為達本研究之目的，擬採「大學生志業量表」、「基本心理需求量表」， 以及「關係結構問卷-中文版」為研究工具。以下將問卷內容依序介紹：
壹、個人基本資料
研究者將調查受試者之性別、年級與工作經驗，以作為背景資訊進 行統計分析及差異比較，其中性別上區分男、女兩性；年級上區分大學 一~四年級(含以上)；工作經驗(含打工)上區分有、無，更細緻了解其工作 年資區分三個月以下、三~六個月、六月至一年、一年以上。
貳、大學生志業量表 一、量表內容簡介
量表為韓楷檉等人（2013）翻譯並修訂自 Dobrow 與 Tosti-kharas(2011) 的 Calling Scale。原量表之設計可針對不同受測對象進行調整，而中文版 的大學生志業量表在設計上以一般大學生為施測對象。題項內容編譯成 廣泛性的版本，方便實際運用及施測。另外為避免語意上的偏誤，量表 編製過程中採取回譯方式進行。
在因素分析上，先前 Dobrow 與 Tosti-kharas(2011)先是以四個不同領 域的對象，包含音樂、美術、商學與管理，分別進行量表修編與探索性 因素分析，結果顯示音樂與美術領域皆為兩因素結構，而商學及管理領 域則是單一因素結構。隨後，以驗證性因素分析進行量表考驗。自全量 表共 12 道題目中得出單一因素結構，並命名為「志業」。而中文版的大 學生志業量表則以臺灣本地之樣本重新進行驗證性因素分析，最後將全 量表 12 道題目劃分成四個因素，並依據 Dobrow(2004)針對志業所提出的 概念及意涵各自命名，其題項分配如下表 3-4 所示。
態度越偏向志業；得分越低則表示受試者較不傾向把將來的工作視為志 業。
三、量表之信效度考驗
韓楷檉等人（2013）所編譯的大學生志業量表量表以大學生為研究 對象，先以項目分析做為檢視量表題項品質，再以結構方程模式進行建 構效度檢驗，結果顯示四因素模式之 χ2=111.84、df 為 50、p=.00<.05，
RMSEA=.07<.08、SRMR=.042<.08、GFI=.93>.90，皆達適配標準。比較 適配度指標方面，NFI=.98>.90、NNFI=.98>.90、IFI=.99>.90、CFI=.99>.95，
皆達適配標準。簡效適配度方面，PGFI=.60>.50 與 PNFI=.74>.50 亦達適 配標準。整體模式適配度佳。此外，各分量表之內部一致性係數(Cronbach α).73~.91，全量表之 Cronbach α 值為.92，顯示各分量表與全量表具有良 好的內部一致性。綜上所述，該量表經心理計量分析後，其信效度皆呈 現良好之品質。因此，研究者在徵求量表編譯者同意後，採用此份量表 作為研究工具。
參、基本心理需求滿足量表 一、表內容簡介
研究者採用基本心理需求滿足量表乃編譯自 Johnston 與 Finney(2010) 所進行研究修訂之 Basic needs satisfaction in general scale(BNSG-S)16 題 版本，區份自主感、勝任感與關係感三個分量表，題項分配如表 3-5。
BSNG-S 原為 21 題，乃 Deci 與 Ryan 兩位學者發表於其自我決定理論的 專屬網頁上供所有研究者徵詢同意後運用。
Johnston 與 Finney(2010)在其研究中，採取 Benson(1998)所提出的三 項步驟進行 BPNS-G 的建構效度評估。首先回顧與自我決定理論有關的 文獻和相關實徵研究文獻，定義量表編製的理論概念與實際題項形成的 基準以確立內容效度；第二步驟透過因素分析與信度分析形成量表內在
的結構效度；第三是透過檢驗與量表相關的構念，以形成區別效度與聚
3(R)、4、9、11、12(R)、15(R)。
2、5、6(R)、8、10、14(R)、16。
註：(R)代表該題為反向題，需採反向計分。
第二階段中該量表採用三群不同的獨立樣本進行驗證性因素分析，
分別為大學新鮮人、大學高年級學生以及就讀心理相關領域的大學生，
人數分別 2598 人、1035 人以及 492 人。該量表以大學新鮮人與高年級生 進行量表模式校正，並以心理相關領域大學生為效度樣本進行複核校化 的過程。該量表因內含反向計分題容易產生共同變異誤差，為此 Johnston 與 Finney 更細緻的針對各分量表逐一進行模式校正；此外因三群樣本均 違反多元常態分布的假設，因此進行量尺化卡方統計數(Satorra-Bentler scaling method)校正。第三階段中，採取心理幸福感(SPWB)、動機與害怕 失敗(MAF)、學生憂慮(SWQ)等三份問卷進行區辨與聚斂效度的評估。
原量表在效度上，以大學心理領域學生進行的複核校度，最終 16 題 的版本其χ2SB=190.74、df=96，RMSEASB=.04、SRMR=.047、CFISB=.97(SB 即代表量尺化卡方統計數)，整體模式適配度良好。而在不同概念上的區 辨與聚斂效度也分別呈現不錯的結果。其信度上分量表的內部一致性信 度為.60~.80。唯獨量表在平均變異數抽取量上呈現偏低的結果，各分量 表皆低於.46，表示各分量表對於其代表的因素解釋量偏低，研究者認為 因該量表為廣泛性概念，非聚焦工作或某層面的需求滿足，而呈現該結
果。綜合以上可知該量表具有不錯的信效度，為此徵求原量表編著者與 修正者的同意後進行編譯運用。
本研究中，研究者採取回譯的方式進行量表編譯以避免造成語意上 的偏誤。首先研究者邀請兩位就讀心理諮商系所的研究生，其中一位為 留學歸國者，將英文題項翻譯為中文，並由研究者進行整合；而後邀請 國內外文專長學者將整合之中文題項回譯為英文，最後邀請具有心理學 背景之學者針對原量表英文題項與回譯之題項進行比對，並對中文題項 提出修正建議。
二、量表內容及計分方式
量表共計 16 題，採李克特式六點量尺計分，選項由「完全不同意」
到「完全同意」，依序記為 1 至 6 分。受試者得分越高，代表需求滿足的 程度越高。
三、本研究預試量表之信效度考驗
本研究為符合原量表之理論與結構模式，以預試樣本 346 份進行信 效度考驗，以檢核研究者所翻譯之基本心理需求滿足量表在跨文化上的 信效度。
(一) 效度考驗
研究者首先以項目分析進行，全量表題項並無高遺漏題項出現，而 所有題項的極端組 t 檢定均達.05 的顯著水準，與量表總分相關值也均 達.30 以上。以下研究者進一步以驗證性因素分析進行檢核。
1.常態性檢驗
(1)單變量常態性檢驗
首先針對預試樣本進行單變量的常態性檢驗，其偏態係數絕對值介 於.02~.31 之間，峰度係數絕對值介於.00~.48 之間，符合 Kline(1998)所提 之偏態係數絕對值小於 3，峰度係數絕對值小於 10 之標準。
(2)多變量的常態性檢驗
透過 LISERL 中所整併的 PRELIS 分析所得多變量的常態性指標 (Relative Multivariate Kurtosis)為 1.216，未嚴重偏離 1，可知樣本資料符 合多變量常態性假定（邱皓政，2011）。
由上述可知 ，研究 資料符合常 態性分 配的假定可 以最大 概似法 (maximum likelihood, ML)進行估計與分析。
2.驗證性因素分析
結果如下圖 3-2。該模式之 χ2=574.68、df 為 101、RMSEA=.117>.08、
SRMR=.085>.08、GFI=.83<.90 皆未達適配標準。比較適配度指標方面，
NFI=.86<.90、NNFI=.86<.90、IFI=.88<.90、CFI=.88<.90，皆未達適配標 準。簡效適配度方面，PGFI=.61>.50 與 PNFI=.72>.50 達適配標準。可知 此模式適配度不佳。
為此，研究者參照 Johnston 與 Finney(2010)在其研究中的量表校正方 式，針對分量表逐一進行修正。過程中以 LISREL 所提供之修正指標 (modification index, MI)，由 MI 最大的開始，將殘差相關偏高之兩兩題項，
參照因素負荷量與題意考量後進行刪除，單一次僅刪除一題逐步進行，
以達模式適配且無修正必要。其中自主感分量表為恰好適配並無刪除題 項必要，勝任感分量表首先刪除因素負荷量低於.4 之第 9 題「我最近能 夠學習有趣的新技能」，隨後並刪除第 3 題「我常常覺得自己不是很能幹」、 第 12 題「生活中，我並沒有太多的機會去表現出我是有能力的」。關係 感分量表中先後刪除第 5 題「我與接觸到的人相處的很好」、第 6 題「我 常常是自己一個人，且沒有很多社交性的互動」。
四、本研究正式樣本之信效度分析
研究者進而以正式樣本 538 份針對預試樣本所形成之量表修正結構 進行驗證性因素分析，以確立後續研究中的量表效度。
(一) 效度考驗 1.常態性檢驗
(1)單變量常態性檢驗
研究者首先針對預試樣本進行單變量的常態性檢驗，其偏態係數絕 對值介於.00~.30 之間，峰度係數絕對值介於.00~.45 之間，符合 Kline(1998) 所提之偏態係數絕對值小於 3，峰度係數絕對值小於 10 之標準。
(2)多變量的常態性檢驗
研究者透過 LISERL 中所整併的 PRELIS 分析所得多變量的常態性指 標(relative multivariate kurtosis)為 1.220，未嚴重偏離 1，可知樣本資料符 合多變量常態性假定（邱皓政，2011）。
由上述可知 ，研究 資料符合常 態性分 配的假定可 以最大 概似法 (maximum likelihood, ML)進行估計與分析。
2.驗證性因素分析
研究者透過 LISERL 進行分析，全量表題項及潛在變項之標準化估 計參數皆達顯著（p<.05），其結果如下圖 3-4。該模式之 χ2=143.77、df 為 41、p<.05，顯示模式適配性不佳，但卡方值容易受樣本數大小影響，
仍需參照其他指標（邱皓政，2011；黃芳銘，2007）。RMSEA=.068<.08、
SRMR=.048<.08 、 GFI.95>.90 ， 達 適 配 標 準 。 比 較 適 配 度 指 標 方 面 ， NFI=.94>.90、NNFI=.94>.90、IFI=.95>.90、CFI=.95>.90，達適配標準。
簡效適配度方面，PGFI=.59>.50 與 PNFI=.70>.50 達適配標準。可知此模 式適配度良好。
圖 3-3 正式樣本之基本心理需求滿足量表驗證性因素分析 (二) 信度考驗
1.內部一致性信度
正式樣本中各分量表之內部一致性係數(Cronbach α)值分別為自主感 為.66、勝任感為.60、關係感為.72，全量表之 Cronbach α 值為.80。顯示 該量表之信度尚可。 於.46~.73 之間，都達到.45 以上之標準(Bentler & Wu, 1993)。
據此，綜合前述組合信度之結果，該量表仍具可接受之信度與內部
因素/觀察變項 個別項目信度 組合信度 平均變異數抽取量 關係感需求滿足
題目 8 .27
題目 10 .51
題目 14 .34
題目 16 .40
肆、關係結構問卷-中文版 一、量表內容簡介
量 表 為 Wang 與 Neville 所 編 譯 之 「 關 係 結 構 問 卷 - 中 文 版 」
（ Relationships Structure Questionnaire-Chinese ）， 此 量 表 原 英 文 版 為 Lancee 等人依據 Fraley 等人所修訂的「親密關係經驗量表-修訂版」簡短 版本(王櫻芬，2012)。量表經因素分析後得「依附焦慮」、「依附逃避」二 個分量表，分別為三題、六題，同時量表又區分對象為父親與母親二部
（ Relationships Structure Questionnaire-Chinese ）， 此 量 表 原 英 文 版 為 Lancee 等人依據 Fraley 等人所修訂的「親密關係經驗量表-修訂版」簡短 版本(王櫻芬，2012)。量表經因素分析後得「依附焦慮」、「依附逃避」二 個分量表，分別為三題、六題，同時量表又區分對象為父親與母親二部