高中生父母生涯支持、學習投入與生涯成熟之相關

本節旨在探討高中生父母生涯支持、學習投入與生涯成熟之間的關

係，採用皮爾遜積差相關來探討上述變項間的相關情形，進而考驗研究假 設四「高中生的父母生涯支持、學習投入與生涯成熟之相關」是否獲得支 持，同時也一併回答研究問題三「高中生父母生涯支持、學習投入與生涯 成熟之間的相關為何？」。

壹、高中生父母生涯支持與學習投入之相關

為了瞭解高中生父母生涯支持與學習投入之間的相關，採用皮爾遜積 差相關來探討兩變項間的相關情形，其結果如表 4-13 所示。

表 4-13

高中生之父母生涯支持與學習投入積差相關分析摘要表

層面名稱 心理支持 生涯行動 自主支持 整體父母 生涯支持 行為投入 .656** .598** .688** .760**

情感投入 .596** .550** .614** .680**

整體學習投入 .665** .608** .765** .770**

** p < .01

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由表 4-13 可知，高中生整體父母生涯支持與整體學習投入的相關係數 為.770(p< .01)，達顯著正相關，且父母生涯支持各層面與學習投入各層面 皆有顯著正相關，顯示高中生父母生涯支持越高，其學習投入程度也會越 高，研究假設 4-1「高中生的父母生涯支持與學習投入有相關」獲得支持。

這和國內外學者的研究結果是一致的，父母對於支持子女學習的態度 和行為，會影響學生的學習行為與學業成就。 Henderson 和 Mapp (2002) 根 據 美 國 東 南 教 育 發 展 實 驗 室 (Southeast Educational Development Laboratory) 的綜合報告指出，父母給予孩子在學習或教育過程中更多支 持，孩子更趨向於適應學校生活而有助於學習投入；此外，對於父母的參 與能與孩子的學習相聯結，在成就上比一般形式的參與產生更大的影響。

Bong (2008) 以高中生為研究對象得到學生知覺之父母支持和課室目標結 構能預測學生的學習行為；而其中具高精熟目標和高學習自我效能者，會 呈現出高度的學習動機，有助其能減低拒絕求助和作弊這類干擾有效學習 之行為，相對的，能提高學生學習投入的程度。黃郁婷（2012）發現青少 年覺察父母正向知覺傾向、父母支持程度，與其學習投入程度存在顯著的 正相關；薛凱方（2011）以父母支持、教師支持為自變項、基本需求滿足、

生涯自主動機、生涯定向為中介變項，學習投入為依變項的「生涯自主動 機歷程與生涯定向、學習投入模式」獲得支持，也就是指出父母支持對學 習投入有直接正向影響。此外，張鈿富等人（2012）探究影響學習投入的 因素中包括家庭社經背景和就讀類組、科系，這兩者都和父母生涯支持之 間有緊密的連結，從而形成了這兩者間之相關。

貳、高中生父母生涯支持與生涯成熟之相關

為了瞭解高中生父母生涯支持與生涯成熟之間的相關，採用皮爾遜積 差相關來探討兩變項間的相關情形，其結果如下頁表 4-14 所示。

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表 4-14

高中生之父母生涯支持與生涯成熟積差相關分析摘要表

層面名稱 心理支持 生涯行動 自主支持 整體父母 生涯支持 生涯態度 .563** .568** .642** .695**

生涯行動 .612** .622** .680** .751**

整體生涯成熟 .628** .635** .705** .773**

** p < .01

由表 4-14 可知，高中生整體父母生涯支持與整體生涯成熟的相關係數 為.773(p < .01)，達顯著正相關，且父母生涯支持各層面與生涯成熟各層面 皆有顯著正相關，顯示高中生父母生涯支持越高，其生涯成熟程度也會越 高，研究假設 4-2「高中生的父母生涯支持與生涯成熟有相關」獲得支持。

Kenny、Blustein 和 Chaves (2003) 的研究發現，青少年的家庭支持和 學習投入、生涯適應力以及生涯期待有正相關，而生涯適應力正是從生涯 成熟而發展出的概念；Keller 和 Whiston (2008)在研究中發展出父母生涯行 為檢核表 (the Parental Career Behavior Checklist；PCBC) 發現父母的生涯 行為，包含心理支持及具體行動兩方面，和生涯成熟及生涯決定自我效能 有顯著正相關，有 5 項父母行為可以有效預測其生涯成熟及生涯決定自我 效能，而其中有 4 項皆為心理支持面向；蔣宜玫（2009）發現不同家庭支 持感受的高中生，在生涯自我效能有顯著差異。而本研究之結果也證實了 高中生父母生涯支持中各層面和生涯成熟各層面之間的相關，當個體的父 母生涯支持越高，其生涯成熟程度也會越高。

參、高中生學習投入與生涯成熟之相關

為了瞭解高中生學習投入與生涯成熟之間的相關，採用皮爾遜積差相

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關來探討兩變項間的相關情形，其結果如表 4-15 所示。

表 4-15

高中生之學習投入與生涯成熟積差相關分析摘要表

層面名稱 行為投入 情感投入 整體學習投入 生涯態度 .752** .693** .768**

生涯行動 .817** .755** .836**

整體生涯成熟 .839** .772** .858**

** p < .01

由表 4-15 可知，高中生整體學習投入與整體生涯成熟的相關係數 為.858(p< .01)，達顯著正相關，且學習投入各層面與生涯成熟各層面皆有 顯著正相關，顯示高中生學習投入越高，其生涯成熟程度也會越高，研究 假設 4-3「高中生的學習投入與生涯成熟有相關」獲得支持。

對照相關的研究結果來看，黃淑芬 ( 1982 ) 以大學生為研究對象，研 究結果指出大學生的生涯成熟與學業成績有關，生涯成熟度有隨之增加而 漸增的情形；詹淑慧（2012）發現高職生的自我概念中「學業我」與成就 動機均對生涯成熟有直接的影響；而關永馨、齊隆鯤（2006）和 Porter (2006) 都以人文社會相關學院之大學生為研究對象，分別發現他們的生涯成熟和 學習投入程度都是相對高的。而邱英芳（2012）也發現學生過去的學習經 驗、當前的學習動機、生涯發展成熟程度等都會影響到學生學習是否投 入，進而影響學生的學習效能自我知覺。上述文獻和本研究所得之結果一 致可以得到高中生的學習投入與生涯成熟有緊密相關之結論。

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第四節 高中生父母生涯支持、學習投入與生涯成熟之結構方程模式 分析

本節旨在探討高中生父母生涯支持、學習投入與生涯成熟的結構方程

模式是否能獲得支持，進而考驗研究假設五「高中生之學習投入在父母生 涯支持與生涯成熟之間具有中介效果」是否獲得支持，同時也一併回答研 究問題四「學習投入在高中生父母生涯支持與生涯成熟之間存在的中介效 果為何？」

壹、模式界定

研究者提出的初始研究模式如圖3-1。其中學習投入在父母生涯支持與 生涯成熟之間兼具有的中介效果，此路徑之所以建立，可從本研究的文獻 探討中得知，由以上文獻探討可確認高中生之父母生涯支持和學習投入對 於生涯成熟都有所影響。陳筱婷（2013）指出青少年階段的良師角色以父 母佔的比例最多，而有良師的青少年在生涯成熟中的生涯探索、生涯決定 生涯行動中，顯著高於沒有良師角色的青少年。Perry、Liu與Pabian (2010) 也指出父母提供了生涯發展上情感與實質的支持，將有助於子女在生涯發 展中的具體行動展現。從上述的文獻整理可以得知，父母的生涯支持對於 高中階段學生在生涯成熟的歷程中扮演了極為重要的角色，也是主要影響 其發展的來源。Kuh (2009) 認為「學習投入」指的是學生在學習中的行為、

感覺以及思考的歷程，而這樣歷程性的觀點常使學習投入在不同議題的研 究模式中以中介變項的形式存在（Gaydos, 2008；Sandra, Amy & Cathy, 2012；李秋娟，2010）。李宜玫與孫頌賢（2010）進一步指出以個人內在 行為、學習時間與情緒狀態為內涵的學習投入較結果形式的變項能反映出

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在各式學習活動中的投入與參與歷程，因此適合以其作為反映個人內在心 理與行為狀態的中介變項。在國內的研究，學習投入較少與生涯相關議題 之研究產生連結，而對於評估高中學生生涯發展極為重要的指標-生涯成熟 作為本研究模式之依變項，在生涯發展量表中的五個分量表分別是生涯規 劃、生涯探索、生涯決策、工作世界的資訊與職業類別偏好的認識，正是 需透過作為本研究模式之中介變項-學習投入的行為和情緒兩因素在歷程 中的投入達致。

綜上所述，本研究推測高中生所知覺之父母生涯支持會促進其對於與 學習相關的各種投入行為，進而影響其生涯成熟。因此，提出學習投入為 父母生涯支持與生涯成熟之間的中介變項之假設，期望瞭解學習投入在父 母生涯支持與生涯成熟之間的中介效果，而提出如圖3-1的研究模式圖。

貳、測量模式之適配度考驗

在檢視結構方程模式之前，本研究將先以 LISREL 8.72 版將高中生父

在基本適配度方面，整體模式中並沒有負的誤差變異數存在；因素負 荷量介於0.23至0.96之間，整體而言，大致符合要求。在模式的整體適配 度方面，結果發現本模式之χ²=39.81， df 為10，p =.000 < .05，達顯著水 準，但考量卡方值容易受樣本數大小影響，因此需再參酌其他指標；適合 度指標中 GFI 符合標準(GFI=.98 > .90)、AGFI 符合標準 (AGFI=.96

> .90)、NFI 符合標準(NFI=.99 > .90)、NNFI 符合標準(NNFI=.99 > .90)；

替代性指標中CFI 符合標準(CFI=1.00 > .95)、RMSEA 顯示為合理適配 (RMSEA=.062 < .08) ； 殘 差 分 析 中 SRMR 達 適 配 標 準 (SRMR=.016

< .08)。整體而言符合適配標準，因此可以繼續進行結構模式的考驗。

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參、常態性檢驗

一、單變量常態性檢驗

研究者在檢驗本研究的理論假設模式之前，先將樣本進行常態性檢 驗，檢驗結果如表 4-16。由表 4-16 可知本研究模式之觀察變項的偏態係數 絕對值介於.26 至 1.59 之間、峰度係數絕對值介於.10 至 2.21 之間，符合 Kline (1998) 所提之偏態係數絕對值小於 3 以及峰度係數絕對值小於 10 的 標準，顯示本研究模式的觀察變項符合單變量常態性。

表 4-16

觀察變項之平均數、標準差、偏態與峰度一覽表

觀察變項之平均數、標準差、偏態與峰度一覽表