社會緊張對於高中職生毒品防治宣導 與毒品使用態度之影響

社會緊張對於高中職生毒品防治宣導 與毒品使用態度之影響

陳芝吟

李承傑

董旭英

摘　要

本研究基於緊張理論的觀點，探究社會緊張對於高中職學生對毒品防治宣導 的態度與毒品使用態度的影響。針對臺灣南部三縣市共1,277 位公私立高中職學生 進行問卷調查，採用偏最小平方法之結構方程模型分析資料，並以多群組比較性 別在此模型的差異。本研究發現不同緊張因素對於毒品使用態度的影響路徑有所 不同。日常生活困擾和學校緊張關係會透過認同非法手段影響毒品防治宣導與毒 品使用態度；學校負面事件不僅對於毒品防治宣導與毒品使用態度具有直接影響，

而且會透過認同非法手段產生間接影響。在多群組比較方面，性別在學校緊張因 素對於毒品防治宣導與毒品使用態度上具有調節效果，顯示男女生在此一模型有 不同的影響路徑。社會緊張在青少年毒品使用態度上扮演重要的角色，建議學校 不僅要多方關懷青少年的日常生活，也要加強青少年毒品的認知教育，減低毒品 使用的可能性。

關鍵詞：社會緊張、毒品防治宣導、毒品使用態度、認同非法手段

【通訊作者】李承傑電子信箱：s94102906@mail2000.com.tw

The Effects of Social Strains on the Illicit Drugs Prevention and the Attitude toward Illicit Drugs

Use for High School Students in Taiwan

Chih-Yin Chen

Ph. D. Candidate, Institute of Education, National Cheng Kung University

Cheng-Chieh Li

Associate Professor, School of Education, Zhaoqing University

Yuk-Ying Tung

Professor, Institute of Education, National Cheng Kung University

Abstract

Based on strain theory, the aim of this study was to explore the effects of social strains on the illicit drugs prevention and the attitude toward illicit drugs use among high school students. This study was to survey 1277 participants from public and private high and vocational schools in southern Taiwan, including Tainan, Kaohsiung, and Pingtung, and to analyze the data with partial least squares – structural equation modeling as well as multiple group comparison. This study indicated that there were different paths that various strain factors influenced the attitude toward illicit drugs use. Daily life distresses and school strain relationships had indirect positive effects on the illicit drugs prevention and the attitude toward illicit drugs use through illegitimate means. In addition, school negative events not only had direct positive effects on the illicit drugs prevention and the attitude toward illicit drugs use, but also had indirect positive effects on those through illegitimate means. Moreover, gender had a moderate effect on this model, in which the influential path for males was different from that for females. In brief, the strains play a significant role on the attitude toward illicit drugs for teenagers. The academic authorities should pay more attention to their daily life and enhance the cognition of illicit drugs.

Keywords: social strains, illicit drugs prevention, attitude toward illicit drugs use, illegitimate means

Cheng-Chieh, Li’s Email: s94102906@mail2000.com.tw (Corresponding Author)

壹、緒論

長期以來，臺灣在毒品防治工作投入相當大的努力，使得青少年毒品氾濫問 題得以控制且逐漸趨緩，但是截至2019 年 7 月學生毒品使用統計仍以第三級毒品 最多，而且依據教育部校安通報資料顯示，高中職生施用毒品人數最多，其次是 國中生（衛生福利部，2019）。青春期的青少年正值進入身心轉變的狂飆期，隨著 年齡增長，毒品使用的可能性有增加的趨勢（Wong & Manning, 2017）。青少年之 所以會出現毒品使用的行為，有可能是因為對毒品出現偏差的態度與認知，因此 有些研究會透過毒品使用態度的量測，來預測毒品使用行為的發生機率（Baldwin, Scott, DeSimon, Forrester, & Fankhauser, 2011; DuPont, Campbell, Campbell, Shea, &

DuPont, 2013），尤其是針對國高中職時期的青少年。是以，本研究依據教育部校 安通報資料，以施用毒品人數最多的高中職生為調查對象，由於無法取得官方實 質用藥情形，所以僅以探究毒品使用態度的情況，作為預防毒品使用的機制。

然而，造成青少年毒品使用的成因，很可能是受到偏差同儕的影響或是用藥 同儕的邀約（Russell, Trudeau, & Leland, 2015）；也可能是因為傳統社會鍵（social bondings）的保護功能減弱，導致抗拒毒品自我效能感降低（Rigg & Ford, 2014;

Watkins, 2016）；也有可能是青少年遭遇到負面事情發生，或是與他人產生負面人 際關係，導致無力調節自我的負面能量，產生負面情緒反應或狀態，例如生氣、

沮喪和恐懼等（Agnew, 2001），此時的沮喪情緒就很可能促動青少年使用毒品，

以逃避負向的緊張來源（Stogner & Gibson, 2011）。是以，本研究從緊張理論的觀 點出發，來探討青少年遭受到日常生活困擾、學校緊張關係、學校負面事件，以 及認同非法手段對於毒品使用態度的影響。此外，加以探究學生知覺學校毒品防 治宣導對於毒品使用態度的影響，能否形成保護作用以改善青少年偏差的毒品使 用態度。

一、青少年毒品使用態度

過去研究顯示，青少年之所以出現毒品使用的行為，部分原因是對於毒品出 現偏差的認知和態度，因此有些研究會透過毒品使用態度的量測，來預測毒品使 用行為的發生，或是利用毒品使用態度量表來檢驗毒品使用防治教育的成效。例 如Bridges 等人（2003）研究發現青少年隨著年齡的增長，對於古柯鹼的認識有

所提升，所以毒品使用態度愈不偏差，建議學校應該在教育過程中給予學生多一 點毒品的認知，以增強學生反毒的態度。Baldwin 等人（2011）研究發現對於毒 品使用態度較為投機或冒險的大學生，使用毒品的行為頻率也愈高。李景美等人

（2008）歷經三年追蹤臺北高職生的物質成癮行為，發現，拒絕成癮物質自我效 能和反對物質濫用態度可以顯著預測高職生開始使用成癮物質的行為。李承傑、

郭玲玲與董旭英（2017）採用美國監督之未來（Monitoring the Future）資料庫分 析美國高中生對於大麻使用態度與行為的關連性，發現美國高中生對於大麻使用 的態度愈偏差，使用大麻的次數也愈頻繁。

從上述過去研究顯示，在無法取得官方實質有毒品使用的對象時，可藉由毒 品使用態度的量測，來預測毒品使用行為。是以，本研究在無法取得校園中學生 實質用藥樣本的情況下，僅能探究學生毒品使用態度作為毒品使用行為的預測。

二、毒品使用防治宣導

影響青少年毒品使用的成因除了危險因子的引誘之外，預防青少年毒品使用 的保護作用更不能忽視，尤其是世界性組織和國家政府部門的防治策略。例如聯 合國毒品和犯罪問題辦事處（United Nations Office for Drugs and Crime, UNODC）

制定了「中小學校園預防藥物濫用教育指南」，針對校園預防藥物濫用教育提出 各項方案策劃（UNODC, 2004）。美國在國家科學研究委員會（National Research Council）的推動下，開展許多青少年藥物濫用防治的方案和計畫（楊士隆、吳志 揚、李宗憲，2010；楊士隆、顧以謙、鄭凱寶，2017）。日本規劃了毒品使用防 治五年計畫，根絕青少年濫用藥物及提升毒品使用的意識，規定國高中每年至少 要舉行一次防止毒品使用教育（馬友群，2014）。義大利在中小學課程中推行生 活技能訓練（Life Skills Training），規劃一系列有關藥物濫用防治的課程（Velasco, Griffin, Antichi, & Celata, 2015）。Pereira、Paes 與 Sanchez（2016）調查巴西中小 學有關校本藥物濫用防治課程，有42.5% 的學校規劃了藥物濫用防治宣導。雖然 臺灣在學校正式課程中沒有藥物教育的規劃，但是教育部仍不遺餘力地推動各項 毒品使用防治計畫，例如早期的春暉專案和紫錐花運動，近年來結合中央和地方 資源，針對學校教育推動的「新世代反毒策略行動綱領」和「防治學生藥物濫用 實施計畫」（教育部，2019）。這些政策和方案主要針對學校中的青少年，進行 校園藥物防治宣導工作，協助青少年瞭解藥物的知識與毒品使用的危害，希冀青

少年能夠遠離藥物並做出明智的抉擇。

除了世界組織和國家政府的政策推動，還有許多個別針對藥物濫用防治設 計或規畫介入方案，以及對於上述政策分析其實質成效的研究，例如Clark、

Ringwalt、Shamblen 與 Hanley（2011） 執 行 美 國 SUCCESS 藥 物 濫 用 防 治 計 畫

（Schools Using Coordinated Community Efforts to Strengthen Students）一年之後，

發現青少年知覺大麻使用對身體的危害具有顯著的轉變，認知毒品使用對身體健 康的嚴重性。李福恩與傅有生（2014）以結構方程模型來探究高中職校推行紫錐 花運動反毒宣導評價與需求之間的關聯性，發現學生透過各類動態反毒宣導訊 息和參與，學生反毒知能較以往增加，接觸他人所提供之資訊而導致態度的改 變，建議反毒宣導訊息或活動設計應與學生的日常生活和興趣結合，使得學生容 易接近與理解，進而改變其認知與評價。Espada、Gonzálvez、Orgilés、Lloret 與 Guillén-Riquelme（2015）回顧 21 篇西班牙 2002 至 2013 年關於藥物濫用防治方 案成效的實證研究，發現這些研究在成效的效果量雖然不是很高，但是對於藥物 使用態度的前後差異有很高的效果。廖容瑜、黃久美、葉敏芳、姜智惠與郭鐘隆

（2015）開發了 15 個 Flash 動畫搭配藥物教育課程的介入方案，發現透過 Flash 動 畫搭配藥物教育課程的學生在毒品使用率上有所下降，而且在生活技能、知覺行 為控制與行為意圖的得分都有顯著進步，顯示Flash 動畫融入藥物教育可有效改 變學生的毒品使用行為、生活技能、知覺行為控制及行為意圖等社會心理。李蓉 蓉、邱惟真與江湧益（2017）從春暉輔導成功個案中歸納出中學藥物濫用三級預 防32 項輔導策略與方法，認為社會資本是在進行春暉專案輔導中扮演重要關鍵，

心理資本更是檢驗三級預防的重要指標。Schwinn 與其同事開展一系列以網際網路 作為推動藥物濫用防治的平台，檢測其防治的功效（Schwinn, Hopkins, & Schinke, 2015; Schwinn, Schinke, & Di Noia, 2010; Schwinn, Schinke, Hopkins, Keller, & Liu, 2017; Schwinn, Schinke, Keller, & Hopkins, 2019）。其最新研究以 Facebook 為媒介，

來傳遞藥物濫用防治的廣告和資訊給青少年，追蹤2 至 3 年後發現持續兩年計畫 下的青少年比對照組的青少年更具有抗拒毒品的態度和行為，而且使用毒品的行 為比例明顯少於對照組；更甚者，持續三年計畫的青少年焦慮感比較低，更具有 抗壓性和強烈的抗拒毒品自我效能（Schwinn et al., 2019）。

是以，目前國內學校正式課程中並無像日本等國所規畫的藥物教育課程，不 過在政府執行各項計畫下，各級學校仍持續進行毒品濫用防治宣導，例如講座、

反毒活動、宣導海報等。本研究認為學生知覺學校毒品使用宣導的成效愈好，應 該會影響毒品使用態度，形成保護作用，不易有偏差的毒品使用態度。

三、緊張理論

緊張理論可分為以Merton 為代表的古典緊張理論（classic strain theory），以 及Agnew 的一般化緊張理論（general strain theory）。Merton 的古典緊張理論認 為個體在追求期望目標的過程中，無法使用合法的手段來達成其目標，則會產生 迷亂狀態（anomie）與壓力，導致個體會偏向採取非法手段（Cloward, 1959）。

Cloward 與 Ohlin（1960）進一步解釋，個體是可以同時採用合法或非法手段來實 現所追求的期望目標，但是當這過程遭遇阻礙，個體不能以合法手段取得時，就 會提高了非法手段滲入的機會，趨向認同非法手段。然而，Agnew（1992）認為 古典緊張理論過於強調物質層面的解釋，而且焦點都放在低社經地位或弱勢族群，

忽略了中產階級的犯罪行為，認為應該還有其他社會因素和個人特質對於犯罪行 為的影響。因此，他補強古典緊張理論的不足，認為個體產生緊張是因為期望與 成就之間的落差，所以無法達成正向價值目標，或是個體在日常生活中失去正向 刺激，或是出現負向刺激，所以個體處於負向影響狀態，導致產生憤怒、挫折與 焦慮等負面情緒（Agnew, 1985），以全面性的理論觀點發展出一套來解釋犯罪和 偏差行為的形成原因。Agnew（2001）指出，當個體遭遇到負面狀態時，若無法 使用有效策略或方法來減輕此負面情緒，則很可能採取直接行為來面對負向刺激，

例如採用暴力行為來攻擊緊張源，以化解個體自身的憤怒；也可能以用藥或是吸 毒等間接方式來回應緊張源，以舒緩個體當下的負面狀態。是以，緊張理論涵蓋 了古典緊張理論中認同非法手段的概念，以及一般化緊張理論中緊張壓力源對於 犯罪和偏差行為的影響。

臺灣目前已累積許多緊張理論的實證研究結果，以犯罪和青少年偏差行為的 研究為主（吳啟安、譚子文，2013；張楓明、譚子文，2011；許春金、鄭凱寶、

蔡田木，2010；董旭英，2003，2009；蔡東敏、譚子文、董旭英，2015；譚子文、

范 書 菁，2010；譚子文、張楓明；2012；譚子文、董旭英、葉雅馨，2010），

關於毒品的研究比較少。例如董旭英（2003）驗證一般化緊張理論對於青少年偏 差行為成因的適用性，發現國中生面對愈多的負面生活事件和生活困擾經驗，他 們愈容易發生偏差行為，特別是國中生與老師的緊張關係程度愈高，偏差行為出

現的頻率愈高。許春金等人（2010）以生命歷程的觀點探究負面家庭事件、負面 人際關係和生活壓力對於犯罪的持續與變化，發現相較於無犯罪紀錄者，有犯罪 紀錄者遭受家庭生活事件和負面人際關係的生活壓力比較大，而且控制人口變項 後，負面家庭事件、負面人際關係和生活壓力都會正向影響犯罪次數。譚子文等 人（2010）使用董氏基金會資料進行分析，發現大學生知覺經濟與目標期望落差 愈大，遭受日常生活困擾愈多，其內化適應問題愈嚴重。張楓明與譚子文（2011）

以動態分析觀點來探討國中生初次偏差行為的發生，發現學業緊張關係愈高，初 次偏差行為的可能性愈高。譚子文與張楓明（2012）研究發現國中生與母親和老 師的負面關係愈嚴重，遭受負面生活事件愈多，其偏差行為的發生可能性愈高。

吳啟安與譚子文（2013）研究發現當國中生無法與老師維繫良好關係，本身自我 控制能力又不佳時，就會有較高的偏差行為。蔡東敏等人（2015）研究發現緊張 因素不僅直接影響到偏差行為，也會直接影響認同非法手段，但是緊張因素並不 會透過認同非法手段間接影響偏差行為。

四、緊張理論對於毒品使用的影響

關於緊張理論對於毒品使用的研究中，Agnew 與 White（1992）發現青少年 若經歷過多的負面生活件，會增加其藥物濫用行為、攻擊行為或其他各種偏差行 為發生的風險性。經歷負面事件或是負面關係的青少年，如果產生沮喪情緒而無 法透過合法管道排解，就很有可能會使用毒品來紓解此一狀況（Agnew, 2001）。

Liu 與 Kaplan（2001）研究美國白人在不同角色所遭遇到的緊張因素與毒品使用之 間的關係，發現個體在已婚或父母身分遭遇到緊張關係時，有較高的可能性會出 現使用毒品的行為。Gallupe 與 Baron（2009）研究加拿大街頭青少年同儕關係對 於藥物使用的影響，發現街頭青少年與他們另一半的關係不佳時，比較可能會使 用大麻或安眠藥等軟性藥物；被同儕犯罪性傷害或是肢體傷害的街頭青少年，則 比較可能會使用海洛因和古柯鹼等硬性藥物。Stogner 與 Gibson（2011）探究影響 健康狀況的緊張因素對於毒品使用初次使用和使用次數，發現在健康上有小毛病 的青少年比較會有較高程度的健康緊張，導致使用合法或毒品來因應這樣的緊張 源。Peck、Childs、Jennings 與 Brady（2017）研究顯示，美國不同族群的青少年 長期遭遇緊張壓力確實會造成他們長期使用藥物，尤其是黑人青少年長期遭受暴 力侵害，用藥的可能性超越白人和拉丁裔青少年。在臺灣的相關研究中，李承傑、

郭玲玲與董旭英（2018）以一般化緊張理論探究青少年抗拒毒品自我效能，發現 青少年面對學業緊張時，會透過接觸偏差同儕的影響，削弱自身的抗拒毒品自我 效能；而且當青少年在家庭、學校和師生關係呈現緊張時，愈認同非法手段，進 而降低抗拒毒品的自我效能。李承傑、陳芝吟與董旭英（2018）以理論整合的觀 點，顯示青少年愈認同非法手段，遭遇日常生活困擾愈多，其藥物濫用態度愈偏差；

而且發現古典緊張理論的認同非法手段對於藥物濫用態度的影響力相當大。

五、緊張理論的性別差異

Broidy 與 Agnew（1997）從一般化緊張理論的觀點，認為男性比較常關注與 自身成就與物質因素有關的緊張因素，所以比較容易產生趨向他人的負面情緒狀 態（例如憤怒），導致傾向採取他人導向的偏差行為（例如打架）來因應；女性 則注重人際關係有關的緊張因素，所以比較容易產生朝向自我的負面情緒狀態（例 如沮喪和焦慮），導致傾向採用自我毀滅性的偏差行為（例如吸毒）。後續許多 研究嘗試以一般化緊張理論來驗證性別在犯罪與偏差行為的差異，例如Piquero 與Sealock（2004）和 Jennings、Piquero、Gover 與 Perez（2009）重新檢驗 Broidy 與Agnew（1997）的論點，發現女性遭遇到緊張因素時所產生的憤怒並不亞於男 性，而且女性同樣會採取他人導向的偏差行為（例如人際攻擊）來反應其憤怒。

Kaufman（2009）的研究同樣發現不論男女遭受到嚴重緊張因素迫害（例如暴力受 害、家人或朋友自殺），都會採以他人導向或是自我毀滅性的偏差行為來因應。

Barbieri 與 Connell（2017）研究顯示，大麻使用或是毒品上並沒有性別差異，主 要原因是在面對不同的緊張因素，所導致不同的因應方法。

然 而， 有 些 研 究 是 支 持Broidy 與 Agnew（1997） 的 研 究 結 果（Mazerolle, 1998; Yun, Kim, & Morris, 2014），例如 Mazerolle（1998）探究男女性遭遇不同緊 張因素會有不一樣的回應方式，發現雖然男女性所遭遇的緊張種類或程度並沒有 差別，但是男性在負面生活事件對偏差行為的影響顯著大於女性，而且男性遭遇 負面生活事件和負面人際關係的因應手段，比女性更可能採取暴力方式。Yun 等人

（2014）研究南韓青少年發現，男生產生憤怒的負面情緒時，確實會以他人導向 的偏差行為作為回應，但是女生則不會。

有 些 研 究 則 呈 現 部 份 支 持Broidy 與 Agnew（1997） 的 研 究 結 果（Francis, 2014; Morash & Moon, 2007; Posick, Farrell, & Swatt, 2013），例如 Morash 與 Moon

（2007）研究發現，在南韓不論是男性或女性高中生都會因為與老師的負面關係 而引發暴力行為；女生在面對緊張因素時，確實會採取比較傾向自我毀滅性的偏 差行為，例如酗酒和抽煙。Posick 等人（2013）探究他人導向和自我導向偏差行 為回應的性別差異，發現女性不論是產生趨向他人或是朝向自我的負面情緒狀態，

都會以打架的方式回應緊張因素，但是男性產生沮喪的的負面情緒狀態愈濃，採 取打架的可能性會驟降；在自我傷害方面則沒有性別上的差別。Francis（2014）

研究發現，女生面對緊張因素後產生沮喪或焦慮，會提高大麻使用的頻率；當個 體遭受緊張因素後產生憤怒，不論男女生都會增加攻擊的偏差行為回應。

由上述可知，男女性遭遇到的緊張因素和程度不同，很可能產生不同的負面 情緒狀態，使得因應方式也有所差異；也有可能並無性別上的不同。是以，本研 究依據Broidy 與 Agnew（1997）的論點，女生面對緊張因素時，更可能採取自我 毀滅性的偏差行為，也就是說很可能會有較偏差的毒品使用態度。

總言之，從上述文獻中梳理出，毒品使用態度的量測可預測之後行為的可能 性，由於本研究沒有辦法調查到有毒品使用的高中職學生，所以僅能探究其使用 態度的偏差，作為預防毒品使用的機制，而且從預防重於治療的理念下，探究高 中職學生毒品使用態度的影響有其必要性且具有意義。因此，本研究以緊張理論 的概念，來探討對於高中職生毒品使用態度的影響，並且探討性別在此一影響機 制是否會呈現不同的樣態。

貳、研究方法

一、研究架構與假設

本研究依據前述文獻回顧來建構本研究模型（圖1 所示），以毒品使用態度 為依變項；以社會緊張為自變項，包含日常生活困擾、學校緊張關係與學校負面 事件，以認同非法手段和對毒品防治宣導的態度為中介變項。本研究認為，緊張 因素愈嚴重，毒品使用態度愈偏差；緊張因素愈嚴重，愈不認同毒品防治宣導；

緊張因素愈嚴重，愈認同非法手段；愈認同毒品防治宣導，毒品使用態度愈不會 偏差；愈認同非法手段，毒品使用態度愈偏差；緊張因素愈嚴重，愈不認同毒品 防治宣導，導致毒品使用態度愈偏差；緊張因素愈嚴重，愈認同非法手段，導致

毒品使用態度愈偏差；緊張因素愈嚴重，愈認同非法手段，導致愈不認同毒品防 治宣導，進而影響毒品使用態度。 

圖 1　研究架構圖

二、資料來源

本研究於2017 年 6 月上旬以臺南、高雄、屏東等臺灣南部三縣市公私立高中 職學生為研究範圍，進行問卷調查蒐集資料。採用立意取樣方式，在每一縣市挑 選一所公私立高中和高職學校，共計12 所；並於每所學校三個年級中隨機抽出一 個班級進行施測，故共有36 個班級的學生作為施測對象；共發出 1,310 份問卷，

實際回收且有效問卷為1,277 份，回收率達 97.48%。表 1 呈現本研究問卷調查之 研究對象基本背景資料分布。

表 1　研究對象之基本背景資料分布

基本背景 人數 百分比（%）

地區

臺南 400 31.3

高雄 430 33.7

屏東 447 35.0

學校類型

公立高中 364 28.5

私立高中 298 23.3

公立高職 318 24.9

私立高職 297 23.3

性別 男性 651 51.0

女性 626 49.0

年級

一年級 498 39.1

二年級 419 32.9

三年級 358 28.1

總計 1277 100.0

三、變項測量

（一）毒品使用態度

本研究採用張鳳琴（2011）所發展的青少年健康生活調查問卷，包括我認 為只試用一次毒品應該沒關係；我認為使用毒品可以和朋友更容易相處等七題，

採用Likert 四點量表測量，數值愈高，表示毒品使用態度愈偏差。以探索性因素 分析考驗此一量表之建構效度，取樣適切性量數（Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy, KMO）為 .906，Bartlett 球形檢定（Bartlett’s test of sphericity）

為6729.488（p < .05），以主軸因子法進行因素萃取出一個因素，各題因素負荷量 介於.760 ~ .889 之間，累積解釋變異量為 66.092%。在信度分析方面，Cronbach’sα 係數為.926。

（二）社會緊張

依據Agnew 一般化緊張理論的觀點，採用董旭英（2003）所發展的社會緊張 量表，歸納出三項常見緊張因素：

1. 日常生活困擾包括我覺得自己的外表沒有吸引力；大人總是忽略我的意見等五 題，採用Likert 四點量表測量，數值愈高，表示日常生活困擾愈高。經探索性 因素分析後，KMO 為 .812，Bartlett 球形檢定為 1625.474（p < .05），以主軸因 子法進行因素萃取出一個因素，各題因素負荷量介於.509 ~ .745 之間，累積解 釋變異量為42.685%。在信度分析方面，Cronbach’sα 係數為 .777。

2. 學校緊張關係是指與學校老師、同學和學業上的緊張關係等六題，採用 Likert 四點量表測量，數值愈高，表示學校緊張關係愈嚴重。經探索性因素分析後，

KMO 為 .657，Bartlett 球形檢定為 1685.106（p < .05），以主軸因子法進行因素 萃取，並採用Promax 斜交轉軸萃取出三個因素，各題因素負荷量介於 .624 ~ .822 之間，三個因素累積解釋變異量為54.361%（見表 2）。此外，從因素相關矩陣 來看，因素間的相關係數介於.356 ~ .473 之間，顯示此一量表適合採用斜交方 式轉軸。本研究依據量表構面和各因素的試題內涵命名為老師緊張、同學緊張，

以及學業緊張等三個因素。在信度分析方面，Cronbach’sα 係數為 .691。

（續下頁）

表 2　學校緊張關係之探索性因素分析樣式矩陣（n=1258）

試題內容 老師緊張 同學緊張 學業緊張

F1.1 老師不瞭解我 .822 -.056 .033

F1.2 老師總是忽略我的意見 .764 .072 -.035

F2.1 同學出遊時，並不喜歡邀請我參與 -.050 .837 .001

F2.2 班上同學很難相處 .070 .661 -.006

F3.1 我擔心無法考上心目中理想的學校 -.011 -.068 .655

F3.2 我的功課比不上別人 .015 .083 .624

解釋變異量（%） 33.866 10.472 10.023 累積解釋變異量（%） 33.866 44.338 54.361

同學緊張 .473

學業緊張 .368 .356

3. 學校負面事件係指在學校時是否發生過下列事情，包含在學校被偷；有人想 賣毒品給我等九題，採用Likert 四點量表測量，數值愈高，表示學校負面事 件愈嚴重。經探索性因素分析後，KMO 為 .793，Bartlett 球形檢定為 3918.334

（p < .05），以主成分法進行因素萃取，並採用 Promax 斜交轉軸萃取出兩個因 素，各題因素負荷量介於.438 ~ .862 之間，兩個因素累積解釋變異量為 57.893%

（見表3）。從因素相關矩陣來看，因素間的相關係數為 .371，顯示此一量表適 合採用斜交方式轉軸。本研究依據量表構面和各因素的試題內涵命名為他人因 素與個人因素。在信度分析方面，Cronbach’sα 係數為 .755。

表 3　學校負面事件之探索性因素分析樣式矩陣（n=1266）

試題內容 他人因素 個人因素

I1.5 有人對進行性騷擾或性侵害 .862 -.085

I1.4 有人勒索我或強奪我的東西 .845 -.081

I1.2 有人想賣毒品給我 .803 .046

I1.3 有人恐嚇我 .797 .065

I1.1 在學校被偷 .438 .184

試題內容 他人因素 個人因素

I2.4 因為其他行為問題而通知家長 -.040 .805

I2.3 因為翹課而通知家長 -.022 .789

I2.1 因行為問題被叫到學務處 .074 .725

I2.2 因為課業問題被叫到老師辦公室 .015 .626

解釋變異量（%） 40.634 17.259

累積解釋變異量（%） 40.634 57.893

（三）對毒品防治宣導的態度

本研究採用張鳳琴（2011）所發展的青少年健康生活調查問卷，包括我樂意 參加反毒活動；我認為學校所張貼的反毒宣導海報對學生有警惕作用等四題，採 用Likert 四點量表測量，數值愈高，表示愈認同學校毒品防治宣導，本文將此一 變項簡稱為「毒品防治宣導」。經探索性因素分析後，KMO 為 .804，Bartlett 球 形檢定為2801.703（p < .05），以主軸因子法進行因素萃取出一個因素，各題因 素負荷量介於.687 ~ .889 之間，累積解釋變異量為 64.800%。在信度分析方面，

Cronbach’sα 係數為 .876。

（四）認同非法手段

依 據Cloward（1959） 差 異 機 會 理 論 中 有 關 認 同 非 法 手 段 的 觀 點， 採 用 Menard（1995）所發展認同非法手段量表，包含為了得到父母的關愛，跟著他們 一起做壞事也是可以接受的；有時候要違反學校規定來吸引其他同學的注意；有 時候需要欺騙父母，以獲得他們的信賴等八題，採用Likert 四點量表，數值愈高，

表示愈認同非法手段。經探索性因素分析後，KMO 為 .904，Bartlett 球形檢定為 6474.198（p < .05），以主軸因子法進行因素萃取出一個因素，各題因素負荷量介 於.672 ~ .829 之間，累積解釋變異量為 60.864%。在信度分析方面，Cronbach’sα 係數為.903。

四、分析方法

本研究採用SmartPLS 3.2.6 統計軟體進行資料分析（Ringle, Wende, & Becker, 2015），以偏最小平方法之結構方程模型（partial least squares – structural equation

表 3　學校負面事件之探索性因素分析樣式矩陣（n=1266）（續）

modeling, PLS-SEM）來估計測量模型的信效度與結構模型的路徑係數，並以拔靴 法（bootstrap）反覆抽取樣本 5,000 次，驗證所有估計參數的顯著性。由於 PLS- SEM 主要的功能在於探索與解釋比較複雜的模型，使得預測能力最大化，又可 以克服多元共線性的問題，具有強韌性處理干擾資料與遺漏值，並且不受資料分 配的限制等優勢（Hair, Ringle, & Sarstedt, 2011），因此非常適合本研究主題。本 研究PLS 模型分析與詮釋分為兩個部分，第一個部分是檢驗測量模型的信效度；

第二個部分檢測結構模型路徑係數的顯著性與預測力；第三部分是以多群組比較

（multi-group comparison approach）來探討性別在此一模型的差異。

參、研究結果

一、基本描述性統計

表4 呈現本研究重要構面及其觀察變項之描述性統計與分配型態，除了學 校負面事件和毒品使用態度呈現非常態之外，其他觀察變項均符合常態性假設

（Kline, 2005）。雖然學校負面事件和毒品使用態度違反統計分析的常態性假設，

但是在實務面是合理且真實的，故本研究採用PLS-SEM 分析方法，具有不受資料 分配限制的優勢，所以並不會影響本研究統計分析結果。

表 4　研究變項之描述性統計摘要表

構面 觀察變項 樣本數 平均數 標準差 偏態 峰度

日常生活困擾 1276 2.269 0.612 0.126 0.076

學校緊張關係

老師緊張關係 1276 2.134 0.638 0.438 0.962 同學緊張關係 1276 1.811 0.630 0.628 0.871 學業緊張關係 1275 2.582 0.725 -0.222 -0.149 學校負面事件

他人因素 1276 0.051 0.235 10.183 141.993 個人因素 1276 0.180 0.479 4.364 23.924

（續下頁）

構面 觀察變項 樣本數 平均數 標準差 偏態 峰度

認同非法手段 1276 1.781 0.571 0.562 0.465

毒品防治宣導 1277 2.819 0.806 -0.550 -0.110

毒品使用態度 1277 1.139 0.364 3.290 13.587

二、測量模型之信效度分析

測量模型檢定包含內部一致性、收斂效度（convergent validity）與區別效度

（discriminant validity）。依據 Hair、Hult、Ringle 與 Sarstedt（2017）的建議，組 合信度（composite reliability）應該在 0.7 以上，以確認測量變項達到內部一致性；

因素負荷量也應該在0.7 以上，以確認測量變項的信度；平均變異萃取量（average variance extracted, AVE） 應 該 要 大 於 0.5 以 上， 以 確 認 其 收 斂 效 度； 最 後， 以 Heterotrait-Monotrait 法（HTMT）來檢定其區別效度。

表5 呈現本研究各構面測量模型之信效度分析，所有構面的因素負荷量大多 符合建議標準值，所有組成信度也都高於Hair 等人（2017）所提出的可接受門檻 值，而且AVE 也都高於 Hair 等人（2017）所建議的標準值。而且，學校緊張關係、

學校負面事件、認同非法手段等三個二階構面的測量模型都符合Hair 等人（2017）

所建議的標準值，顯示出本研究不論是一階或是二階的測量模型都具有良好的組 合信度和收斂效度。

表 5　測量模型之因素負荷量、組合信度與收斂效度

潛在變項 觀察變項 因素負荷量 Cronbach’sα 係數 組成信度 AVE

日常生活困擾 C1 .598 .777 .849 .532

C2 .661

C3 .799

C4 .786

C5 .780

老師緊張關係 F1.1 .896 .766 .895 .810

F1.2 .904

（續下頁）

表 4　研究變項之描述性統計摘要表（續）

潛在變項 觀察變項 因素負荷量 Cronbach’sα 係數 組成信度 AVE

同學緊張關係 F2.1 .883 .716 .876 .779

F2.2 .882

學業緊張關係 F3.1 .776 .569 .819 .695

F3.2 .888

他人因素 I1.1 .550 .807 .868 .574

I1.2 .821 I1.3 .833 I1.4 .747 I1.5 .801

個人因素 I2.1 .768 .726 .830 .551

I2.2 .634 I2.3 .776 I2.4 .782

認同非法手段 H1 .673 .905 .924 .604

H2 .749

H3 .698

H4 .828

H5 .805

H6 .808

H7 .825

H8 .816

毒品防治宣導 K1 .819 .876 .915 .729

K2 .810

K3 .895

K4 .889

毒品使用態度 J1 .839 .928 .942 .700

J2 .897

J3 .806

（續下頁）

表 5　測量模型之因素負荷量、組合信度與收斂效度（續）

潛在變項 觀察變項 因素負荷量 Cronbach’sα 係數 組成信度 AVE

J4 .823

J5 .853

J6 .827

J7 .807

學校緊張關係 老師緊張關係 .784 .702 .769 .529

同學緊張關係 .779

學業緊張關係 .604

學校負面事件 他人因素 .889 .806 .816 .692

個人因素 .771

在區別效度方面，當各構面的AVE 平方根皆大於構面間的相關係數，表示各 構面間具有一定的區別效度（Fornell & Larcker, 1981）。然而，Henseler、Ringle 與Sarstedt（2015）認為 PLS-SEM 中的區別效度若採用 Fornell 與 Larcker（1981）

的方法會被高估，所以他們建議採用HTMT 法來計算各構面間的相關比，若 HTMT 比值小於 0.85，才能表示構面間具有區別效度。從表 6 可看出，本研究中 採用二階潛在變項與自己所屬構面間的HTMT 比值大於 0.85 之外，其他構面間皆 小於0.85，而且二階潛在變項與非自己所屬構面間的比值也都小於 0.85，表示本 研究各構面間具有良好的區別效度。

表 6　潛在變項間 Heterotrait-Monotrait 比值

潛在變項 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10.

1. 他人因素

2. 個人因素 0.516 3. 同學緊張關係 0.065 0.041 4. 學校緊張關係 0.077 0.096 1.051 5. 學校負面事件 1.085 1.033 0.064 0.100 6. 學業緊張關係 0.065 0.126 0.377 1.063 0.106

（續下頁）

表 5　測量模型之因素負荷量、組合信度與收斂效度（續）

潛在變項 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10.

7. 日常生活困擾 0.074 0.087 0.523 0.695 0.093 0.586 8. 老師緊張關係 0.043 0.055 0.498 1.033 0.056 0.386 0.440 9. 認同非法手段 0.114 0.130 0.483 0.501 0.141 0.244 0.343 0.360 10. 毒品使用態度 0.332 0.247 0.199 0.170 0.345 0.066 0.116 0.101 0.299 11. 毒品防治宣導 0.110 0.107 0.216 0.275 0.127 0.122 0.199 0.253 0.290 0.161

三、結構模型之路徑分析

在 結 構 模 型 檢 定 方 面， 依 據Hair、Sarstedt、Ringle 與 Gudergan（2018）建 議，檢視標準化路徑係數是否有達到統計上的顯著水準，以bootstrap 反覆抽取樣 本5,000 次，來驗證結構模型的路徑係數與顯著性，並且以 R²值來判斷模型的解 釋力。

從表7 中得知，學校緊張關係對毒品使用態度並沒有顯著直接影響，但是學 校緊張關係顯著正向影響認同非法手段，而且顯著負向影響毒品防治宣導，表示 學校關係愈緊張，愈認同非法手段（β = .346, t = 8.468）；學校關係愈緊張，愈不 認同毒品防治宣導（β = -.116, t = 3.103）。學校負面事件對毒品使用態度、認同 非法手段和毒品防治宣導都有顯著直接影響，表示經歷學校負面事件愈多，毒品 使用態度愈偏差（β = .268, t = 3.284）；經歷學校負面事件愈多，愈認同非法手段

（β = .099, t = 3.165）；經歷學校負面事件愈多，愈不認同毒品防治宣導（β = -.079, t =2.131）。日常生活困擾並不會顯著影響毒品使用態度和毒品防治宣導，僅對認 同非法手段具有顯著影響，即遭遇日常生活困擾愈多，愈認同非法手段（β = .129, t = 3.408）。在控制三個緊張因素之後，認同非法手段顯著正向影響毒品使用態度，

而且顯著負向影響毒品防治宣導；也就是說，愈認同非法手段，毒品使用態度愈 偏差（β = .224, t = 6.598）；愈認同非法手段，愈不認同毒品防治宣導（β = -.183, t = 5.141）。在控制緊張因素和認同非法手段之後，毒品防治宣導顯著負向影響毒 品使用態度，意思是愈認同毒品防治宣導，毒品使用態度愈不會偏差（β = -.055, t = 2.317）。

表 6　潛在變項間 Heterotrait-Monotrait 比值（續）

表 7　結構模型之路徑係數檢定

路徑 係數 標準誤 t 值 區間估計

2.5% 97.5%

學校緊張關係→認同非法手段 .346 0.041 8.468* .263 .424 學校緊張關係→毒品防治宣導 -.116 0.037 3.103* -.189 -.044 學校緊張關係→毒品使用態度 .012 0.038 0.308 -.062 .087 學校負面事件→認同非法手段 .099 0.031 3.165* .045 .167 學校負面事件→毒品防治宣導 -.079 0.037 2.131* -.150 -.006 學校負面事件→毒品使用態度 .268 0.082 3.284* .111 .420 日常生活困擾→認同非法手段 .129 0.038 3.408* .059 .205 日常生活困擾→毒品防治宣導 -.057 0.034 1.695 -.124 .007 日常生活困擾→毒品使用態度 .011 0.030 0.354 -.049 .071 認同非法手段→毒品防治宣導 -.183 0.036 5.141* -.253 -.112 認同非法手段→毒品使用態度 .224 0.034 6.598* .161 .293 毒品防治宣導→毒品使用態度 -.055 0.024 2.317* -.101 -.008

*p < .05

依據結構模型之路徑係數檢定繪製本研究整體結構模型路徑結果（見圖2），

認同非法手段、毒品防治宣導與毒品使用態度的解譯變異量分別為.195、.092 與.153，顯示出緊張因素對同非法手段具有中度解釋力，其次是毒品使用態度，

緊張因素對於毒品防治宣導的解釋力比較弱。此外，不同的緊張因素對於毒品使 用態度的影響路徑有所不同。日常生活困擾會透過認同非法手段間接影響毒品使 用態度，而且日常生活困擾透過認同非法手段之後，還會透過毒品防治宣導產生 二次中介，間接影響毒品使用態度。學校緊張關係不僅會透過認同非法手段間接 影響毒品使用態度，而且會透過毒品防治宣導間接影響毒品使用態度，以及經由 認同非法手段之後，透過毒品防治宣導產生二次中介，間接影響毒品使用態度。

學校負面事件除了會直接影響毒品使用態度之外，分別透過認同非法手段和毒品 防治宣導間接影響毒品使用態度，以及經由認同非法手段之後，透過毒品防治宣 導產生二次中介，間接影響毒品使用態度。

*p<

是否 中可 首先 有達

（β 用態 是屬 接影 段的 毒品 度，

四、

<.05; **p<.0

從上述結 否存在，本 可得知，並 先，由於學校 達到顯著水 β=.078, t=5 態度，而且也 屬於部份中 影響並不顯 的完全中介 品使用態度

，呈現第二

、 性別差 在進行性

01; ***p<.0

結構模型的路 本研究採用 並非所有間接

校緊張關係 水準，顯示學

5.437）的完 也會透過認

介。最後，

顯著，意味著 介（β=.029, 度不僅有直接 二層中介關係

差異之多群 性別多群組比

圖2 結 001

路徑分析結 bootstrap 來 接效果都達 係對毒品使用 學校緊張關係

完全中介。其 認同非法手段

因為日常生 著日常生活困

, t=2.880）

接影響，而且 係，不過此

群組比較 比較時，本研

16

結構模型之

結果可發現有 來驗證其間 達到顯著水準

用態度的直 係對毒品使 其次，學校 段間接影響 生活困擾對 困擾對毒品

。除了上述 且會經由毒 此一間接效果

研究採用S 之路徑圖

有間接效果 間接影響是否

準，以下分 直接影響並不 使用態度的影 校負面事件顯 響毒品使用態 對毒品使用態 品使用態度的 述的間接影響

毒品防治宣 果非常小（

Sarstedt、He

果的存在，但 否達到顯著 分別論述之

不顯著，但 影響是透過 顯著直接正 態度（β=.0 態度和毒品 的影響是透 響之外，認 導，間接影 β=.003, t=

enseler 與 R

但是其中介效 著水準。從表

。

但是其間接效 過認同非法手 正向影響毒品 022, t=2.679 品防治宣導的 透過認同非法 認同非法手段 影響毒品使用

=2.062）。

Ringle（201 效果 表 8

效果 手段 品使 9），

的直 法手 段對 用態

11）

圖 2　結構模型之路徑圖

*p < .05; **p < .01; ***p < .001

從上述結構模型的路徑分析結果可發現有間接效果的存在，但是其中介效果 是否存在，本研究採用bootstrap 來驗證其間接影響是否達到顯著水準。從表 8 中 可得知，並非所有間接效果都達到顯著水準，以下分別論述之。

首先，由於學校緊張關係對毒品使用態度的直接影響並不顯著，但是其間 接效果有達到顯著水準，顯示學校緊張關係對毒品使用態度的影響是透過認同非 法手段（β = .078, t = 5.437）的完全中介。其次，學校負面事件顯著直接正向影 響毒品使用態度，而且也會透過認同非法手段間接影響毒品使用態度（β = .022, t = 2.679），是屬於部份中介。最後，因為日常生活困擾對毒品使用態度和毒品 防治宣導的直接影響並不顯著，意味著日常生活困擾對毒品使用態度的影響是透 過認同非法手段的完全中介（β = .029, t = 2.880）。除了上述的間接影響之外，認 同非法手段對毒品使用態度不僅有直接影響，而且會經由毒品防治宣導，間接影

響毒品使用態度，呈現第二層中介關係，不過此一間接效果非常小（β = .003, t = 2.062）。

表 8　間接效果檢定摘要表

間接效果 係數 標準誤 t 值 區間估計

2.5% 97.5%

學校緊張關係→認同非法手段→毒品使用態度 .078 0.014 5.437* .052 .107 學校緊張關係→毒品防治宣導→毒品使用態度 .006 0.003 1.865 .001 .014 學校緊張關係→認同非法手段→毒品防治宣導 -.063 0.015 4.166* -.095 -.035 學校緊張關係→認同非法手段→毒品防治宣導→毒品使用態度 .003 0.002 2.062* <.001 .007 學校負面事件→認同非法手段→毒品使用態度 .022 0.008 2.679* .009 .042 學校負面事件→毒品防治宣導→毒品使用態度 .004 0.003 1.500 <.001 .011 學校負面事件→認同非法手段→毒品防治宣導 -.018 0.007 2.587* -.035 -.007 學校負面事件→認同非法手段→毒品防治宣導→毒品使用態度 .001 0.001 1.728 <.001 .002 日常生活困擾→認同非法手段→毒品使用態度 .029 0.010 2.880* .012 .052 日常生活困擾→毒品防治宣導→毒品使用態度 .003 0.003 1.222 <.001 .009 日常生活困擾→認同非法手段→毒品防治宣導 -.024 0.008 2.962* -.041 -.010 日常生活困擾→認同非法手段→毒品防治宣導→毒品使用態度 .001 0.001 1.809 <.001 .003

*p < .05

四、性別差異之多群組比較

在進行性別多群組比較時，本研究採用Sarstedt、Henseler 與 Ringle（2011）

多群組分析程序，利用t 檢定以區分兩群組的結構係數是否有顯著差異。表 9 現男 女學生各路徑係數檢定、差異檢定，以及總間接效果檢定。首先，男生的三個緊 張因素顯著影響認同非法手段；女生的學校緊張關係和日常生活困擾對於認同非 法手段有顯著影響，而學校負面事件對於認同非法手段並沒有顯著影響。其次，

男生的學校緊張因素顯著影響毒品防治宣導，但是日常生活困擾對於學校防治宣 導卻沒有顯著影響；女生則是學校緊張因素沒有顯著影響學校防治宣導，而是日

常生活困擾卻顯著影響學校防治宣導，而且兩個影響路徑都有顯著的差異，顯示 男生在學校緊張因素對於學校防治宣導的影響比女生大（d = .170, t = 2.306），而 女生在日常生活困擾對於學校防治宣導的影響比男生很大（d = .214, t = 3.186）。

再者，男生在學校負面事件對於毒品使用態度的影響顯著大於女生（d = .245, t = 1.991）。

表 9　不同性別多群組路徑差異檢定與間接效果檢定摘要表

路徑 女生 男生 差異值 t 值

路 徑 係 數 檢 定

學校緊張關係→認同非法手段 .301* .391* .090 1.150

學校負面事件→認同非法手段 .077 .088* .011 0.116

日常生活困擾→認同非法手段 .097* .158* .061 0.852

學校緊張關係→毒品防治宣導 -.011 -.180* .170 2.306*

學校負面事件→毒品防治宣導 -.080 -.083 .003 0.042

日常生活困擾→毒品防治宣導 -.185* .030 .214 3.186*

認同非法手段→毒品防治宣導 -.113* -.225* .111 1.633

學校緊張關係→毒品使用態度 .024 .014 .010 0.132

學校負面事件→毒品使用態度 .067 .311* .245 1.991*

日常生活困擾→毒品使用態度 -.017 .030 .048 0.762

認同非法手段→毒品使用態度 .204* .225* .021 0.342

毒品防治宣導→毒品使用態度 -.069* -.049 .020 0.423

間 接 效 果 檢 定

學校緊張關係→毒品防治宣導 -.034* -.088* .054 1.852

學校負面事件→毒品防治宣導 -.009 -.020* .011 0.721

日常生活困擾→毒品防治宣導 -.011 -.035* .024 1.557

學校緊張關係→毒品使用態度 .064* .101* .037 1.351

學校負面事件→毒品使用態度 .022 .025* .003 0.154

日常生活困擾→毒品使用態度 .033* .036* .002 0.115

認同非法手段→毒品使用態度 .008 .011 .003 0.331

* p < .05

肆、討論與結論

一、討論

綜合上述分析，緊張因素愈嚴重確實會影響高中職學生對於毒品使用態度，

但是不同緊張因素對於毒品使用態度的路徑有所不同。不同緊張因素構面中，學 校負面事件不僅對於毒品使用態度具有直接影響，而且會透過認同非法手段間接 影響毒品使用態度，符應過去的研究結果（Rigg & Ford, 2014; Watkins, 2016），在 學校時不論是因為自己的行為問題所發生的負面事件，還是因為被偷、恐嚇或勒 索等事件發生，都很可能引發負面情緒，如同Agnew 與 White（1992）所云，個 體就會想要藉由毒品使用來減緩負面情緒狀態，或是強化認同非法手段，加強了 偏差的毒品使用態度。是以，本研究支持了「緊張因素愈嚴重，毒品使用態度愈 偏差」和「緊張因素愈嚴重，愈認同非法手段，導致毒品使用態度愈偏差」兩個 假設。此外，正值狂飆期的高中職學生，在校園中若發生負面事件，其嚴重性不 僅對於青少年本身偏差態度影響甚鉅，甚至在生活上和心理上也會面臨無比壓力，

若是無法遵循合法管道紓解，都會加劇認同非法手段，或是偏差的毒品使用態度。

此時期的高中職學生生活重心都在校園，是社會化的重要場所，在校園中的表現 對其心理具有深遠影響（林育陞，2016），故三個緊張因素中，學校負面事件對 於毒品使用偏差態度的影響最為嚴重。

其次，日常生活困擾和學校緊張關係對於毒品使用態度並沒有直接影響，

而是透過認同非法手段，間接影響毒品使用態度，不同於Liu 與 Kaplan（2001）

和Gallupe 與 Baron（2009）的研究結果，筆者推論可能原因是本研究所測量的是 內隱態度，而非具體實際的行為，很可能與師長和同儕發生負面關係後，引發負 面情緒反應，強化了認同非法手段的態度，導致呈現出偏差的毒品使用態度，故 本研究支持了「緊張因素愈嚴重，愈認同非法手段，導致毒品使用態度愈偏差」

的假設。國內文獻也認為此時期的青少年正處於人生發展階段中，無論是生理或 是心理與社會適應變動最大的時期，尤其是面對同儕關係、學業適應和師生關係 遭遇到負面關係，在情緒上躁動不安，會引發其毒品使用行為（李景美等人，

2008）。同樣地，日常生活困擾也可能使青少年身心浮動不隱定，會直接促發其 毒品使用行為（董旭英，2003），或是透過認同非法手段間接影響（李承傑等人，

2018；李承傑等人，2018；蔡東敏等人，2015）。

再者，本研究檢視高中職生對於學校毒品防治宣導，也會影響學生對於毒品 使用態度，有一定的保護作用與效用。從本研究中發現，三種緊張因素無論是直 接或間接透過宣導認同，皆會矯正或削弱偏差的毒品使用態度。因為高中職學校 依規定舉辦毒品防治宣導講座、海報和比賽等活動，使得青少年參與活動的同時，

不僅學習到抗拒毒品的策略，也能認識正確用藥觀念，瞭解毒品使用的危害。因 此，當青少年遇到不同緊張因素時，因為有學校毒品防治宣導活動的保護作用，

使得他們能夠以合法理性的方式處理負面情緒狀態，得以理解毒品使用並不能讓 他們逃離負向刺激，矯正其偏差的毒品使用態度。雖然目前國內學校正式課程中 並沒有毒品教育課程，不過教育部結合中央和地方資源，促使高中職學校軍訓室 仍持續推動毒品防治宣導講座、反毒活動和宣導海報等，對於青少年多少都會產 生知識性或是認知性的影響（邱名謙，2016；教育部，2019）。筆者建議學校在 進行毒品防治工作時，應著重毒品對於身體傷害的認知，並且與教訓輔機制聯合，

培養學生健康正當休閒活動，建立學生舒緩壓力和負面情緒的正當管道和方法。

在教育現場第一線的導師更需要多方面留意學生行為，例如交友情況、精神狀況 和外觀等。若校方察覺學生行為和態度有異，可先聆聽學生原因，並跟進輔導或 是轉介工作，可能需要醫學療程或是輔導服務治療。

最後，性別對於此一模型確實具有調節作用，符應李思賢等人（2009）的研 究結果，男女生最大的差別在於學校負面事件和對於毒品防治宣導的認知。筆者 推論女生在此一模型中，學校負面事件與其他變項沒有影響的原因，可能是女生 在因應緊張的同時會伴隨著其他因素（例如，社會支持），削弱其偏差態度或行 為（Jang & Johnson, 2005），或是如同 Jang（2007）的解釋，女生對於緊張壓力時，

比男生更可能產生自我導向的情緒反應，導致非偏差的因應行為，故筆者推測女 生遭遇到緊張因素時，傾向自我導向的情緒反應，透過學校毒品防治宣導的作用 下，形成抗拒毒品的保護因子，所以能夠減緩毒品使用的偏差態度。然而，學校 毒品防治宣導卻不能對男生形成保護因子，矯正毒品使用的偏差態度，其原因為 何有待後續研究來釐清。

二、結論

本研究以緊張理論為基礎來探究高中生毒品防治宣導和毒品使用態度的解釋

模型，結果發現不同緊張因素對於毒品使用態度的影響路徑有所不同。三種緊張 因素中僅有學校負面事件直接影響毒品使用態度；三種緊張因素都會藉由認同非 法手段，強化了偏差的毒品使用態度；而學生遭受學校負面關係和學校負面事件 的衝擊，若能認同學校毒品防治宣導，是可以矯正其偏差的毒品使用態度。透過 bootstrap 檢定其中介效果得知，認同非法手段是學校緊張關係和日常生活困擾對 毒品使用態度的完全中介，是學校負面事件對毒品使用態度的部份中介，顯示學 生遭遇到緊張因素時，會愈認同非法手段，增強其偏差的毒品使用態度，驗證古 典緊張理論和一般化緊張理論在此一議題的解釋。

在性別差異比較方面，性別在此一模型上呈現出不太相同的路徑結果，顯示 男女生在遭遇不同緊張因素時，造成偏差的毒品使用態度的程度有所不同。男生 遭遇到學校負面事件時，直接影響毒品使用態度，而不論男生或女生遭受學校負 面關係和日常生活困擾時，都會透過認同非法手段，進而影響毒品濫用。最值得 注意的是，男生遭受緊張因素影響時，學校毒品防治宣導無法形成保護作用，降 低其偏差的毒品使用態度；而女生即使遇到日堂生活困擾，若接受且認同學校毒 品防治宣導，是可以有效削弱偏差的毒品使用態度。

三、建議

緊張因素在青少年毒品使用態度上扮演重要的角色，特別是進入青少年中期 的高中職生，逐漸脫離家庭的控制，學校成為另一階段的重要環境因素，不論是 課業、與師長和同學的關係成為生活重要的部分，因此學校不僅要多方關懷青少 年的生活事件，也要加強青少年藥物認知教育，協助了解使用毒品的負面結果，

減低使用的可能性。此外，學校是毒品防治的第一道防線，對於毒品防治教育要 有周全的防範計畫，甚至是及時的補救措施，而且校園毒品防治宣導工作仍有其 必要性，對於高中職學生具有保護作用，導正其偏差的毒品使用觀念。

教育部正值推動的「新世代反毒策略行動綱領」和「防治學生藥物濫用實施 計畫」中，著重防制新興毒品進入校園的宣導，不僅開始著手編修藥物濫用補充 教材，結合民間團體和家長入班宣導，而且運用網路媒體來加強青少年反毒意識。

對此，建議可多利用時下青少年常用的網路平台，例如Facebook、IG、Twitter 和 Line 等，以置入性廣告或微電影的方式宣導毒品防治，並且可與網路平台合作建 立大數據資料庫，以檢測此一宣導方式的成效。

由於本研究沒有辦法調查真實有毒品使用行為的高中職學生，所以僅能探究 其一般學生毒品使用偏差態度，作為預防毒品使用的機制。對此，建議學校單位 在進行毒品防治宣導時，可同時調查學生對於毒品使用的態度轉變歷程，並結合 相關單位的通告系統，一方面可瞭解毒品使用態度對於行為的預測，另一方面可 得知宣導工作對於學生反毒認知和態度轉變的效益。由於過去國外研究大多以具 體毒品使用行為作為解釋變項，所以模型解釋力比較高；然而，本研究的限制是 以毒品使用態度作為依變項，導致解釋力有其侷限性。最後，本研究從緊張理論 為基礎，探究對於毒品使用態度的影響，可知道學生在不同的緊張因素來源，會 有不同的影響機制，所以在學校單位的校安機制或是輔導系統，應該要完整了解 學生的緊張因素來源，避免其毒品使用態度的偏差，而導致後續毒品使用行為的 發生。對此，建議後續研究可增加負面情緒狀態的量測，或是測量某一緊張因素 的負面情緒狀態，以驗證性別在一般化緊張理論上的差異性，不僅可累積一般化 緊張理論的實證研究，還可說明一般化緊張理論在臺灣的適用性。

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