研究工具

本研究使用之研究工具，除個人基本資料外，尚有四個量表，分別為：雙親 教養態度量表、基本心理需求量表、生涯準備動機量表及生涯定向量表。本節將 依序說明各量表內容及預試分析結果。

一、雙親教養態度量表

（一）原量表內容與信效度

雙親教養態度量表（Parental Bonding Instrumental, PBI）由 Parker 等人於 1979 年發展編製，為自陳式之李克特 4 點量表，自 0 分「非常不符合」～3 分「非常 符合」填答，從子女的角度分別測量父親及母親的教養態度及行為。量表有 25 個題項，每題項再分別測量父親及母親的教養態度，因此全量表共 50 題，各題 得分加總即得教養態度分數。

全量表可分為父親教養態度及母親教養態度兩分量表，各分量表之下，可分 為關懷及過度保護二因素，關懷因素有 12 題、過度保護因素有 13 題。「關懷」

部分的得分越高，代表子女感受到的父母教養態度為溫暖且具情感支持，得分越 低則表示父母教養態度為拒絕、冷漠；「過度保護」部分的得分越高，代表子女 感受到較多來自父母的控制，包括對生活的干涉及過深的情感連結，得分越低則 代表父母的教養態度偏向開放、不過多干涉，意即父母允許子女有較多自主發展 的空間。

國內由徐畢卿等人（1999）翻譯此量表，並以高三學生、大學生、專科實習 護士及服役之士兵共 160 位受試者之受試結果加以分析，以了解此量表在臺灣的

適用性。研究結果顯示，中文版雙親教養態度量表與原量表相同，均含關懷與過 度保護兩因素，各因素之負荷量介於.48～.78 之間，且各因素所佔之變異數百分 比與國外研究接近；此外，再測信度為.66～.88，各分量表之 Cronbach’s α 介於.65

～.73 之間，顯示中文版雙親教養態度量表具備不錯的效度與可接受的信度。

鄭宇喬（2013）使用本量表研究大學生之父母教養態度，為使量表符合大學 生之特性，以國立臺灣師範大學大學部共 142 名學生進行預試修訂。預試結果顯 示，在效度部分，分別對父親及母親教養態度分量表進行因素分析後，亦各得出

「關懷」與「過度保護」二因素，此二因素分別可解釋父親及母親教養態度分量 表 46.78%與 47.64%的變異量；在信度部分，父親教養態度分量表的關懷與過度 保護、及母親教養態度分量表的關懷與過度保護，四部份的Cronbach’s α 介於.80

～.92 之間，顯示本量表具備可靠之信效度。

由於研究時間接近，且本研究之研究對象亦為大學生，因此本研究不再對此 量表進行預試分析，於正式施測後，以正式樣本進行信度檢驗。

（二）信度檢驗

本研究以正式施測之結果，以內部一致性係數檢驗本量表之信度。結果顯示，

總量表之Cronbach’s α 為.79；父親教養態度分量表與母親教養態度分量表之 Cronbach’s α 分別為.74 及.59；若分開檢驗關懷與過度保護二因素，父親之關懷、

過度保護與母親之關懷、過度保護之Cronbach’s α 分別為.90、.82、.89 及.85，與 鄭宇喬預試結果之Cronbach’s α 為.92、.80、.91、.85 相差不大，顯示本量表具有 不錯之內部一致性。

二、基本心理需求量表

（一）原量表內容與修訂過程

1. 原量表簡介

本研究所使用之「基本心理需求量表」取材並翻譯自基本心理需求量表—一 般版（Basic Psychological Needs Scale in General, BNPS-G）。本量表取自自我決 定理論官方網站（http://www.selfdeterminationtheory.org），使用者註冊成為該網 站會員後，在非營利用途的情況下，皆可無償取得並使用於學術研究。

原量表為自陳式之李克特 7 點量表，以 1 分「並不如此（not at all true）」到

7 分「總是如此（very true）」進行填答。量表共有 21 題，其中包含自主感 7 題、

能力感 6 題以及聯繫感 8 題。各分量表加總後可得基本心理需求分數，分數越高 代表個體基本心理需求的滿足程度越高、分數越低則代表個體基本心理需求的滿 足程度越低。

本量表的發展，可追溯自 Kasser 等人發展的工作動機量表（Work Motivation Form, WMF）。該量表採納自我決定理論的觀點，將自主感、能力感與聯繫感視 為影響受試者工作動機的因素。受試者在該量表上的得分越高，代表受試者在這 三個影響工作動機的因素上有較高的滿足（Kasser, Davey & Ryan, 1992）。Ilardi 等人於 1993 年，將工作動機量表修訂成基本心理需求滿足量表，用以測量員工 在職場中感受到的基本心理需求滿足（Ilardi, Leone, Kasser & Ryan, 1993）。後續 Gagne 為測量受試者在一般日常生活中所感受到的基本心理需求滿足，將原基本 心理需求滿足量表中的職場情境修訂為一般生活情境（Gagne, 2003）。在自我決 定理論的官方網站上，則將此兩量表以「基本心理需求滿足量表—工作版」（Basic Psychological Needs Scale at Work, BNPS-W）與「基本心理需求滿足量表—一般 版」（Basic Psychological Needs Scale in General, BNPS-G）加以命名區分。

根據 Gagne 之研究結果，基本心理需求滿足量表的全量表之 Cronbach’s α 為.89，自主感分量表之 Cronbach’s α 為.69、能力感分量表為.71、聯繫感分量表 為.86。而在另一篇使用本量表測量大學生之基本心理需求的研究中（Kormas, Karamali, & Anagnostopoulos, 2014），則可得自主感分量表之Cronbach’s α 為.90、

能力感分量表為.84、聯繫感分量表為.79。國內薛凱方（2011）參考本量表之題 目，對題項加以改編並針對高中生施測，查其施測結果的信度，自主感分量表之 Cronbach’s α 為.75、能力感分量表為.73、聯繫感分量表為.83，在效度則分別有 55.57%、57.02%與 59.26%的解釋量。雖然其研究中的題項較原量表少，但將其 題目與原量表比較，每題皆有題意可相對照之題目。

整理過去的研究結果可知，此量表可提供可接受之信效度，因此決定翻譯本 量表，並以預試結果加以修訂，作為研究工具之一。

2. 修訂過程

由於原量表為英文，研究者首先逐題進行翻譯。接著邀請一位長期於美國工 作之友人及一位自小以英文為第二外語之新加坡友人，討論中譯後之題意與原英 文之題意是否有落差。初步翻譯完成之後，邀請國內 12 位大學生作答，檢查題

意是否容易理解，並於作答後訪問學生，瞭解學生對題意的掌握與欲測量之概念 是否有落差。最後再與指導教授討論翻譯後之題意與原構面概念的吻合程度，並 將題目修改為更符合測驗之敘述形式，形成正式施測之量表。

原英文題目與中譯後之正式量表請參見附錄。

（二）項目分析、效度及信度分析

本量表直接由英文翻譯而來，國外雖有以大學生為樣本施測之信度，國內亦 有針對高中生之施測結果，但慮及文化差異及目標樣本之特性不同，在進行正式 施測前，先進行預試修訂，以提高量表在目標樣本群之可行性。

預試以 313 名樣本之測驗結果，透過項目分析、探索性因素分析及信度考驗，

確認量表之有效性及適配性，藉以形成正式施測量表。

1. 項目分析

在項目分析的階段，根據吳明隆（2014）之建議，採取以下指標檢查題目：

（1）標準差：標準差數值<0.75；（2）偏態：偏態係數高於絕對值 1；（3）峰度：

峰度係數高於絕對值 3；（4）極端組比較（CR 值）：決斷值未達.05 顯著水準；（5）

同質性檢驗 1：修正後的題目與總分相關低於.3；（6）同質性檢驗 2：刪除該題 後α 係數提高。

項目分析結果請見表 3-3-1。

表 3-3-1 基本心理需求量表項目分析表

表 3-3-1 （續 1）

聯繫感分量表（共 8 題）α=.794

2. 我真心喜歡身邊與我有互動的人。 4.18 .72 -.39 -.65 6.15*** .44 .78 .31 .85 1 6. 我和身邊的人都能相處得不錯。 4.01 .73 -.21 -.56 12.68*** .61 .76 .54 .84 1 7. 我不想與他人有太多接觸，比較喜歡一個人獨

處。（反） ^{3.21 1.03 -.17 -.49 7.52*** .36 .80 .36 .85}

9. 平日跟我常互動的人，我都會視他們為朋友。 3.85 .90 -.38 -.63 7.04*** .46 .78 .35 .85 12. 我身邊的人會關心我。 3.79 .83 -.06 -.78 13.77*** .51 .77 .58 .84 16. 我身邊沒有太多可親近的人。（反） 3.59 1.09 -.46 -.48 13.51*** .57 .76 .60 .84 18. 在日常生活裡，我身邊的人似乎不太喜歡我。

（反） ^{3.96 .79 -.71 .83 10.05*** .53 .77 .49 .84}

21. 通常人們對我十分友善。 3.94 .72 -.21 -.33 10.26*** .63 .76 .55 .84 1 註 1：p<.001***

註 2：不良指標數代表該題項不符合檢查指標的數量，根據吳明隆（2014）之建議，本研究有 6 項檢查指標。

項目分析結果顯示，第 2、3、6、11、20、21 題各有 1 項指標未達標準。其 中第 20 題刪除後，該分量表（自主感）α 係數會提升，因此將第 20 題刪除。其 餘項目先保留進因素分析後，視因素分析結果整體加以檢驗。

2. 效度分析

本量表取材自自我決定理論官方網站，參考自我決定理論對基本心理需求之 定義及整理量表編製過程中各相關文獻，對三項基本心理需求的構念及內涵之闡 述皆十分明確，因此進行探索性因素分析時，直接以三項分量表為單位進行。

首先針對自主感分量表，以探索性因素分析進行檢驗。得 KMO 值為.76、

Bartlett 球形檢定卡方值為 363.29，自由度為 21，顯著性為 P<.001，顯示資料適 合進行因素分析。採用主成分分析法、指定萃取因素個數 1 加以萃取，考驗各題 項之因素負荷量。發現第 11 題之因素負荷量未達.50，且第 11 題在項目分析時 已有 1 項檢驗指標未達標準，因此刪除第 11 題。以餘下的 5 題再次進行因素分 析，得因素特徵值為 2.31、總解釋變異量為 46.273%，全部題項的因素負荷量皆 超過.50。

接著針對能力感分量表，以探索性因素分析進行檢驗。得 KMO 值為.65、

Bartlett 球形檢定卡方值為 225.19，自由度為 15，顯著性為 P<.001，顯示資料適 合進行因素分析。採用主成分分析法、指定萃取因素個數 1 加以萃取，發現第 3 題之因素負荷量未達.50，且第 3 題在項目分析時已有 1 項檢驗指標未達標準，

因此刪除第 3 題。以餘下的題項再次進行因素分析，得因素特徵值為 2.01、總解 釋變異量為 40.269%，全部題項的因素負荷量皆超過.50。

最後針對聯繫感分量表，以探索性因素分析進行檢驗。得 KMO 值為.83、

Bartlett 球形檢定卡方值為 652.15，自由度為 28，顯著性 p<.001，顯示資料適合 進行因素分析。採用主成分分析法、指定萃取因素個數 1 加以萃取，發現第 7 題之因素負荷量未達.50，予以刪除；另第 2 題之因素負荷量雖達.50，但在所有 題項中，其因素負荷量僅高於第 7 題，且與其他題項之因素負荷量皆達.60 相較，

Bartlett 球形檢定卡方值為 652.15，自由度為 28，顯著性 p<.001，顯示資料適合 進行因素分析。採用主成分分析法、指定萃取因素個數 1 加以萃取，發現第 7 題之因素負荷量未達.50，予以刪除；另第 2 題之因素負荷量雖達.50，但在所有 題項中，其因素負荷量僅高於第 7 題，且與其他題項之因素負荷量皆達.60 相較，