青少年與一般青少年的心理資本之比較 還需未來的實徵研究確認。 （二）教師支持、同儕支持、家庭凝聚力與心理資本之相關結果討論 本研究結果與文獻評閱結果相符（Gavidia-payne et al., 2015; Mistry et al., 2009; Nurius et al., 2015），教師支持、同儕支持與家庭凝聚力確實對 提升經濟弱勢青少年的心理資本有重要意義，有助於提升其所擁有的心理 資本程度。並且，經濟弱勢青少年普遍擁有中高程度的教師支持、同儕支 持與家庭凝聚力，以及中度的心理資本。基於此結果，代表對於經濟弱勢 青少年來說，透過提高教師支持、同儕支持與家庭凝聚力，確實可以提升 心理資本及其隱含的自我效能、希望、樂觀與復原力四個正向的心理因 素，進而使經濟弱勢青少年保持著較佳的心理素質，以及在未來願意追求
卓越，朝著正向且積極的人生發展，因此得以扭轉其家庭的經濟弱勢處 境，進而改變社會不平等（social inequality）的可能性，在未來成為更為 優秀、傑出的人物（F. Luthans et al., 2015）。另外，本研究所提出之理論 模式不論是在基本適配度、整體適配和內在結構適配度皆具有良好的適配 程度，且確立本理論模式在多群組的因素負荷量相當設定下，依然具有測 量不變性的特點，顯示本理論假設有一定的強韌性供後續研究參考。 （三）男性及女性的多群組比較 男性及女性的多群組分析結果顯示，本研究之理論模型具有測量不變 性的特徵，亦即理論假設不因性別差異而影響其穩定性。並且，三個外衍 變項（教師支持、同儕支持、家庭凝聚力）對內衍變項（心理資本）在多 群組分析中仍皆達顯著水準，顯示不論是全體樣本、男性樣本及女性樣 本，教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對心理資本皆具有顯著的預測能 力。關於結構係數的比較，揭示教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對兩性 具有不同程度的重要地位。第一，教師支持對心理資本之關係在兩性上並 沒有顯著差異，代表著教師支持對男性及女性經濟弱勢青少年具同等的重 要性，確實符合 Chen 等人（2003）稱教師為青少年生命中的 VIPs，教師 支持對提升經濟弱勢青少年的心理資本不因性別而有所不同。第二，同儕 支持對心理資本之關係在兩性上雖然未達顯著上的差異，但結果顯示同儕 支持對經濟弱勢青少年心理資本之關係，可能有男性高於女性的現象，代 表同儕支持對於提升男性心理資本而言有更高的影響力。第三，家庭凝聚 力對心理資本之關係在兩性上呈現顯著差異，其意味著家庭凝聚力對經濟 弱勢青少年心理資本之關係女性高於男性，代表著家庭凝聚力對於提升女 性心理資本而言更具影響力。最後，在整體影響力方面，對男性心理資本 之影響程度依序為教師支持、同儕支持、家庭凝聚力，女性則依序為家庭 凝聚力、教師支持、同儕支持。根據此結果，就性別差異來說，為了提升 經濟弱勢青少年的心理資本，男性應首重於提升教師支持，再來才是同儕 支持，最後為家庭凝聚力；而女性應著重於提升家庭凝聚力，第二才是教 師支持，最後則為同儕支持。
（四）小結 結合本研究的結果，透過提高教師支持、同儕支持與家庭凝聚力，的 確能顯著地提高經濟弱勢青少年的心理資本程度。而擁有良好的心理資本 時，個體將能克服原先身處的困境和挑戰，以達到本研究之主要目的：儘 管出身於弱勢家庭，依然能擁有良好的心理健康，以及在未來邁向成功的 可能性。而從心理資本的概況可知，經濟弱勢青少年的心理資本程度比一 般學生來得低，代表如何去提升經濟弱勢青少年的心理資本確實相當重 要，以預防因為心理資本的匱乏，導致其阻礙身心健康與未來的發展性。 並且，從多群組分析結果得知，教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對男性 和女性的心理資本具有不同程度的影響性，此發現有助於瞭解到，為了提 升經濟弱勢青少年的心理資本，教育工作者可以依照男性和女性的性別差 異，分別著重於提升來自不同對象的支持力量，以達教育資源的有效配 置。總而言之，研究者期許本研究結果能幫助學者及實務工作者更加瞭解 經濟弱勢青少年的心理資本及其影響因素，增進國內對心理資本的重視， 以達到協助經濟弱勢青少年擁有較佳的身心健康，並能保持著正向樂觀的 生命態度，並且在未來可能有較佳的工作表現與個人成就。
二、研究建議
（一）對教育工作的建議 本研究發現，教師支持能顯著提升經濟弱勢青少年的心理資本，且對 男性之影響程度高於女性，所以建議國中學校單位可鼓勵學校教師對班級 上的經濟弱勢學生有更多的情感支持、關心及關懷問候，尤其是對於男性 經濟弱勢青少年來說，教師支持是其心理資本之關鍵影響因素，重要性更 勝於同儕支持及家庭凝聚力，故提升學校教師對經濟弱勢青少年的支持有 其必要性。 另一方面，本研究結果也證實同儕支持能提升經濟弱勢青少年的心理 資本，所以建議校方可促進經濟弱勢青少年與同儕團體之互動關係，其一 可藉由輔導室統整並研擬同儕相關主題的活動及工作坊，以提升同儕之間 互相支持的力量，其二可鼓勵校內的社團活動及課後學習，增進同儕的互 動機會與頻率。最後，本結果亦支持家庭凝聚力能顯著提升經濟弱勢青少年的心理資 本，故建議導師和輔導教師可多瞭解經濟弱勢學生的家庭狀況，並針對青 少年父母提供諮詢和關懷，必要時給予協助及適當地介入，尤其是對於女 性經濟弱勢青少年而言，家庭凝聚力是其心理資本之關鍵影響因素，重要 性更勝於教師支持和同儕支持，故維持良好的家庭凝聚力對經濟弱勢青少 年至關重要。 （二）研究限制與未來研究建議 本研究主要有兩個限制：（1）由於 TDCYP 的受訪對象僅限於家扶 基金會的扶助對象，所以樣本資料並不能代表全國的經濟弱勢青少年，以 及受訪對象可能對填寫問卷有所顧慮，資料結果將受到影響；（2）本研 究僅探討教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對於心理資本之關係，其中是 否還有受其他因素影響（如中介變項、調節變項），以及擁有心理資本對 於青少年持續貧窮或脫離貧窮之關係的縱貫性研究，還有待釐清。 未來研究擬進一步探討青少年的心理資本時，可由四個部分著手。第 一，由於本研究旨在瞭解經濟弱勢青少年的教師支持、同儕支持、家庭凝 聚力與心理資本，未能同時比較經濟弱勢者與一般學生是否存在顯著差 異，故未來研究可同時施測兩者以檢驗之。再者，未來研究亦可納入其他 測量心理狀態之變項，如 F. Luthans、Youssef 與 Avolio（2015）提及的正 念、心流與靈性等有關正向心理學的概念，或是陳柏霖等人（2014）使用 的憂鬱和情緒幸福感等有關其他心理健康的因素，皆值得未來研究持續探 討，以增進對心理資本的瞭解。第三，未來研究可加入更多依變項，例如 學習成就、學業表現等，藉以瞭解心理資本對於學生學習狀況是否存在因 果關係，以及檢視心理資本是否為教師支持、同儕支持、家庭凝聚力與學 業依變項之間的中介變數，將更進一步延伸心理資本對於學生發展的重要 性。第四，本研究已證實教師支持、同儕支持與家庭凝聚力對心理資本之 關係，但受限於篇幅，未來學者可以基於本研究的發現，再檢視三者的交 互作用對於心理資本的影響，以瞭解在不同水平上的支持力量是否也會影 響著心理資本的豐厚程度。最後，未來在使用資料庫進行研究分析時，研 究者可考慮結合大數據分析，例如使用關聯法則或決策樹等巨量資料之分 析方法，或許能獲得更多豐富且有實質意義的研究發現。
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