教育研究集刊
第六十輯第三 期 2014年9月 頁75-110
青少年自尊成長趨勢及相關 影響因素探討
蕭佳純、蘇嘉蓉 摘要
本研究之目的在於瞭解青少年自尊的成長趨勢及其相關影響因素，運用臺灣 青少年成長歷程資料庫（Taiwan Youth Project, TYP）中，2000年就讀國一之樣本
（J1）所調查的資料共五波（分別於國一、國二、國三、高三及大二等時間點進 行調查），以兩層次階層線性模式進行縱貫性分析，研究樣本共2,617位。研究 結果發現，青少年自尊存在顯著的個體間差異，且其成長曲線從國一到大二的七 年間呈現先下降後上升之趨勢。在青少年自尊的全體變異量中，來自個體間的變 異量占46.1%，自尊各階段成長率中，國一到國二、國二到國三為負成長，國三 到高三以及高三到大二則為正成長。本研究亦討論國一時的家庭凝聚力與班級氣 氛對青少年自尊的影響，結果發現，對初階段的自尊為正向影響；另外，國一時 的班級氣氛也會影響自尊的成長速率，且為正向調節的影響。
關鍵詞： 青少年自尊、家庭凝聚力、班級氣氛、臺灣青少年成長歷程研究
蕭佳純，國立臺南大學教育學系教授（通訊作者）
蘇嘉蓉，國立臺南大學教育學系碩士 電子郵件：3687108@yahoo.com.tw
投稿日期：2013年09月04日；修改日期：2014年05月08日；採用日期：2014年07月16日
Discussion of Adolescent Self-esteem Growth and the Relevant Factors
Chia-Chun Hsiao Chia-Jung Su A b s t r a c t
This study aims to understand adolescent self-esteem growth and the relevant factors. Samples of G7 students in 2000 (J1) from the Taiwan Youth Project (TYP) database are investigated in five waves (at grade 7, grade 8, grade 9, grade 12, and the second year of university). A total of 2617 samples went through longitudinal analyses with a two-level hierarchic linear model. The research findings show significant inter-individual difference in adolescent self-esteem, and the growth curve moves downwards and then upwards from grade 7 to university. The inter-individual variance of adolescent self-esteem accounts for 46.1% of the differences. The self-esteem growth rate appears negative at the stages of G7-G8 and G8-G9, and positive at the stages of G9-G12 and G12 to the second year of university. Meanwhile, the effects of family cohesion and classroom climate on adolescent self-esteem at G7 are also discussed, where positive effects have positive effects on self-esteem in a preliminary way. What is more, the classroom climate would also positively affect the self-esteem growth rate at G7.
Keywords: self-esteem of adolescents, family cohesion, classroom climate, Taiwan Youth Project
Bulletin of Educational Research
September, 2014, Vol. 60 No. 3 pp. 75-110
Chia-Chun Hsiao, Professor, Department of Education, National University of Tainan (Correspondence Author)
Chia-Jung Su, Master, Department of Education, National University of Tainan Email: 3687108@yahoo.com.tw
Manuscript received: Sep. 04, 2013; Modified: May 08, 2014; Accepted: July 16, 2014.
壹、前言
在課業、升學、期望與人際互動等諸多壓力籠罩之下，心理強度較強的青少 年能夠化阻力為助力，但若青少年對於自我的評價低落，或是自主性偏低，壓力 就會造成負面效果；若是長時間都處在這種壓力之下，則容易導致挫敗與崩潰。
身處於高壓的教育環境中，青少年若要順利完成學業，並擁有良好的身心發展，
對於自我的看法、信念與評價便相對重要，此種以整體觀點對於自我概念的評價 與感受即為自尊。吳怡欣與張景媛（2000a）指出，多數學者對自尊的定義都包 括個體對自我滿意、自我接納的程度，也就是一種個體的自我價值感。青少年的 自我概念隨著年齡增長，最後會產生個體正面與負面的評價，並形成個體的自尊
（郭靜晃，2006）。個體若擁有較高的自尊，將會對未來抱持較高的成功期望
（吳淑敏，2000），可使其在遭逢困境或面臨不確定狀態時，擁有面對、解決和 堅持下去的勇氣。正由於青少年在個體發展中的不可逆與特殊性，才更加凸顯出 探討青少年自尊的重要性。
國內外運用橫斷研究方式探討青少年自尊（何宜錚、黃鴻程、陳學志、王 雅萍、賴惠德，2010；吳怡欣、張景媛，2000b；林志哲，2008；林慧姿、程 景琳，2006；蔡宗晃、詹毓玫、李家順，2011；蘇曉憶、戴嘉南，2008；Cai, Brown, Deng, & Oakes, 2007; Eisenbarth, 2012; Miyahara & Piek, 2006）的研究相 當普遍，討論的議題大多聚焦於背景變項對自尊的影響，以及自尊與文化差異、
心理健康、生理失能之間的關聯。儘管自尊的重要性已獲得普遍的重視，然綜觀 過去有關自尊的研究，也只能分析同時期不同青少年的自尊與影響因素，而忽略 同一個體之自尊隨時間變化的趨勢與不同影響因素（郭靜晃，2006），且橫斷面 的研究並無法建立時間順序與因果關係，更難以排除其他形式的影響（謝俊義，
2010）。Cotton（1985）以心理動力取向來闡述自尊的發展，認為個人自尊會透 過成長經驗的不斷累積與充實，而呈現出不同的影響及狀況。爾後的國內外研 究也證實，自尊在個體的成長歷程中並非一成不變（巫博瀚、陸偉明，2010；
Kutob, Senf, Crago, & Shisslak, 2010; Uszyńska-Jarmoc, 2007）不過，採用縱貫性 研究方式的研究仍屬少數。因此，運用縱貫調查方式（longitudinal survey）進行
關於自尊成長趨勢之研究，相較於橫斷研究，將更能充分地探討其發展變化與相 關影響因素之模式。著眼於目前國內外關於自尊的縱貫研究（巫博瀚、陸偉明，
2010；Kutob et al., 2010; Uszyńska-Jarmoc, 2007），一則以青少年為研究對象者 為數有限，二則缺乏橫跨數年的自尊成長曲線追蹤研究，三則較少運用多層次分 析中的巢套概念進行不同層次的分析探討。有鑑於此，本研究將以縱貫研究方式 討論青少年自尊隨時間變化之成長趨勢，此為本研究之動機一。
關於自尊的相關研究，大多探討憂鬱、壓力及偏差行為與自尊之關聯（蘇曉 憶、戴嘉南，2008；Eisenbarth, 2012）。然而，青少年時期是個體與情境脈絡關 係改變與轉折最大的時期（Lerner, 1995），不同的外在環境對青少年的自尊可 能會有不同程度的影響。在青少年時期，家庭及班級成員是最常與青少年接觸互 動的對象；家庭與學校環境亦是影響學生學習和發展的重要因素（楊惠琴、許瑛 巧、賴佳菁，2007）。黃俐婷（2004）亦指出，家庭所提供的支持通常是人們最 基本的非正式社會支持，其對於生活適應扮演著重要的角色。家庭成員間之相互 支持、合作與情感聯繫的程度愈強，即表示其凝聚力愈高。家庭的凝聚力對於青 少年而言，除了提供支持與後盾之功能外，可能也與其自尊的形成有所關聯。
揆諸關於家庭凝聚力與自尊關聯的相關研究可發現，絕大多數皆運用橫斷性 方式進行研究，即以家庭凝聚力做為自變項預測自尊，然而，由前述可知，自 尊是隨著青少年成長而變動的，若僅單就某個時間點探討家庭凝聚力對自尊的影 響，或許仍有諸多不足之處。據此，本研究除了立基於先前之相關研究結果，探 討國一時的家庭凝聚力是否會直接影響青少年之自尊形成外，同時也運用縱貫資 料進行分析，討論國一時的家庭凝聚力是否也會對於之後的青少年自尊成長趨勢 產生影響，此即為本研究動機之二。
做為每日生活學習的場所，不同教室中所建立起的班級氣氛也可能對青少年 的自尊有所影響。Galini與Efthymia（2009）更指出，增進班級成員間的合作與 互動有助於正向班級氣氛形成，並提升學生在課堂中的自尊、凝聚力與滿意度。
不同的班級成員會塑造出不同的班級氣氛，而班級氣氛的好壞又可能會回過頭來 影響班級成員的自我價值與人格特質；可見，營造良好的班級氣氛對學生各方面 的學習有很大的助益（黃韞臻、林淑惠，2009）。由相關研究可發現，班級氣氛 多與個體學習及心理狀態一起進行討論，而對於班級氣氛與青少年自尊之相關研
究則較為缺乏；再者，由於自尊為一變動之特質，僅討論某一時間點之班級氣氛 對於青少年自尊的影響仍顯不足。因此，本研究除了著眼於先前之相關研究結 果，探討國一時的班級氣氛是否會直接影響青少年自尊之形成外，也同時運用縱 貫資料，討論國一時的班級氣氛是否也會對於之後的青少年自尊成長趨勢產生影 響，此即為本研究動機之三。
綜觀上述關於青少年自尊重要性之探討，可知自尊對於青少年的行為及身 心發展（包括對自我的提升、保護與防衛等）有重大的影響（Uszyńska-Jarmoc, 2007），且自尊在青少年的成長歷程中並非固定不變，而會隨著時間遞增產生變 化，同時，青少年時期中兩個最重要的生活環境—家庭與班級，也可能對自尊 成長趨勢產生影響，加以臺灣青少年成長歷程（Taiwan Youth Project, TYP）對於 青少年自尊的相關研究（巫博瀚、陸偉明，2010），目前尚缺乏同時探討青少年 自尊隨時間成長情形與國一時的家庭和班級環境關聯之相關研究。故本研究除了 想要探討青少年自尊在國一至大二階段隨時間發展所產生的變化外，更想瞭解外 在因素（家庭凝聚力與班級氣氛）是否會對青少年之自尊以及成長速率產生影 響。
貳、文獻探討
一、自尊之定義與內涵
關於自尊的探討，一般認為始於美國心理學之父James對自我（self）的討論
（林幸足，2003）。所謂自尊，是指我們對自己所做的評價，高自尊者對自己個 人特質有清楚的看法，會訂定適當目標並適應困難情境。而此種論點，Crocker 與Wolfe（2001）亦表示類似之定義。沈如瑩與趙梅如（2006）認為，自尊是個 體對自我重要品質之觀感及評價的綜合感受。張春興（2006）表示，自尊是經過 自我評價之後自我接納時產生的自我價值感，亦即肯定自己是有價值的。林志哲
（2008）表示，自尊是個人參照自我內在標準或外在社會標準，對整體自己，或 是某一特定能力、特質予以評價，並由此產生對自己的正、負向感受。蘇曉憶與 戴嘉南（2008）亦予以類似定義。何宜錚等人（2010）除了表示自尊是個體對自
我概念的一個整體性評價外，亦認為其和個體的心理、人格及社會發展皆有顯著 關係。巫博瀚與陸偉明（2010）則將自尊視為整體性的概念，也就是個人對自我 價值的整體感受。對照上述學者的定義，本研究採用資料庫分析，對應TYP的定 義，對自尊採用整體性的概念，且將自尊界定為：個體經由自我內在及社會外在 的標準衡量，以整體觀點進行對自我的評價與感受。
針對自尊的內涵部分，Branden（1990）認為，自尊可以包含兩個向度：
「能力感」是指個人認為自己有能力、對自己有較高評價；「價值感」則是個人 認為自己具有價值及重要性。許儀貞與吳麗娟（2004）表示，自尊的核心概念包 括和人相處的能力、獨特性、權力、價值和角色模式。蘇曉憶與戴嘉南（2008）
則將自尊的內涵分為四個構面：「自我喜愛感」：個人對自我的喜愛滿意程度；
「自我肯定感」：個人對自我的看重與肯定程度；「自我期望感」：個人對自我 的期許；「自我懷疑感」：個人對自我價值及能力的懷疑程度。陳志賢、許于仁 與許修齊（2010）引用劉樹斐之觀點，將自尊內涵區分為「自我喜愛感」與「自 我能力感」。
除了不同學者對自尊之內涵有不同看法外，亦有學者對自尊的內涵抱持整 體性的觀點，例如：Seligman（2002）認為，希望、樂觀與充滿期望等為個體 的正向心理特質，這些正向特質通常為「整體自尊」的一環。Swann、Chang- Schneider與McClarty（2007）亦指出，自尊應被視為整體概念，並預測整體性 的行為。諸多研究也將自尊視為整體概念來測量（何宜錚等，2010；吳淑敏，
2000；巫博瀚、陸偉明，2010；姜逸群、黃雅文、連海生，2000；賴英娟、陸 偉明、董旭英，2011；Eisenbarth, 2012; Eryilmaz & Atak, 2011）。因此，在自尊 的測量方面，國內外學者也針對不同的自尊定義與內涵編製或使用不同的測量 工具。其中，國外最常使用的兩個工具即為Rosenberg自尊量表（Rosenberg self- esteem scale）與Coopersmith自尊量表（Coopersmith self-esteem inventory）。至 於國內學者則多沿用修訂而成為國內的自尊量表（林幸足，2003）。由諸多學者 所提出自尊之內涵與層面看來，支持自尊為整體性概念或是多向度與多因素觀點 者各有所長，然而，研究者概覽各相關研究中自尊之不同定義後，認為由於本研 究之對象為青少年，在青少年時期，個體尚無法確切分辨自我不同層面之自我評 價（巫博瀚、陸偉明，2010）。當然，也可能是因為過去研究未積極重視不同層
面的自尊。更重要的是，TYP對於青少年自尊的相關研究中（巫博瀚、陸偉明，
2010），也多是採用整體性的評價。所以在對照TYP資料庫之題目後，本研究將 自尊視為個人之整體價值感受，例如：是否覺得自己有能力、是否一無是處、是 否可控制、解決問題等，亦即，對自尊採用整體性評價予以測量。
二、自尊發展的縱貫性研究
大抵而言，自尊的發展與維持是一個相當複雜的過程，且容易受到內、外在 因素的影響（Compton, 2004）。在美國的心理學研究中，自尊向為諸多領域中 獲得深入研究的主題（Baharudin & Zulkefly, 2009），但卻多以單次調查學生自 尊得分，以單一層次探討可能影響自尊的因素，而忽略了自尊本身可能會隨著時 間遞增而產生變化。且對於自尊的縱貫性研究，國外有較多著墨，反觀國內則較 為缺乏，目前應用TYP此資料庫來進行青少年自尊的縱貫性研究者也僅有Tzeng 與Yi（2013）以及Yi、Wu、Chang與Chang（2009）；其中，Tzeng與Yi的研究主 要是利用TYP的資料發現，臺灣青少年的自尊發展為線性的成長，而Yi等人的研 究則發現，每一時期的家庭因素均會影響當時期的自尊程度。縱貫研究通常能夠 對於橫跨時間的改變模式，以及此一改變模式和個人特質或環境因素如何發生 關聯多加討論（蕭佳純，2011）。由於自尊是一種個人情緒特質（Baharudin &
Zulkefly, 2009），會隨著個體成長速率及時間推移而變化，也會隨著不同因素影 響而改變。對於身心正處於急遽變動時期的青少年而言，探討不同時間點自尊的 變動趨勢確實重要且有其必要性。
在國內外研究中，有些研究結果支持自尊具有穩定度，另一些研究卻發現，
自尊會隨著外在環境而有所波動（巫博瀚、陸偉明，2010；Kutob et al., 2010;
Uszyńska-Jarmoc, 2007），兩種看法皆有支持者。Baharudin與Zulkefly（2009）
表示，個人自尊雖然會因為特定事件而有暫時的高低起伏，但最終仍會回復到原 本相對穩定的基準線上。Uszyńska-Jarmoc（2007）針對七至九歲近150名學童所 進行的縱貫性調查發現，學童的自尊在三年內呈現有系統的微幅下降，且隨著年 齡漸長，學童間自尊的個別差異會逐漸加大。巫博瀚與陸偉明（2010）以國一到 國三青少年的縱貫調查研究指出，自尊的起始狀態與成長速率呈現負相關，且自 尊成長趨勢為負成長，顯示國中生的自尊會隨著年齡增長而逐年下降。Kutob等
人（2010）對就讀國中小的女生所進行的自尊縱貫性研究則發現，該年級的自尊 得分狀況可以有效預測隔年同一人的自尊得分，且前年同一人的自尊得分亦較其 他變項（如身體意象等）更能有效預測該年級的自尊得分，顯示不同年級的自尊 是高度相關的。
綜合以上文獻可知，目前青少年階段自尊是否有所變化尚無定論，黎士鳴
（2008）歸納指出，自尊隨著年齡發展出現差異，兒童期呈現高自尊的現象，青 少年初期（12、13歲）快速下降，至於影響自尊下降的原因最有可能是社會環境 的轉變（國小進入國中），其次則是青春期生理的變化。不過，隨著自我掌握能 力漸增，在青少年中、後期，逐漸結束紛亂的自我統合階段，約莫20歲後逐步上 升，且至成人晚期，自尊才又普遍降低。既有的文獻大體指出，青少年的自尊變 化有不同的三條軌跡：從頭到尾持平者、一路上升者以及一路下降者。本研究認 為，自尊的發展並非一朝一夕形成，而是隨著不同的生活經驗逐漸累積，以及重 要他人和社會環境的影響，對自我的各個面向進行評價後而得到的整體性結果，
所以應會隨著時間、年齡成長而有不同的變化。但目前國內有關青少年期自尊是 否穩定之研究大多為橫斷性調查，無法確切得知同一個體之自尊變化情形，故 本研究採縱貫設計，利用TYP資料庫，追蹤研究對象在國一至大二間自尊的變化 趨勢，亦即，本研究係以青少年自尊為依變項，瞭解是否臺灣青少年的自尊確 如相關文獻所述，會隨著時間推移而有下降的趨勢，或是在不同成長階段，其 自尊會產生不同的發展情形，此即為本研究所要探討的主要部分。且根據林幸足
（2003）對於自尊五階段發展的統整，青少年時期自尊的發展將呈現下降，且自 尊的調節由符合他人標準至內在標準，而到了成年期時，自我認同將趨於穩固，
也就是自尊會回到原本相對穩定的基準線。本研究對象自國一到大二階段，橫跨 青少年及成人前期，因此對於自尊成長趨勢的假設一為：青少年自尊之成長趨勢 會隨著年級增長而呈現先下後上的波動情形。
三、影響自尊之相關因素
本研究討論的相關影響因素為家庭凝聚力及班級氣氛，以下分述之。
（一）家庭凝聚力與自尊的關係
依據生態系統理論（ecological system theory）主張，個體就像是一個同心圓
的圓心，除了受到生物基因影響外，也會於日後受到遠近不同的環境影響其經 驗與認知，稱為「微視系統」（micro system），與個體最親密的家庭即屬之。
Bronfenbrenner（2004）提出，要闡述兒童的性格及行為，必須先瞭解其所處的 環境與影響力，強調環境脈絡的重要性。生態環境理論相當強調各種環境對個體 的影響，主張不同的環境脈絡會使個體產生不同的經驗認知，進而表現出不同的 行為。在青少年社會化的歷程當中，影響青少年身心發展與人格形成與行為養成 最重要的基本單位，實非家庭莫屬。家庭系統的支持是幫助個人適應與發展的最 大動力，若是家庭系統能發揮正向功能，對於面臨青春期的個體而言，將能發展 更明確的自我概念與追尋方向（楊惠琴等，2007）。
Olson、Sprenkle與Russell（1979）表示，家庭凝聚力（family cohesion）可 以「家庭中成員間彼此的情感連結」以及「在家庭系統中個人所能經驗到自主程 度」做為初步定義，而家庭凝聚力的強弱則取決於家庭成員在社會面、情感面與 物質層面的彼此需求。Barbarin（1984）將家庭凝聚力定義為家庭成員之間相互 分享、支持、協助與照顧的關係。楊惠琴等人（2007）指出，家庭凝聚力是指家 庭成員之間的情感依附程度，亦即家庭成員之間的親密度、情感束縛與投入程 度；吳明燁與周玉慧（2009）的研究與該定義也相仿。歸納上述文獻，本研究將 家庭凝聚力定義為：家庭成員所感受到彼此間情感的親密連結、支持、分享、合 作與接納的程度。由於本研究所要探討的是家庭凝聚力對青少年初階段自尊的影 響，以及家庭凝聚力對青少年自尊成長趨勢之影響，此種效果應以「延宕效應」
（delayed effects）來討論。所謂的延宕效應，指的是因素的影響效果可能在當時 並無法立即顯現出來，需較長的時間才可觀察得到，又或者隨著時間的增加，因 素的影響效果逐漸增強或式微的效果。本研究主張，家庭凝聚力於青少年初階段 時影響較強，且其影響力可能會逐漸減弱。因此本研究選擇國一樣本於2000年填 答第一波之家庭凝聚力進行分析。
探討自尊與家庭凝聚力的國內外文獻中，Cooper、Holman與Braithwaite
（1983）之研究發現，若是孩童知覺到較低程度的家庭凝聚力，則其自尊會相對 較低。Baldwin與Hoffmann（2002）亦指出，家庭凝聚力較低的青少年將較不容 易有效地因應壓力而導致自尊低落，換言之，來自高家庭凝聚力的青少年由於感 受到關愛與支持，其自尊將會比來自低家庭凝聚力的青少年來得高。Baldwin與
Hoffmann的研究針對11∼16歲青少年進行的縱貫研究指出，青少年自尊的改變會 受到年紀、生活事件、性別與家庭凝聚力的影響，其中又以生活事件與家庭凝聚 力的影響尤大。Abe（2004）針對美國及日本的大學生進行跨文化的自尊調查，
研究結果發現，美國大學生的自尊在家庭凝聚力與挫折感中扮演著中介效果；然 而，日本大學生在控制自尊的影響後，家庭凝聚力高低仍可有效地預測焦慮與挫 折感。Sun與Hui（2007）亦指出，家庭凝聚力和青少年的自尊呈現正相關，亦 即，當家庭凝聚力愈高時，青少年的自尊會愈高。
由以上文獻歸納可發現，過去研究多以橫斷性方式進行研究，但於本研究所 使用的縱貫性資料中是否也會得到這樣的結果，則仍待深入探討。不過，可以 藉由上述研究推論的是，若家庭凝聚力高的學生其自尊會較高，該學生在時間的 影響下，自尊下降的趨勢應該也會較緩。因此，本研究除了立基於上述之研究結 果，探討家庭凝聚力是否會直接影響青少年初階段之自尊外，更運用縱貫研究資 料，分析處於不同家庭凝聚力的青少年，其自尊的發展變化情形是否會有所不 同。換言之，本研究討論的是在家庭凝聚力不同的情況下，青少年的自尊成長速 率是否也會不同。爰此，本研究提出假設二：家庭凝聚力對青少年初階段自尊有 正向影響，以及假設四：家庭凝聚力對青少年自尊的成長速率具有影響。附帶說 明的是，因本研究採用的為國一到大二的調查，因此所謂的初階段指的就是國一 的階段。
（二）班級氣氛與自尊的關係
學校是學生生活的重心之一，也是學生人格形成與身心發展的重要環境（林 淑惠、黃韞臻，2008）。班級氣氛的好壞，會影響班級成員的自我價值觀與人格 特質。在班級氣氛（classroom climate）的定義方面，Sink與Spencer（2005）持 較廣義之定義，認為班級氣氛是一種學校環境的潛在特質，且可透過學生的感受 與經驗反映出來。林甘敏、陳年興與方國定（2005）認為，班級氣氛是在班級的 教學與學習活動之中，經由教師、學生與學習內容三者間彼此的交互作用，經過 一段時間後逐漸形成，且會影響班級成員的態度、動機與行為。綜合上述對班級 氣氛的定義，本研究將之定義為班級成員間經過長期互動所形成共有的情緒氣 氛，而此種氣氛將會影響班級成員對自我的態度與行為。對於班級氣氛之測量，
諸多研究顯示，從學生調查獲得的數據可能較從教師調查到的數據結果更為真實
（Anderson, 1989），因此本研究採用的是學生自己所認知到填答的班級氣氛。
由於本研究所要探討的是班級氣氛對青少年初階段自尊的影響，以及班級氣氛對 青少年自尊成長趨勢的影響，此種效果應以「延宕效應」來討論，因此本研究選 擇國一樣本於2000年填答第一波之班級氣氛進行分析。
在班級氣氛對自尊影響的理論基礎方面，本研究以Getzels與Thelen（1972）
的社會體系概念來探討班級對個體的影響。Getzels與Thelen將原本的社會體系模 式重新修正擴充，成為班級的社會體系理論，以闡述教學情況中行為改變的問 題。班級氣氛的形成，須從班級社會體系的觀點加以探討，在制度與個人之間，
團體生活可以形成一種氣氛（climate），此種氣氛則會影響團體中個體的意向
（陳奎憙，2001）。綜上而論，班級中的師生互動與同儕互動方式可能會影響到 學生的學習與人格形成，而自尊做為一種人格特質，自然也可能因班級氣氛之不 同而有所影響與變化。
從與班級氣氛相關之研究（林甘敏等，2005；林淑惠、黃韞臻，2008；
Galini & Efthymia, 2009）可發現，良好的班級氣氛可能與學生的學習滿意度、學 習適應與幸福感有正向關聯，不僅能減少班級成員間的衝突，更可對班級經營效 能有正面影響。近年來的研究也證實，良好的班級氣氛能夠減少班級成員間的摩 擦，會較常合作而非相互競爭，也較能產生正向的友誼與師生關係（Schmidt &
Čagran, 2006）。Yoneyama與Rigby（2006）也表示，在正向的班級氣氛中，學生 能感受到自己是被教師及同儕所支持及尊重的，且能與之有正向關係；而班級氣 氛的品質取決於班級成員間的社會與心理互動，若有良好互動，則對學生學習有 正向幫助，也有助於減緩個體情緒問題（Galini & Efthymia, 2009），亦可能進一 步塑造學生的高自尊。綜上所述，班級氣氛做為一種外在環境，確實對於學生相 當重要，畢竟在青少年時期，重要他人非同儕莫屬，且個體之自我評價建構亦以 同儕關係做為參照標準。延伸上述概念，班級氣氛除了會對青少年的學習狀況有 所影響外，本研究更想瞭解的是，班級氣氛是否也會對自尊及其成長趨勢產生影 響。
然而，從以上的文獻歸納可發現，過去相關研究多以橫斷性方式進行班級氣 氛的相關研究，但較少是與自尊的討論，更遑論是以縱貫性的觀點來討論班級氣 氛對自尊成長趨勢的影響。但是，如果學生所處之班級氣氛良好，將有助於減緩
學生的情緒問題，擁有高自尊；則依此類推，這樣的學生其自尊隨時間推移而下 降的趨勢應該也會較緩。因此，本研究除了進一步探討青少年知覺班級氣氛好壞 是否會影響其國一時的自尊外，更運用縱貫研究資料，分析在不同班級氣氛中的 青少年，其自尊的發展變化情形。亦即，討論在班級氣氛不同的情況下，青少年 的自尊成長速率是否也會不同。據此發展出假設三：班級氣氛對青少年初階段自 尊有正向影響，以及假設五：班級氣氛對青少年自尊的成長速率具有影響。
需特別補充說明的是，家庭凝聚力與班級氣氛可能在不同時期有不同的程 度，尤其國中、高中與大學時期的班級一定不同；換言之，此二變項應為「隨時 間變動的變項」。但是，就青少年發展而言，國一時期介於Erikson（1950）心 理社會發展（psychosocial development）的第四階段（勤奮進取vs.自貶自取）和 第五階段（自我統合vs.角色混淆），且此時期自尊發展的重要他人由父母、兄 弟姐妹等擴展至師長及同儕，並依青少年的能力、成就與身體意象、社會認同等 來定位自己的角色。也就是說，在國一時，家庭與班級的影響是同時存在的，但 究竟何者對於自尊發展的影響較大，由理論觀之，應是班級氣氛。所以，本研究 只探討國一時的家庭凝聚力與班級氣氛的資料，希望瞭解在國一關鍵時期，家庭 凝聚力與班級氣氛的影響力何者較大。此外，TYP雖然是以班級為單位來蒐集學 生所處班級的班級氣氛，但是，因為資料庫中無法配對，也就是說，無法得知哪 些學生是在同一個班級中，並不符合階層線性模式（hierarchical linear modeling, HLM）資料分析的巢套型態，所以無法控制班級效應對於學生自尊發展的影 響；換言之，本研究所討論的班級氣氛為學生所感受到的班級氣氛。當然，更重 要的現實考量是，在TYP中，有關於家庭凝聚力與班級氣氛的衡量並非在每一波 調查中都有，因此，無法將之視為「隨時間變動的變項」，而僅能以國一時的家 庭凝聚力與班級氣氛的資料蒐集來瞭解對於自尊初始狀態及成長速率的影響，這 也將是本研究重要的研究限制，所以在解釋研究結果時，也應該要更加小心。
參、研究設計與實施
一、研究架構
本研究之架構如圖1所示。
H4 H5
H3 H2
H1 Level 2
Level 1
家庭凝聚力 班級氣氛
時間 青少年自尊
圖1 研究架構圖
註： 「時間」係指臺灣青少年成長歷程研究資料庫進行五次施測的時間點，由同一群學 生分別在五次時間點（2000年國一、2001年國二、2002年國三、2005年高三及2007 年大二）施測的縱貫性時間。
二、研究對象
本研究之資料來源為中央研究院社會研究所進行的「臺灣青少年成長歷程 研究」（Taiwan Youth Project）調查，以當時平均13歲的國一學生（新的升學制 度）和平均15歲的國三學生（舊的升學制度）等兩個世代（cohorts）做為研究主 體，進行相關之追蹤比較。所謂的新升學制度，指的是自90學年度起廢除傳統高 中聯招考試，改以國民中學基本學力測驗取代，也就是多元入學方案。第一波 調查於2000年3月到6月間展開，並抽取臺北縣市以及宜蘭縣共40個學校（162個
班），總計5,000名以上的國中生為樣本，陸續對這些學生進行追蹤調查。2000 年當時為國一（七年級）的學生，稱為J1，此批國一樣本共2,690人，由此討論 該樣本於國一（2000年）、國二（2001年）、國三（2002年）、高三（2005年）
及大二（2007年）等七年間的自尊成長變化情形，以及採家庭凝聚力、班級氣 氛做為層次二之變項對初階段自尊的影響及其對自尊的成長速率所產生的影響。
須特別說明的部分是，由於TYP資料庫為縱貫性資料，難免會產生樣本流失以 及填答不完整的遺漏值等問題，針對此點，本研究事先將各個變項予以整理及 分析，發現在總樣本數2,690人當中，以第一波資料來看，完整填答自尊題項者 共有2,617人，完整填答家庭凝聚力題項者共有2,646人，完整填答班級氣氛題項 者共有2,661人，因此本研究的有效樣本數為2,617人。再者，五波的完訪人數分 別2,690、2,666、2,683、1,826、1,691位，五波均回答人數應非2,617位，但是因 為HLM的分析好處即是在資料中可以容許遺漏值的存在，換言之，不需要每一 波人數皆相等，所以，本研究每一波次的分析樣本分別為2,617、2,522、2,536、
1,811、1,691，其中第四波的調查人數驟減，原因可能在於高三時面臨龐大的升 學壓力，回收情形較差。此外，本研究所使用的樣本和巫博瀚與陸偉明（2010）
的研究相仿，不同的是，該研究僅分析了國一到國三的三波資料，而本研究更延 續了此組樣本到大二共五波的資料，並討論了不同因素的影響，相較於該研究，
本研究的進行將有助於國內青少年自尊成長趨勢的瞭解更加深入與完整。
三、研究變項測量
本研究運用TYP資料庫所釋出之資料進行分析，並從問卷中挑選符合研究變 項定義之題項，各變項之測量分述如下：
（一）自尊
本研究整合五波問卷中關於自尊的測量題項（國一有九題、國二有九題、國 三有六題、高三有九題、大二有六題），其中皆有測量之題目共有六題，分別為
「我沒有辦法解決自己的某些問題」、「我沒有辦法控制發生在我身上的事」、
「我用積極樂觀的態度看待我自己」、「我很滿意我自己」、「我有時候覺得自 己很沒用」、「有時候我會認為自己一無是處」。各題項採Likert四點量表，分 別由「很同意」、「同意」、「不同意」至「很不同意」，經過重新編碼與轉換
反向題後，依序編碼為4、3、2、1分，得分愈高表示青少年自尊愈強。而在信、
效度檢驗方面，本研究使用第一波資料所進行的驗證性因素分析結果顯示，本 量表的因素負荷量介於0.75∼0.92之間，RMSEA值為0.076，屬於良好的適配，
SRMR、GFI值分別為.049、.915均達到理想標準。在增值適配度方面，適配度 指數NFI、RFI、IFI、CFI依序為.901、.964、.900、.901，皆大於.90的標準，顯 示此構念之效度達適配水準，而其內部一致性係數Cronbach’s α值為.89，表示信 度亦佳。此外，為了瞭解六個題目的權重是否相等，才可進行加總平均為一指 標變項，續進行測量恆等性分析中的平均數結構CFA，而此平均數模型之NCP = 152.1，NNFI = .91，CFI = .91，且六個指標變項的負荷量介於.75∼.92，因此推 論權重應為相等，所以本研究在自尊部分的分數處理乃採用加總平均以進行後續 分析的證據，較為明確。
（二）家庭凝聚力
本研究選取TYP資料庫國一樣本問卷中「家人彼此間的關係比外人的關係 來得密切」、「家人彼此間覺得很親近」、「做決定時，家人會彼此商量」、
「家人喜歡共度休閒時光」、「當有家庭活動時，我們家每個人都會參加」、
「我們喜歡一家人共同做某些事」、「家人會接納彼此的朋友」、「我受到挫 折時，總可以從我的家人那裡得到安慰」與「當我需要幫忙或忠告時，我可 以依賴我的家人」等九題做為家庭凝聚力的測量題項。各題項採Likert四點量 表，分別由「非常符合」、「還算符合」、「不太符合」至「非常不符合」，
經過重新編碼後，依序編碼為4、3、2、1分，得分愈高表示家庭凝聚力愈強。
而在信、效度檢驗方面，驗證性因素分析結果顯示，本量表的因素負荷量介 於.75∼.79之間，RMSEA值為.15雖然大於.05的嚴格標準，然其p值小於.00，表 示理論模式與觀察資料仍有不錯的適配度，SRMR、GFI值分別為.046、.901均達 到理想標準。在增值適配度方面，適配度指數NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI分別 為.869、.887、.871、.871、.825，雖未達到.90之嚴格標準，但多數指標已相當接 近.90的標準，顯示本研究所建構的概念模式與觀察資料整體適配度大致上達到 可接受之標準，顯示此構念之效度達適配水準，而其內部一致性係數Cronbach’s α值為.80，表示信度亦佳。此外，為了瞭解九個題目的權重是否相等，才可進 行加總平均為一指標變項，續進行測量恆等性分析中的平均數結構CFA，而此
平均數模型之NCP = 147.6，NNFI = .92，CFI = .93，且九個指標變項的負荷量介 於.75∼.79，因此推論權重應為相等，所以本研究在家庭凝聚力部分的分數處理 乃採用加總平均以進行後續分析的證據，較為明確。
（三）班級氣氛
本研究選取TYP資料庫國一樣本問卷中「當我需要他們的時候，我的同學們 總會適時伸出援手」、「我不喜歡與班上同學交往」、「當班上同學需要我的 時候，我總是會適時伸出援手」、「我們班的同學相親相愛，猶如一家人」、
「與其他班級比較，我們班的同學彼此之間，最互相信賴」等五題做為班級氣氛 的測量題項。各題項採Likert四點量表，分別由「很符合」、「符合」、「不符 合」至「很不符合」，經過反向題轉換與重新編碼後，依序編碼為4、3、2、1 分，得分愈高表示班級氣氛愈好。而在信、效度檢驗方面，驗證性因素分析結果 顯示，本量表的因素負荷量介於.73∼.88之間，RMSEA值為.078，屬於良好的適 配，SRMR、GFI值分別為.039、.968均達到理想標準。在增值適配度方面，適配 度指數NFI、RFI、IFI、CFI依序為.954、.911、.955、.909，皆大於.90的標準，
顯示此構念之效度達適配水準，而其內部一致性係數Cronbach’s α值為.88，表示 信度亦佳。此外，為了瞭解五個題目的權重是否相等，才可進行加總平均為一指 標變項，續進行測量恆等性分析中的平均數結構CFA，而此平均數模型之NCP = 187.6，NNFI = .91，CFI = .93，且五個指標變項的負荷量介於.73∼.88，因此推 論權重應為相等，所以本研究在班級氣氛部分的分數處理乃採用加總平均以進行 後續分析的證據，較為明確。
（四）時間變項
本研究採用TYP資料庫釋出由2000年3月國一樣本持續追蹤之縱貫資料進 行，共有國一（2000年3月）、國二（2001年3月）、國三（2002年3月）、高三
（2005年3月）與大二（2007年6月）總計五次施測時間點，施測時間橫跨約七 年。在這五次的施測時間點中，本研究選取第一次施測點為基準，設定為0，代 表青少年自尊的初始狀態，往後推算以年為單位，各次施測點分別為：國二設為 1年、國三設為2年、高三設為5年、大二設為7.25年。
四、資料分析方法
由於過去相關研究所發展出來的測量工具，大多僅能以前測及後測等兩次資 料蒐集區辨，諸如實施成效是否有所差異，然而，此種設計對於研究個體的成長 歷程變化是不足的。長時間的研究資料可被視為多層次資料，透過HLM分析方 法可模擬時間變遷的狀況（謝俊義，2010），因此適合應用於縱貫性研究。進行 縱貫式調查的目的旨在研究個體一段時間的變化或狀態，謝俊義（2010）認為，
個體之內的時間效果測量，至少須有三個時間點以上才算足夠，且對於縱貫性資 料的觀察次數而言，建議重複觀測至少要整合三個時點，方能辨識時間的變化趨 勢為線性或是非線性（李靜芳、溫福星，2008；謝俊義，2010；Singer & Willett, 2003）。據此，本研究將自尊之概念視為隨時間變動，共蒐集五波資料，嘗試以 縱貫研究之方式討論青少年自尊隨時間變化的成長趨勢，以及可能影響青少年初 階段自尊與成長速率的因素為何。本研究在階層線性模式的縱貫應用上，層次一 之解釋變項為時間，層次二之解釋變項則為家庭凝聚力與班級氣氛。
此外，HLM乃是同時考量不同層次變數下，針對不同層次的變數採取獨立 分析的作法，依照學者們（謝俊義，2010；Singer & Willett, 2003）的建議，並 考量本研究的假設形式（H1：層次一的直接效果、H2-3：層次二的脈絡直接效果 及H4-5：層次二的脈絡調節效果），在HLM模型驗證分析中，需逐次檢驗以下三 個不同模式，分別是虛無模型（null model）、非條件化成長模型（unconditional growth model）及條件化成長模型（conditional growth model）；模式中包括如 迴歸分析模型中標準化係數的固定效果（fixed effect），以及無法直接估計，須 透過變異數與共變數矩陣衡量的隨機效果（random effect）。本研究依次說明如 下。
虛無模型主要是檢視資料中是否存在群內一致性（consistency within-group）
及群間的變異（variances between-group），分別稱之為「群內變異成分」
（within group components, σ2）及「群間變異成分」（between group components, τ00）二者，且群間變異成分顯著不為0。而當虛無模型得到驗證時，研究者必須 驗證在層次一中的迴歸式斜率與截距是否存在，當存在顯著的截距項時，可為驗 證層次二之調節變數對依變數是否產生直接效果存在的基礎，而當存在顯著的斜 率項時，則可檢視假設是否成立的可能，此一分析步驟必須透過非條件化成長模
型完成。具體言之，為檢驗H2-3成立的可能，吾人必須先檢視不同群體的截距須 達顯著的差異；而為檢驗H4-5成立的可能，吾人必須先檢視不同群體的斜率是否 達到顯著水準。除上述二者，本模式亦可直接驗證H1層次一自變數與依變數的關 係，並經由此模式與虛無模型之變異成分，求得層次依變數的解釋變異量R2。
肆、研究結果與分析
一、敘述統計與相關分析
由表1可知，青少年自尊之得分狀態由2000年國一時的平均16.050逐年呈現 下降趨勢，國三時的自尊平均數最低，高三與大二時的自尊得分又稍微回升，但 仍未比國一時的自尊得分高。單就平均數之呈現可發現，青少年自尊於七年間呈 現先下降後上升的波動狀態；換句話說，青少年於國一到國三時，自尊呈現下 降趨勢；而從國三到高三、甚至大二時，自尊又有些微回升，但此批國一樣本
（J1）於七年內自尊的變異情形（標準差）則未有太大的變化。
表1
研究變項描述統計與相關情形摘要
平均 標準差 1 2 3 4 5 6
Level 2變項 1家庭凝聚力 17.410 5.360 ─
N = 2617 2班級氣氛 11.658 2.273 .304** ─
Level 1變項 3青少年自尊（1） 16.050 2.899 .195** .079** ─ N = 2 6 1 7 、
2522、2536、
1 8 1 1 、 1 6 9 1
（表示每一波 次的樣本數，
重 複 測 量 ）
4青少年自尊（2） 16.003 3.173 .221** .069* -.019 ─ 5青少年自尊（3） 15.297 2.960 .242** .111** .013 .049* ─ 6青少年自尊（4） 15.505 2.984 .147** .052 -.036 -.007 -.021 ─ 7青少年自尊（5） 15.577 2.826 .139** .107* -.033 .006 -.047 .024 註： 青少年自尊（1）、青少年自尊（2）、青少年自尊（3）、青少年自尊（4）、青少
年自尊（5）表示五次施測的時間點；此相關係數為各變項之題項加總平均的得分進 行分析。
*p < .05. **p < .01.
由表1的相關分析可知，家庭凝聚力與各階段的青少年自尊皆呈現顯著正相 關（p < .01），表示家庭凝聚力對於各個年齡層的青少年而言，都有可能對自尊 產生影響，亦即，家庭凝聚力愈強，青少年自尊愈高。班級氣氛則是除了高三以 外，與各階段的青少年自尊也都有顯著正相關（p < .05），由此可見，國中時期 的班級氣氛較能夠影響青少年自尊，且班級氣氛愈好，自尊得分愈高；到高中之 後，國一時期的班級氣氛則較不會影響到青少年的自尊。然而，本研究在文獻探 討時曾提及，若以自尊的長期發展來看，班級氣氛對於自尊發展的影響應該大於 家庭凝聚力，但是，對照表1的結果卻發現，家庭凝聚力的影響似乎大於班級氣 氛，這是否與本研究所主張的論點背道而馳呢？其實不然。須說明的是，本研究 於文獻探討所主張的是班級氣氛與家庭凝聚力對於自尊長期發展的影響效果，而 表1的分析是國一階段時的班級氣氛與家庭凝聚力對於各階段自尊的影響，分析 方式採用的是單一時間點的分析，因此才會出現與文獻主張不一致的情形。而此 結果也僅供參考，因本研究的主要目的乃是採用縱貫性的分析瞭解國一時的家庭 凝聚力與班級氣氛對於學生自尊長期發展的影響。
二、階層線性模式分析
本研究以HLM進行資料分析，探討青少年自尊隨時間成長之變化及其可能 影響自尊成長速率的影響因素為何，層次一之解釋變項為時間，層次二之解釋變 項則為家庭凝聚力與班級氣氛。
（一）虛無模式
虛無模式主要在檢驗測量資料中是否具有組內一致性（consistency within- group）與組間變異（variances between-group），確認使用HLM分析的適當性。
其方程式如下：
Yti = π0i + eti
π0i = β00 + γ0i
其中，i = 1, 2, ..., n為個體，Yti為對青少年於時間點t所測量到的自尊；π0i為截距 項，代表青少年i的平均自尊得分；eti為層次一的隨機誤差，假定每一個eti均為常 態分配，其平均數為0且有共同的變異數σ2。β00為所有青少年樣本的平均自尊得
分，γ0i為層次二之隨機效果。
由表2可知，自尊之信度係數（ICC2）為.734，大於.70，表示此資料具有良 好的一致性，補充說明的是，ICC（2）是指測量數據的一致性程度，也就是信 度（reliability）的意思。ICC（2）是延伸自組內相關係數，它是計算一人重複測 量在某個題項的得分，經求重複測量的平均數做為該組分數，然後計算這個題項 的組間變異數，再除以這個題項各組間平均數的變異數；換言之，ICC（2）的 內容是在計算組間變異數占各組平均數的變異數的比例。
整體ICC（2）的定義為：
ICC J
j j
J
2 =∑=1λ
（ ）
換言之，將λj取平均數，就是ICC（2）。如果信度夠大，亦即，用一人重複 測量的平均數代表組織的分數是可以被信賴，其可靠性是夠的。此外，層次二之 個體間變異成分（between group component, τ00）顯著異於0（χ2 = 10296.384，df
= 2616，p < .000），滿足階層線性成長模式中，依變項的個體內與個體間必須 存在顯著變異之要求。層次一之個體內變異成分（within group component, σ2） 之值為5.284；計算出組內相關係數ICC之值為.416，遠高於.059的標準，屬於高 度關聯（溫福星，2006），即個體內相關係數高。由上可知，在自尊的總變異量 中，有41.6%是由於不同個體所造成的；換言之，自尊存在著學生間與學生內變 異，不同學生間的自尊得分有顯著的差異，因此，適合進行後續之HLM分析。
（二）非條件化成長模式
當虛無模式得到驗證後，接著進行非條件化線性成長模式與成長曲線模型之 檢定，以驗證層次一中的斜率與截距是否存在。變遷速率須透過兩個變數來表 示：時間（time）與時間平方（time2）（Fitzmaurice, Laird, & Ware, 2004），其 成長可能是緩慢、減少或加速，因此，更複雜的成長曲線則需解釋其成長速率
（謝俊義，2010）。以下為青少年自尊線性成長模型及成長曲線模型之方程式。
線性成長模型方程式：
Yti = π0i + π1i (Time)ti + eti
π0i = β00 + γ0i
π1i = β10 + γ1i
成長曲線模型方程式：
Yti = π0i + π1i (Time)ti + π2i (Time)2ti + eti
π0i = β00 + γ0i
π1i = β10 + γ1i
π2i = β20 + γ2i
謝俊義（2010）表示，若要評估成長曲線模型是否比線性成長模型適配度來 得好，可使用概似比考驗（likelihood ratio test）來評估，估計方法為最大概似估 計（full information maximum likehood, FIML）。所以，關於時間的變化率，本 研究先進行非條件化線性成長與成長曲線等兩個模式的概似比考驗，將此二模型 的離異數統計量進行比較。數據指出，第一個線性模型的離異數為52267.362，
第二個成長曲線的離異數為52106.204，兩者之差為161.158，此差服從自由度為 4的卡方分配，考驗結果達到顯著（p < .000），表示兩模式之間有差異，使用簡 化之線性模式並不恰當。據此，本研究採用二次曲線成長模式，以檢驗青少年自 尊是否存在不同的截距與斜率。
如表2所示，非條件化成長模式中，青少年自尊初階段之固定效果β00 = 16.115（SE = .055），達到顯著水準（p < .001），平均成長率β10 = -.352（SE = .034），達到顯著水準（p < .001），平均加速度β20 = .038（SE = .004），亦達到 顯著水準（p < .001）。平均成長率β10為負值，而平均加速度β20為正值，可知青 少年自尊變化為一開口向上之圖形，表示青少年自尊成長呈現先下後上之趨勢，
換言之，青少年自尊從國一開始逐年下降，直至國三時自尊得分降至最低，到高 中與大學時期才逐漸回升。隨機效果部分，測量個人成長曲線參數變異情形之估 計值，截距項的變異r0i = 4.506，達到顯著水準（p < .001），平均成長率變異r1i
= 0.409，達到顯著水準（p < .001），平均加速度變異r2i = .004，亦達到顯著水準
（p < .001）。結果指出，截距項與二次項之變異皆達到顯著，表示在2000年國 一時個體間之自尊及加速度存在顯著差異。
對於二次成長模型而言，某一特定時間的成長率為成長率模型的一階導數，
其公式為：π1i + 2π2i（Time）。據此，青少年自尊從國一到國二時的平均成長 率為-.277（即-.353 + 2 × .038 × 1），國三時為-.201，高三時為.027，大二時 為.198。亦即，青少年自尊從國一到國二是屬於負成長，平均下降.277個單位，
國二到國三亦持續呈現負成長，平均下降.201個單位，進入高中後，青少年自尊 成長率轉變為正值，表示在高中時期，青少年自尊呈現正向成長，平均成長.027 個單位，直到大二時仍持續成長，平均成長.198個單位。雖然統計分析結果呈現 青少年成長趨勢呈現先下後上的成長趨勢，但是，若從表2的固定效果來看，整 體學生在國一到大二之間自尊原始總分的成長變動非常小，參看隨機效果後，
發現學生間成長曲線的變異並不大。也就是說，在臺灣的國一到大二學生的自尊 變動情形雖是先下後上，但其幅度並不大，或許藉由更大規模的樣本數（因目前 僅侷限在大臺北及宜蘭地區）或更長時間（目前七年）的觀察與調查，更可窺探 臺灣青少年自尊發展的完整面貌。因此，就統計分析結果來看，本研究的假設 一：青少年自尊之成長趨勢會呈現先下後上的成長趨勢應是可以成立的；但此資 料的解釋應更為謹慎、保守些。重要的是，過去研究（巫博瀚、陸偉明，2010；
Kutob et al., 2010; Uszyńska-Jarmoc, 2007）對於自尊之縱貫研究僅提出自尊會隨 年齡而逐漸下降，且其調查年度均為三年以內，但本研究調查青少年從國一到大 二共七年的自尊變化趨勢卻發現，青少年自尊在國中時期呈現下降趨勢，而從國 三到大二卻是正向成長，此研究結果正可彌補先前研究不足之缺口。
表2
階層線性模式分析結果摘要
虛無模式 非條件化成長模式 條件化成長模式
係數 標準誤 t值 係數 標準誤 t值 係數 標準誤 t值
固定效果 初階段自尊（π0i）
β00 15.732 .044 355.576*** 16.115 .055 292.716*** 16.114 .053 304.064***
β01 .096 .012 7.727***
β02 .153 .024 6.261***
（續下頁）
虛無模式 非條件化成長模式 條件化成長模式
係數 標準誤 t值 係數 標準誤 t值 係數 標準誤 t值
固定效果 平均成長率（π1i）
β10 -.352 .034 -10.300*** -.354 .034 -10.379***
β11 .006 .007 .889
β12 -.035 .015 -2.336*
平均加速度（π2i）
β20 .038 .004 8.563*** .039 .004 8.611***
β21 -.001 .001 -1.487
β22 .004 .002 2.021*
隨機效果 變異數
成分 χ2 p值 變異數
成分 χ2 p值 變異數
成分 χ2 p值
eti 5.284 4.382 4.358
r0i 3.761 10296.384 .000 4.506 5454.058 .000 3.955 5121.156 .000
r1i .409 2898.374 .000 .422 2914.964 .000
r2i .004 2728.453 .000 .004 2743.140 .000
*p < .05. **p < .01. ***p < .001.
由研究結果可知，國中階段的青少年可能因為自我認知尚屬不足，自尊成長 趨勢呈現下降趨勢；反觀高中及大學階段，由於認同的轉向及自我觀念的支配，
個體能夠從求學和工作中找到自我的興趣，並且從生活經驗中學習，逐漸形成自 我目標，建立自我觀念與形象（林正文，2002），導致此階段的自尊發展呈現 上升趨勢。此外，國中時期青少年由於穩定性較弱，易對自我產生不滿意與不認 同，待其社會化程度足夠，也就是在高中或大學階段，穩定性較強，便會對自我 較為認同，產生較高的自尊，這也是青少年自尊發展呈現U字型先下後上趨勢的 可能原因。
（三）條件化成長模式
由於非條件化成長模式的截距項與斜率項變異成分達到顯著，需要繼續進行 條件化成長模式的分析，以檢驗層次二變項（家庭凝聚力、班級氣氛）對青少年
自尊的影響及其是否會對自尊成長趨勢中產生不同的成長速率。分析之模型如下 所示：
Yti = π0i + π1i (Time)ti + π2i (Time)2ti + eti
π0i = β00 + β01（家庭凝聚力）+ β02（班級氣氛）+ γ0i
π1i = β10 + β11（家庭凝聚力）+ β12（班級氣氛）+ γ1i
π2i = β20 + β21（家庭凝聚力）+ β22（班級氣氛）+ γ2i
條件化成長模式如表2所示，青少年初階段之自尊（π0i）部分，平均數
（β00）為16.114，解釋變項中家庭凝聚力（β01）與班級氣氛（β02）分別為.096 與.153，均達顯著，表示青少年國一時的自尊有顯著的個體間差異，亦即，家 庭凝聚力與班級氣氛會對於青少年初階段之自尊產生影響。由表中分析結果可 知，青少年初階段自尊會因為家庭凝聚力（t = 7.727，p = .000）與班級氣氛（t = 6.261，p = .000）之不同而有所差異。其中，家庭氣氛愈佳之青少年，其自尊愈 高；且班級氣氛愈好者，自尊也會愈高，二者有正向關聯。須特別提及的是，本 研究所分析之層次二對於層次一變項之直接效果，並非如同過去文獻以橫斷式研 究進行討論，而是以家庭凝聚力與班級氣氛預測青少年國一時的自尊，此分析結 果支持本研究假設二：家庭凝聚力對青少年初階段之自尊有正向影響，以及假設 三：班級氣氛對青少年初階段之自尊有正向影響；換言之，家庭凝聚力與班級氣 氛可有效預測青少年國一時的自尊。此外，截距誤差項隨機效果部分，其變異數 成分（τ00）之值為3.955，χ2值達到顯著，表示仍存在能夠影響青少年自尊截距差 異的個體層次變數尚未被本研究所討論；也就是說，可能還有其他因素會影響青 少年國一時的自尊。
在成長曲線模式的調節效果部分，班級氣氛之係數達到顯著（t = 2.021，p = .043），表示班級氣氛會調節青少年個體間自尊的二次成長曲線趨勢，且由表中 數據可知，β20為正值，β22亦為正值，表示班級氣氛對於青少年自尊的成長曲線 具有影響效果；也就是說，青少年自尊之二次成長曲線趨勢呈現先下後上之開口 向上圖形，且當國一時的班級氣氛愈好，青少年自尊的成長速率變化會愈明顯。
若分不同的發展走向來看，當國一到國三的自尊為向下的成長趨勢時，因為β22為 正值，所以為負向的調節，表示自尊原本呈下降趨勢，若在班級氣氛愈佳的情況
下，下降幅度（斜率）會愈緩和；相反地，當高中開始的自尊呈現上升趨勢，因 為β22為正值，所以為正向的調節，表示在班級氣氛愈佳的情況下，上升幅度（斜 率）也會愈大，表示自尊的正向發展也會愈快速。同時，也需再次強調的是，此 分析討論的班級氣氛指的是國一時期的班級氣氛。從先前計算之青少年自尊各階 段成長率看來，國一到國二、國二到國三的成長率屬於負成長，因此在此階段 中，班級氣氛較好的青少年其自尊反而下降愈快；而國三到高三、高三到大二的 成長率屬於正成長，因而此階段中班級氣氛較好的青少年其自尊上升速率則較班 級氣氛不佳者上升得更快。
相較於班級氣氛對於青少年自尊成長速率的調節效果，家庭凝聚力對於青少 年自尊的成長速率則無顯著影響。此結果支持本研究之假設五：班級氣氛對青少 年自尊的成長速率具有影響，而拒絕本研究假設四：家庭凝聚力對青少年自尊的 成長速率具有影響。本模式之變異數成分達到顯著（τ22 = .004，p = .000），表 示仍有其他屬於個體層次，但尚未被探討到的變項會影響到青少年自尊的二次成 長曲線趨勢。
關於班級氣氛對青少年自尊成長速率的影響，由於相關文獻中尚未有研究獲 致類似的研究結果，因而本研究輔以社會心理學的相關理論，嘗試討論可能原 因。按照班級的社會體系理論，班級中學生行為改變的問題，須從班級社會體系 的觀點加以探討，在制度與個人之間，團體生活可以形成一種班級氣氛，此種氣 氛則會影響班級中學生的意向；換言之，國一時的班級氣氛是相當有可能影響學 生的自尊發展，尤其本研究是以延宕效應來探討國一時的班級氣氛對於自尊縱貫 發展的影響，這是與過去研究大不相同的；也就是說，國一時的班級氣氛不僅僅 是對於國一時的自尊有影響，也會影響到後續的自尊發展，且在自尊下降時，若 能有良好班級氣氛的支持，青少年的自尊下降趨勢將可較緩；而若是在高中、大 學時期的自尊上升趨勢來看，若青少年還能有良好班級氣氛的支持，則自尊上升 的幅度將更明顯。再者，本研究以延宕效應討論國一時的班級氣氛與家庭凝聚力 對後續自尊長期發展的影響，研究結果顯示，僅班級氣氛有影響。由此可知，孩 子所處班級氣氛的影響將大於家庭凝聚力，且這影響效果將延伸至大學時期。再 次提醒家長，必須重視孩子在校的表現、行為，尤其是所處班級的氛圍更是重 要。
伍、結論與建議
一、結論
（一）青少年自尊之成長趨勢會隨時間呈現先下後上的成長趨勢
青少年自尊的發展在七年之間呈現先下降後上升（開口向上）的趨勢，且若 分別以各時間點的成長率來看，國中階段的青少年其自尊呈現下降趨勢，從國三 以後到高三、甚至大二，自尊又向上回升，且由研究數據可得知，青少年的自尊 於國三時到達最低點。但就國中後的青少年自尊得分看來，高三時期的青少年自 尊相較於國中階段呈現正向成長；換言之，雖然國三與高三時期皆為青少年面臨 升學壓力的關鍵時刻，高三時的自尊卻顯著較國三時來得高。研究者雖然無法確 定是否由於廢除聯考且廣設大學，使得高等教育普及化後，升大學的課業壓力下 降而導致青少年自尊得分得以提升，但與國三時相較，高三、甚至大學時的自尊 的確有明顯提升。由於青少年的自尊與自我認同及壓力挫折之因應有密切關聯，
而國、高中時期最主要的壓力來源不外乎升學壓力，如何讓青少年在此時期克服 壓力、肯定自我，而不為壓力所擊潰，一蹶不振，造成自尊低落的惡性循環，或 許才是教育當局迫切需要著手努力之目標。
（二）家庭凝聚力愈強，青少年自尊愈高
自尊除了會隨時間遞增呈現先下後上的成長趨勢外，在國一時也會受到家庭 凝聚力的影響，且二者間呈現正向影響；換言之，家庭凝聚力愈強，青少年國 一時的自尊會愈高，此研究結果符應過去對於家庭凝聚力與自尊間之相關研究。
推究其因，家庭對於個體而言，是出生後第一個接觸、也是初次學習社會化的場 所，家人更是扮演著促進個體發展的重要角色，孩子的食衣住行無一不靠父母供 給、生活上也較常與父母、兄弟姐妹等親人相處及互動，因此，家庭中的凝聚力 對孩子而言格外重要。當家中成員向心力強、願意支持彼此、互相幫助時，孩子 較容易產生自我認同，並建立正確且正向的自我價值觀，因而家庭凝聚力愈強的 孩子，其自尊會愈高。
（三）班級氣氛愈佳，青少年自尊愈高
班級氣氛與青少年自尊間呈現正向關聯；換言之，當班級中之成員能夠相互 協助、彼此合作時，國一時的青少年自尊會愈高。青少年時期的發展危機為自 我認同，而重要他人則是同儕，青少年須能獲得同儕的認同，才能進一步認同自 我價值。求學階段的青少年，幾乎大部分的時間都在學校，與同學、教師的互動 也最頻繁，特別是國、高中時期，共同的升學壓力使得班級成員產生相互支持的 動力，當青少年能夠融入到班級當中成為一份子，進而產生歸屬感時，便能夠對 於自我價值有更正面的評價，進而提升自尊。因此，若是能夠營造良好的班級氣 氛，將會對國一時的青少年自尊有正向之幫助，此亦彌補先前研究缺乏班級氣氛 對自尊探討之缺口。
（四）班級氣氛影響青少年自尊之成長趨勢
本研究發現，班級氣氛會於青少年自尊的成長曲線中扮演正向影響效果，強 化自尊成長曲線的趨勢；也就是說，青少年自尊之二次成長曲線趨勢呈現先下後 上之開口向上圖形，且當國一時的班級氣氛愈好，青少年自尊的成長速率變化會 愈明顯。若由不同的發展走向來看，當國一到國三的自尊為向下的成長趨勢時，
如果班級氣氛愈佳，下降幅度（斜率）會愈緩和；相反地，當高中開始的自尊呈 現上升趨勢，如果班級氣氛愈佳，上升幅度（斜率）也會愈大，表示自尊的正向 發展也會愈快速。具體而言，對於自尊呈現負成長的國一到國三來說，班級氣氛 愈佳的青少年，自尊的負成長會愈緩和，而對於自尊呈現正成長的國三到大二而 言，班級氣氛愈佳的青少年，自尊的正成長也會愈明顯。
此研究結果於先前關於班級氣氛與自尊之相關研究中均未發現以縱貫性分析 的結果，推斷其因，本研究之班級氣氛主要以同學間的互助合作和給予協助進行 測量，而自尊則以個人本位之自我評價進行衡量（如我很滿意我自己、我沒有辦 法解決發生在自己身上的事等）。因此，在國一到國三之青少年初期階段，對於 課業壓力較大且身心尚未成熟的青少年而言，當班級氣氛愈好，個體若能藉由同 學的協助，配合並融入團體，提升自我價值與評價，導致青少年自尊下降的趨勢 將較緩；再者，在高中與大學階段，由於各項高等教育普及化政策之影響，青少 年於此階段的升學壓力下降，且此時期青少年身心發展漸臻成熟，對自我的評價 更為積極、正向，是而自尊於此時呈現上升趨勢，故當班級氣氛愈好，個體會因
為受到班級成員的互動回饋，進而肯定一己之價值，使自尊上升之趨勢愈明顯。
且高中與大學之後，國一階段的班級氣氛對其影響減弱，加上心智較為成熟，對 自我逐漸產生定向且正向的評價，因而自尊呈現上升趨勢，故在這個階段中，班 級氣氛較好的青少年其自尊隨時間上升的速率也會愈快。
二、建議
（一）對於青少年教育實務上之建議
1. 導師應致力於營造良好班級氣氛，更需留意學生之個別心理發展
由本研究結果可知，班級氣氛對於青少年之自尊有顯著之正向影響；亦即，
當班級氣氛愈佳、同儕間互動情形良好時，青少年的自尊會愈高。據此，班級導 師必須於班級經營中鼓勵班級成員互助合作、相互包容，此舉除了能使班級中擁 有和諧的學習氣氛外，更能使班級成員之自尊提升。值得一提的是，本研究由成 長率之計算可得知，自尊呈現負成長的階段為國一到國三，此時期正值青少年性 情較不穩定、心態較為矛盾的成長期，個體會在意他人的評價，希望透過與他人 的互動尋求自我認同，因此，教師除了致力於團體層面之班級氣氛的營造外，更 需留意班級中青少年其個體的心理發展與困難。特別是在升學競爭如火如荼而青 少年身心卻尚未成熟的國中階段，導師可以引導學生逐漸以成熟的心態面對團體 生活，使良好的班級氣氛成為青少年發展的助力。此外，讓孩子學習面對壓力，
不要將學業成就視為個人價值的全部來源，鼓勵青少年多參與社團活動、甚至廣 泛地培養專長與興趣，均可能使青少年在升學壓力繁重的狀況下，仍能保有較高 的自尊。
2. 家長應多投注心力關懷青少年，提升家庭凝聚力
由本研究結果可知，家庭凝聚力對於青少年之自尊有顯著之正向影響；亦 即，當家庭凝聚力愈高、家人之間的情感聯繫愈佳時，青少年之自尊會愈高。然 而，家庭凝聚力並未於青少年自尊成長趨勢中產生調節效果；換言之，家庭凝聚 力的高低只對國一時的青少年自尊有直接、正向的影響，對於青少年縱貫性之自 尊發展歷程則無顯著的影響。為何身為青少年親密且重要他人的父母與手足，卻 對其自尊的發展沒有影響力呢？探究其因，可能是因為隨著青少年的成長，同儕 團體對青少年的影響力較大且較為重要；反之，家庭對其影響程度則逐漸減少，
