第四章 研究結果
本章的主要目的在依據待答問題、研究假設來分析並呈現研究資 料所獲得的結果。全章共分為三節，第一節說明不同背景變項之高中 生在生涯決定困難、生涯自我效能與焦慮憂鬱情緒之差異分析；第二 節為生涯決定困難與生涯自我效能之典型相關分析結果；第三節則說 明生涯決定困難與生涯自我效能對焦慮憂鬱情緒之迴歸分析結果。
本研究中「生涯決定困難」 、 「生涯自我效能」與「焦慮憂鬱情緒」
是本研究之重要變項，為瞭解上述各變項所包含的各因素之間的關 係，本研究將各重要變項之間的相關，以相關矩陣的的形式呈現，另 外，為了解各變項之集中分散情形，同時列出各變項之平均數及標準 差，如表 4-1 所示。
第一節 不同背景變項高中生在生涯決定困難、生涯自我效 能與焦慮憂鬱情緒之差異分析
本節分別就不同背景變項的高中生在生涯決定困難、生涯自我效 能與焦慮憂鬱情緒三者方面是否有差異情形，分別以背景變項之「年 級」 、 「性別」 、 「入學管道」 、 「就讀類組」 、 「有無上過生涯課程」 、 「決 定狀態」為自變項，以「生涯決定困難」 、 「生涯自我效能」 、 「焦慮憂 鬱情緒」為依變項，進行單因子多變量變異數分析，呈現在三大變項 上的差異情形。
一、不同背景變項高中生在生涯決定困難之差異分析
（一）年級與生涯決定困難
為了解不同年級的高中生在生涯決定困難上的差異情形，以年級 為自變項，生涯決定困難為依變項，進行單因子多變項變異數分析，
結果如表 4-2。
表 4-1 全體受試者之各重要變項間的相關矩陣、平均數及標準差
R1 缺乏動機 -
R2 猶豫不決 .130** - R3 錯誤觀念 -.070* .225** - L1 不清楚決定的步驟 .177** .404** .064 -
L2 對自己認識不足 .218** .473** .033 .637** -
L3 職業資料不足 .218** .329** .092** .486** .614** - L4 不知如何取得資料 .069* .285** .019 .505** .558** .540** - L5 資料來源不可靠 .147** .343** .102** .507** .682** .595** .565** - I1 內在衝突 .116** .244** .086** .302** .322** .310** .304** .443** - I2 外在衝突 .110** .071* .032 .129** .121** .151** .148** .226** .253** - C 文化及環境因素 .166** .344** .151** .383** .457** .420** .385** .500** .436** .327** - E1 生涯計畫 -.128**-.211**.138**-.282**-.425**-.266**-.334**-.346**-.162** -.127**-.327** - E2 目標選擇 -.146**-.152**.156**-.244**-.374**-.196**-.289**-.290**-.104** -.097**-.259** .866** - E3 生涯資料的蒐集 -.124**-.185**.133**-.208**-.265**-.164**-.237**-.196**-.118** -.122**-.171** .709** .680** - E4 職業的自我評量 -.084* -.074* .159**-.169**-.197** -.046 -.160**-.146** -.076* -.121**-.126** .645** .689** .585** - E5 問題解決 -.027 -.215** .048 -.174**-.203**-.087**-.138**-.194** -.082* -.101**-.128** .499** .499** .528** .527** -
E6 能力與人格的自我評量 -.040 -.188** .083* -.258**-.395**-.183**-.346**-.348**-.147** -.077* -.274** .647** .633** .552** .552** .445** - S1 焦慮情緒 -.045 .200** .040 .091** .130** .014 .149** .094** .139** .120** .195** -.132**-.144**-.120**-.139**-.155**-.149** - S2 憂鬱情緒 -.034 .240** -.012 .156** .210** .026 .214** .165** .187** .131** .202** -.274**-.283**-.243**-.287**-.264**-.276**.767** -
R1 R2 R3 L1 L2 L3 L4 L5 I1 I2 C E1 E2 E3 E4 E5 E6 S1 S2 平均數 8.70 13.16 9.58 9.05 25.23 13.48 6.26 18.62 21.14 11.17 18.59 39.08 34.62 28.25 21.21 15.84 9.89 42.12 43.55 標準差 2.899 3.022 2.486 2.806 7.156 3.663 2.002 4.810 3.831 4.048 4.514 8.945 7.390 6.300 4.089 3.597 2.505 9.094 8.468 人數 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910 910
*p<.05 **p<.01
表 4-2 不同年級之高中生生涯決定困難之變異數分析結果
1.高一（n=303） 2.高二（n=315） 3.高三（n=292）
M SD M SD M SD F 值 p 值 事後比較
尚未準備就緒
缺乏動機 8.59 2.841 8.41 2.890 9.14 2.928 5.209* .006 3>2 猶豫不決 12.90 3.248 13.49 2.824 13.09 2.964 3.108* .045
錯誤觀念 9.26 2.592 9.92 2.277 9.54 2.550 5.492* .004 2>1 各方面訊息不足
不清楚決定的步驟 9.12 2.717 9.24 2.864 8.76 2.819 2.411 .090 對自己認識不足 25.59 7.227 25.40 7.480 24.68 6.701 1.319 .268 職業資料不足 13.40 3.696 13.57 3.761 13.48 3.531 .177 .838 不知如何取得資料 6.24 2.038 6.32 2.080 6.20 1.881 .259 .772 資料來源不可靠 18.47 4.496 18.95 5.091 18.42 4.810 1.154 .316 訊息不一致
內在衝突 21.40 3.879 21.15 3.681 20.86 3.932 1.442 .237 外在衝突 10.97 3.764 11.21 3.928 11.34 4.445 .658 .518 文化及環境因素 18.81 4.858 18.89 4.341 18.04 4.288 3.189* .042
Λ=.943** df=2 *p<.05 **p<.001
由表 4-2 可知，其 Wilk（Λ）值為.943（df=2，p=.000），達統計 上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯決定困難而言，不同年級 的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 1-1：高中生 生涯決定困難因其年級而有所差異。進行 11 項生涯決定困難之變異 數分析方面，發現在「缺乏動機」 、 「猶豫不決」 、 「錯誤觀念」 、 「文化 及環境因素」分量表得分之上之差異達顯著水準（p<.05） 。進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，結果發現，在「缺乏動機」上，高三的得 分高於高二，其差異達顯水準（p<.05，p=.029）。在「錯誤觀念」部 份，高二的得分高於高一，其差異達顯水準（p<.05，p=.020）。
（二）性別與生涯決定困難
為了解不同性別的高中生在生涯決定困難上的差異情形，以性別 為自變項，生涯決定困難為依變項，進行單因子多變項變異數分析，
結果如表 4-3。
表 4-3 不同性別之高中生生涯決定困難之變異數分析結果
男（n=449） 女（n=461）
M SD M SD F 值 p 值
尚未準備就緒
缺乏動機 9.05 2.905 8.36 2.855 13.268* .000 猶豫不決 12.68 3.090 13.63 2.883 22.784* .000 錯誤觀念 9.58 2.506 9.57 2.468 .002 .969 各方面訊息不足
不清楚決定的步驟 9.09 2.818 9.01 2.797 .197 .657 對自己認識不足 25.14 7.262 25.32 7.057 .148 .700 職業資料不足 13.64 3.745 13.33 3.580 1.624 .203 不知如何取得資料 6.20 2.047 6.31 1.958 .797 .372 資料來源不可靠 18.54 4.897 18.70 4.727 .243 .622 訊息不一致
內在衝突 21.12 3.847 21.16 3.819 .022 .881 外在衝突 11.38 3.809 10.97 4.262 2.350 .126 文化及環境因素 18.29 4.397 18.88 4.612 3.854* .050
Λ=.935** df=1 *p<.05 **p<.001
由表 4-3 可知，其 Wilk（Λ）值為.935（df=1，p=.000），達統計 上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯決定困難而言，不同性別 的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 1-2：高中生 生涯決定困難因其性別而有所差異。進行 11 項生涯決定困難之變異 數分析方面，發現在「缺乏動機」、 「猶豫不決」 、「文化及環境因素」
分量表得分差異達顯著水準（p<.05） 。男生「缺乏動機」得分高於女 生，女生「猶豫不決」 、「文化及環境因素」得分高於男生。
（三）入學管道與生涯決定困難
為了解不同國中入學高中管道在生涯決定困難上的差異情形，以 入學管道為自變項，生涯決定困難為依變項，進行單因子多變項變異 數分析，結果如表 4-4。
由表 4-4 可知，其 Wilk（Λ）值為.970（df=2，p=.185），未達統
計上的顯著水準（p>.05） 。因此，就整體生涯決定困難而言，不同入
學管道的高中生之間沒有顯著差異存在，研究結果未支持研究假設
1-3：高中生生涯決定困難因其入學管道而有所差異。進行 11 項生涯 決定困難之變異數分析方面，發現僅有「職業資料不足」分量表得分 之上之差異達顯著水準（p<.05） 。進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，
結果發現，並無任何比較統計水準。
表 4-4 不同入學管道之高中生生涯決定困難之變異數分析結果
申請入學
（n=201）
登記分發入學
（n=657）
其他
（n=52） F 值 p 值 M SD M SD M SD 尚未準備就緒
缺乏動機 8.56 2.929 8.78 2.910 8.23 2.617 1.190 .305 猶豫不決 13.47 2.931 13.07 3.060 13.08 2.869 1.358 .258 錯誤觀念 9.79 2.334 9.48 2.535 9.98 2.380 1.876 .154 各方面訊息不足
不清楚決定的步驟 9.27 2.937 8.95 2.799 9.37 2.301 1.321 .267 對自己認識不足 26.01 7.622 24.96 7.021 25.62 6.875 1.723 .179 職業資料不足 14.02 3.644 13.37 3.644 12.88 3.828 3.207* .041 不知如何取得資料 6.52 2.086 6.19 1.963 6.10 2.107 2.256 .105 資料來源不可靠 19.25 5.078 18.46 4.767 18.19 4.097 2.315 .099 訊息不一致
內在衝突 21.39 3.719 21.05 3.881 21.27 3.631 .619 .539 外在衝突 11.23 4.313 11.23 4.009 10.23 3.370 1.488 .226 文化及環境因素 18.79 4.666 18.47 4.484 19.37 4.270 1.188 .305
Λ=.970 df=2 *p<.05 **p<.001
（四）就讀類組與生涯決定困難
為了解不同就讀類組高中生在生涯決定困難上的差異情形，以就 讀類組為自變項，生涯決定困難為依變項，進行單因子多變項變異數 分析，結果如表 4-5。
由表 4-5 可知，其 Wilk（Λ）值為.956（df=1，p=.000），達統計
上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯決定困難而言，不同就讀
類組的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 1-4：高
中生生涯決定困難因其就讀類組而有所差異。進行 11 項生涯決定困
難之變異數分析方面，發現在「猶豫不決」 、 「內在衝突」 、 「文化及環 境因素」分量表得分差異達顯著水準（p<.05） 。社會組在「猶豫不決」 、
「內在衝突」 、「文化及環境因素」得分均高於自然組。
表 4-5 不同就讀類組之高中生生涯決定困難之變異數分析結果
社會組（n=395） 自然組（n=515）
M SD M SD F 值 p 值
尚未準備就緒
缺乏動機 8.63 2.915 8.76 2.889 .415 .520 猶豫不決 13.43 2.944 12.96 3.069 5.297* .022 錯誤觀念 9.43 2.448 9.69 2.510 2.552 .110 各方面訊息不足
不清楚決定的步驟 8.92 2.818 9.14 2.796 1.402 .237 對自己認識不足 25.02 7.184 25.40 7.137 .617 .433 職業資料不足 13.39 3.594 13.55 3.718 .445 .505 不知如何取得資料 6.32 1.997 6.21 2.006 .635 .426 資料來源不可靠 18.54 4.832 18.69 4.796 .214 .644 訊息不一致
內在衝突 21.45 3.593 20.90 3.991 4.471* .035 外在衝突 10.89 4.057 11.38 4.031 3.269 .071 文化及環境因素 18.97 4.454 18.30 4.542 5.059* .025
Λ=.956** df=1 *p<.05 **p<.001
（五）有無上過生涯課程與生涯決定困難
為了解有無上過生涯過程在生涯決定困難上的差異情形，以課程 有無為自變項，生涯決定困難為依變項，進行單因子多變項變異數分 析，結果如表 4-6。
由表 4-6 可知，其 Wilk（Λ）值為.967（df=1，p=.001），達統計
上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯決定困難而言，不同就讀
類組的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 1-5：高
中生生涯決定困難因其有無上過生涯課程而有所差異。進行 11 項生
涯決定困難之變異數分析方面，發現在「缺乏動機」 、 「錯誤觀念」 、 「不
清楚決定的步驟」分量表得分差異達顯著水準（p<.05） 。無者的「缺
乏動機」 、 「不清楚決定的步驟」得分高於有者，而有者的「錯誤觀念」
高於無者。
表 4-6 有無上過生涯課程之高中生生涯決定困難之變異數分析結果
無（n=273） 有（n=637）
M SD M SD F 值 p 值
尚未準備就緒
缺乏動機 9.17 3.045 8.50 2.813 10.239* .001 猶豫不決 12.95 3.081 13.26 2.995 2.023 .155 錯誤觀念 9.26 2.448 9.72 2.491 6.569* .011 各方面訊息不足
不清楚決定的步驟 9.36 2.830 8.91 2.787 4.948* .026 對自己認識不足 25.77 7.569 25.00 6.965 2.163 .142 職業資料不足 13.67 3.658 13.40 3.666 .987 .321 不知如何取得資料 6.39 2.089 6.20 1.963 1.703 .192 資料來源不可靠 18.81 5.064 18.54 4.698 .600 .439 訊息不一致
內在衝突 21.05 3.814 21.18 3.840 .190 .663 外在衝突 11.55 4.009 11.01 4.056 3.431 .064 文化及環境因素 18.48 4.521 18.64 4.514 .237 .626
Λ=.967* df=1 *p<.05 **p<.001
（六）生涯決定狀態與生涯決定困難
為了解不同生涯決定狀態在生涯決定困難上的差異情形，以決定
狀態為自變項，生涯決定困難為依變項，進行單因子多變項變異數分
析，結果如表 4-7。由表 4-7 可知，其 Wilk（Λ）值為.611（df=4，p=.000） ，
達統計上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯決定困難而言，不
同決定狀態的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設
1-6：高中生生涯決定困難因其決定狀態而有所差異。進行 11 項生涯
決定困難之變異數分析方面，發現在「缺乏動機」 、 「猶豫不決」 、 「不
清楚決定的步驟」 、 「對自己認識不足」 、 「職業資料不足」 、 「不知如何
取得資料」 、 「資料來源不可靠」 、 「內在衝突」 、 「外在衝突」 、 「文化及
環境因素」分量表得分之上之差異達顯著水準（p<.05）。
表 4-7 不同決定狀態之高中生生涯決定困難之變異數分析結果
1.迷失方向
（n=154）
2.焦慮未定向
（n=150）
3.探索未定向
（n=366）
4.他主定向
（n=93）
5.自主定向
（n=147）
M SD M SD M SD M SD M SD
F 值 p 值 事後比較
尚未準備就緒
缺乏動機 11.12 2.648 9.37 2.628 8.11 2.576 8.55 2.887 7.06 2.416 55.124* .000
1>2、1>3 1>4、1>5 2>3、2>5 3>5、4>5
猶豫不決 13.23 2.883 14.35 2.757 13.45 2.935 12.13 2.751 11.80 3.144 18.117* .000
1>5、2>1 2>3、2>4 2>5、3>4 3>5 錯誤觀念 9.44 2.536 9.80 2.572 9.50 2.370 9.51 2.526 9.73 2.608 .652 .626 各方面訊息不足
不清楚決定的步驟 9.53 2.870 9.74 2.600 9.50 2.562 7.86 2.884 7.46 2.672 24.009* .000
1>4、1>5 2>4、2>5 3>4、3>5
對自己認識不足 26.55 6.830 28.15 6.281 26.74 6.816 20.43 6.179 20.16 5..710 49.100* .000
1>4、1>5 2>4、2>5 3>4、3>5
職業資料不足 13.95 3.747 14.35 3.348 14.01 3.270 12.59 4.166 11.37 3.610 19.718* .000
1>5、2>4 2>5、3>4 3>5
不知如何取得資料 6.34 2.235 6.53 1.741 6.53 1.848 5.97 2.087 5.39 2.066 10.142* .000 1>5、2>5 3>5
資料來源不可靠 18.92 4.616 20.06 4.085 19.68 4.124 17.00 5.389 15.24 5.063 32.753* .000
1>4、1>5 2>4、2>5 3>4、3>5 訊息不一致
內在衝突 21.14 4.167 22.23 3.640 21.58 3.564 20.84 3.642 19.12 3.693 15.582* .000 1>5、2>5 3>5、4>5 外在衝突 11.07 3.929 12.03 3.890 11.43 3.799 11.25 4.539 9.70 4.266 7.142* .000 2>5、3>5
文化及環境因素 18.44 4.585 20.18 3.595 19.50 4.204 16.84 4.392 15.97 4.667 27.045* .000
1>5．2>1 2>4、2>5 3>4、3>5 Λ=.611** df=4 *p<.05 **p<.001
進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，結果發現：在「缺乏動機」
的得分，迷失方向高於焦慮未定向、探索未定向、他主定向、自主定 向，焦慮未定向高於探索未定向與自主定向，其差異達顯水準
（p=.000），探索未定向高於自主定向其差異達顯水準（p=.002），他 主定向高於自主定向其差異達顯水準（p=.001）。
在「猶豫不決」分量表，迷失方向高於自主定向其差異達顯水準
（p=.001），焦慮未定向高於迷失方向其差異達顯水準（p=.025），焦 慮未定向高於探索未定向其差異達顯水準（p=.039），焦慮未定向高 於他主定向與自主定向，探索未定向高於自主定向，其差異達顯水準
（p=.000），探索未定向高於他主定向其差異達顯水準（p=.004）。
在「不清楚決定的步驟」分量表，迷失方向高於他主定向與自主 定向，焦慮未定向高於他主定向與自主定向，探索未定向高於他主定 向與自主定向，其差異達顯水準（p=.000）。
在「對自己認識不足」分量表，迷失方向高於他主定向與自主定 向，焦慮未定向高於他主定向與自主定向，探索未定向高於他主定向 與自主定向，其差異達顯水準（p=.000）。
在「職業資料不足」分量表，迷失方向高於自主定向，焦慮未定 向高於自主定向，探索未定向高於自主定向，其差異達顯水準
（p=.000），焦慮未定向高於他主定向其差異達顯水準（p=.007），探 索未定向高於他主定向其差異達顯水準（p=.018）。
在「不知如何取得資料」分量表，迷失方向高於自主定向其差異 達顯水準（p=.002），焦慮未定向高於自主定向，探索未定向高於自 主定向，其差異達顯水準（p=.000）。
在「資料來源不可靠」分量表，迷失方向高於他主定向，其差異 達顯水準（p=.034），迷失方向高於自主定向，焦慮未定向高於他主 定向與自主定向，探索未定向高於他主定向與自主定向，其差異達顯 水準（p=.000）。
在「內在衝突」分量表，迷失方向高於自主定向，焦慮未定向高
於自主定向，探索未定向高於自主定向，其差異達顯水準（p=.000），
他主定向高於自主定向其差異達顯水準（p=.016）。
在「外在衝突」分量表，焦慮未定向高於自主定向其差異達顯水 準（p=.000），探索未定向高於自主定向其差異達顯水準（p=.001）。
在「文化與環境因素」分量表，焦慮未定向高於迷失方向，其差 異達顯水準（p=.014），迷失方向高於自主定向，焦慮未定向高於他 主定向與自主定向，探索未定向高於他主定向與自主定向，其差異達 顯水準（p=.000）。
「缺乏動機」的得分高低順序是迷失方向、焦慮未定向、他主定 向、探索未定向、自主定向。
「猶豫不決」的得分高低順序是焦慮未定向、探索未定向、迷失 方向、他主定向、自主定向。
「不清楚決定的步驟」的得分高低順序是焦慮未定向、迷失方 向、探索未定向、他主定向、自主定向
「對自己認識不足」的得分高低順序是焦慮未定向、探索未定 向、迷失方向、他主定向、自主定向。
「職業資料不足」的得分高低順序是焦慮未定向、探索未定向、
迷失方向、他主定向、自主定向。
「不知如何取得資料」的得分高低順序是焦慮未定向與探索未定 向得分相同，其次依序是迷失方向、他主定向、自主定向。
「資料來源不可靠」的得分高低順序是焦慮未定向、探索未定 向、迷失方向、他主定向、自主定向。
「內在衝突」的得分高低順序是焦慮未定向、探索未定向、迷失 方向、他主定向、自主定向。
「外在衝突」的得分高低順序是焦慮未定向、探索未定向、他主 定向、迷失方向、自主定向。
「文化及環境因素」的得分高低順序是焦慮未定向、探索未定 向、迷失方向、他主定向、自主定向。
（七）小結
玆將不同背景變項之對生涯決定困難之單因子多變量變異數分
析之結果整理如表 4-8。
表 4-8 不同背景變項對生涯決定困難之差異分析摘要表
年級 性別 管道 類組 課程 狀態
整體 ◎ ◎ ◎ ◎ ◎
缺乏動機 ＊ ＊ ＊ ＊
猶豫不決 ＊ ＊ ＊ ＊
錯誤觀念 ＊ ＊
不清楚決定步驟 ＊ ＊
對自己認識不足 ＊
職業資料不足 ＊ ＊
不知如何取得資料 ＊
資料來源不可靠 ＊
在在衝突 ＊ ＊
外在衝突 ＊
文化及環境因素 ＊ ＊ ＊ ＊
◎表示整體上差異達顯著差異水準；＊表示分量表差異達顯著水準。
由表 4-8 可以看出，不同背景變項在生涯決定困難之整體與分量 表變異數分析之結果達顯著差異的部份。整體的變異數分析結果只有 入學管道未達統計上的顯著水準，「缺乏動機」在年級、性別、有無 上過生涯課程、決定狀態上的差異達顯著水準； 「猶豫不決」在年級、
性別、就讀類組、決定狀態上的差異達顯著水準； 「錯誤觀念」在年 級、有無上過生涯課程上的差異達顯著水準；「不清楚決定的步驟」
在有無上過生涯課程、決定狀態上的差異達顯著水準；「對自己認識 不足」在決定狀態上的差異達顯著水準； 「職業資料不足」在入學管 道、決定狀態上的差異達顯著水準；「不知如何取得資料」在決定狀 態上的差異達顯著水準；「資料來源不可靠」在決定狀態上的差異達 顯著水準； 「內在衝突」在就讀類組、決定狀態上的差異達顯著水準；
「外在衝突」在決定狀態上的差異達顯著水準； 「文化及環境因素」
在年級、性別、就讀類組、決定狀態上的差異達顯著水準。
二、不同背景變項高中生在生涯自我效能之差異分析
（一）年級與生涯自我效能
為了解不同年級的高中生在生涯自我效能上的差異情形，以年級 為自變項，生涯自我效能為依變項，進行單因子多變項變異數分析，
結果如表 4-9。
表 4-9 不同年級之高中生生涯自我效能之變異數分析結果
1.高一（n=303）2.高二（n=315）3.高三（n=292）
M SD M SD M SD F 值 p 值 事後比較
生涯計畫 38.73 9.133 37.91 8.170 40.71 9.332 7.892* .000 3>2 目標選擇 34.43 7.204 33.89 7.094 35.60 7.800 4.240* .015 3>2 生涯資料的蒐集 28.43 6.052 27.38 6.212 29.00 6.552 5.210* .006 3>2 職業的自我評量 20.97 4.181 21.05 3.973 21.63 4.097 2.318 .099
問題解決 16.16 3.260 15.85 3.677 15.50 3.816 2.530 .080 能力與人格的自我評量 9.70 2.527 9.83 2.416 10.15 2.553 2.648 .071
Λ=.948** df=2 *p<.05 **p<.001
由表 4-9 可知，其 Wilk（Λ）值為.948（df=2，p=.000），達統計 上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯自我效能而言，不同年級 的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 2-1：高中生 生涯自我效能因其年級而有所差異。進行 6 項生涯自我效能之變異數 分析方面，發現在「生涯計畫」 、 「目標選擇」 、 「生涯資料的蒐集」分 量表得分之上之差異達顯著水準（p<.05）。進一步以 Scheffe 法進行 事後考驗，結果發現，在「生涯計畫」上，高三的得分高於高二，其 差異達顯水準（p=.006）。在「目標選擇」部份，高三的得分高於高 二，其差異達顯水準（p=.046）。在「生涯資料的蒐集」部份，高三 的得分高於高二，其差異達顯水準（p=.026）。
（二）性別與生涯自我效能
為了解不同性別的高中生在生涯自我效能上的差異情形，以性別 為自變項，生涯自我效能為依變項，進行單因子多變項變異數分析，
結果如表 4-10。
表 4-10 不同性別之高中生生涯自我效能之變異數分析結果
男（n=449） 女（n=461）
M SD M SD F 值 p 值
生涯計畫 38.75 9.023 39.41 8.866 1.253 .263 目標選擇 33.99 7.435 35.23 7.302 6.341* .011 生涯資料的蒐集 28.21 6.358 28.29 6.250 .032 .858 職業的自我評量 20.70 4.173 21.71 3.948 13.891* .000 問題解決 16.21 3.581 15.48 3.579 9.286* .002 能力與人格的自我評量 10.03 2.569 9.75 2.430 2.912 .088
Λ=.925** df=1 *p<.05 **p<.001
由表 4-10 可知，其 Wilk（Λ）值為.925（df=1，p=.000），達統計 上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯自我效能而言，不同性別 的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 2-2：高中生 生涯自我效能因其性別而有所差異。進行 6 項生涯自我效能之變異數 分析方面，發現在「目標選擇」 、 「職業的自我評量」 、 「問題解決」分 量表得分差異達顯著水準（p<.05） 。男生「問題解決」得分高於女生，
女生「目標選擇」、 「職業的自我評量」得分高於男生。
（三）入學管道與生涯自我效能
表 4-11 不同入學管道之高中生生涯自我效能之變異數分析結果
1.申請入學
（n=201）
2.登記分發入學
（n=657）
3.其他
（n=52）
M SD M SD M SD
F 值 p 值 事後比較
生涯計畫 37.69 9.840 39.58 8.690 38.15 7.962 3.779* .023 目標選擇 33.77 8.084 34.90 7.264 34.33 5.864 1.835 .160 生涯資料的蒐集 27.26 7.149 28.51 6.086 28.71 5.069 3.197* .041
職業的自我評量 20.49 4.591 21.46 3.954 20.88 3.353 4.562* .011 2>1 問題解決 15.16 3.907 16.04 3.516 16.02 3.052 4.669* .010 2>1 能力與人格的自我評量 9.61 2.668 9.97 2.452 9.98 2.429 1.629 .197
Λ=.979 df=2 *p<.05
為了解不同國中入學高中管道在生涯自我效能上的差異情形，以
入學管道為自變項，生涯自我效能為依變項，進行單因子多變項變異 數分析，結果如表 4-11。
由表 4-11 可知，其 Wilk（Λ）值為.979（df=2，p=.086），未達統 計上的顯著水準（p>.05） 。因此，就整體生涯自我效能而言，不同入 學管道的高中生之間沒有顯著差異存在，研究結果未支持研究假設 2-3：高中生生涯自我效能因其入學管道而有所差異。進行 6 項生涯 自我效能之變異數分析方面，發現在「生涯計畫」 、「生涯資料的蒐 集」 、「職業的自我評量」、 「問題解決」分量表得分差異達顯著水準
（p<.05）。進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，結果發現，在「職業 的自我評量」上，登記分發入學的得分高於申請入學，其差異達顯水 準（p=.038）。在「問題解決」部份，登記分發入學的得分高於申請 入學，其差異達顯水準（p=.033）。
（四）就讀類組與生涯自我效能
為了解不同就讀類組高中生在生涯自我效能上的差異情形，以就 讀類組為自變項，生涯自我效能為依變項，進行單因子多變項變異數 分析，結果如表 4-12。
表 4-12 不同就讀類組之高中生生涯自我效能之變異數分析結果
社會組（n=395） 自然組（n=515）
M SD M SD F 值 p 值
生涯計畫 39.67 8.971 38.63 8.907 3.027 .082 目標選擇 35.50 7.314 33.94 7.384 9.989* .002 生涯資料的蒐集 28.45 6.116 28.10 6.439 .711 .399 職業的自我評量 21.77 3.919 20.78 4.167 13.393* .000 問題解決 15.86 3.462 15.83 3.699 .022 .883 能力與人格的自我評量 9.76 2.433 9.98 2.552 1.698 .193
Λ=.955** df=1 *p<.05
由表 4-12 可知，其 Wilk（Λ）值為.955（df=1，p=.000），達統計
上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯自我效能而言，不同就讀
類組的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 2-4：高
中生生涯自我效能因其就讀類組而有所差異。進行 6 項生涯自我效能 之變異數分析方面，發現在「目標選擇」 、 「職業的自我評量」分量表 得分差異達顯著水準（p<.05） 。社會組的「目標選擇」與「職業的自 我評量」得分均高於自然組。
（五）有無上過生涯課程與生涯自我效能
為了解有無上過生涯過程在生涯自我效能上的差異情形，以課程 有無為自變項，生涯自我效能為依變項，進行單因子多變項變異數分 析，結果如表 4-13。
表 4-13 有無上過生涯課程之高中生生涯自我效能之變異數分析結果
無（n=273） 有（n=637） F 值 p 值 M SD M SD 生涯計畫 38.57 9.210 39.30 8.827 1.273 .259 目標選擇 34.18 7.753 34.81 7.227 1.387 .239 生涯資料的蒐集 27.52 6.369 28.56 6.249 5.304* .022 職業的自我評量 20.86 4.256 21.36 4.010 2.824 .093 問題解決 16.08 3.674 15.74 3.561 1.791 .181 能力與人格的自我評量 9.72 2.519 9.96 2.493 1.801 .180
Λ=.981* df=1 *p<.05
由表 4-13 可知，其 Wilk（Λ）值為.981（df=1，p=.008），達統計 上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯自我效能而言，有無上過 生涯課程的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 2-5：高中生生涯自我效能因其有無上過生涯課程而有所差異。進行 6 項生涯自我效能之變異數分析方面，發現在「生涯資料的蒐集」分量 表得分差異達顯著水準（p<.05）。有上過課程的「生涯資料的蒐集」
得分高於無者。
（六）生涯決定狀態與生涯自我效能
為了解不同生涯決定狀態在生涯自我效能上的差異情形，以決定
狀態為自變項，生涯自我效能為依變項，進行單因子多變項變異數分
析，結果如表 4-14。
表 4-14 不同生涯決定狀態之高中生生涯自我效能之變異數分析結果
1.迷失方向
（n=154）
2.焦慮未定向
（n=150）
3.探索未定向
（n=366）
4.他主定向
（n=93）
5.自主定向
（n=147）
M SD M SD M SD M SD M SD
F 值 p 值 事後比較
生涯計畫 37.79 9.746 35.56 7.744 37.42 7.648 44.06 9.322 45.01 7.985 38.632* .000
4>1、4>2 4>3、5>1 5>2、5>3
目標選擇 33.36 7.897 31.81 6.496 33.54 6.513 38.31 7.443 39.14 6.974 31.896* .000
4>1、4>2 4>3、5>1 5>2、5>3
生涯資料的蒐集 27.40 6.654 26.43 5.926 27.79 5.801 29.78 6.792 31.17 6.075 14.403* .000 4>2、5>1 5>2、5>3
職業的自我評量 20.55 4.595 20.86 3.599 20.99 3.909 21.25 4.085 22.80 4.096 7.322* .000 5>1、5>2 5>3
問題解決 15.84 3.827 14.78 3.529 15.41 3.316 17.26 3.257 17.10 3.715 13.399* .000
4>1、4>2 4>3、5>1 5>2、5>3
能力與人格自我評量 9.82 2.810 9.17 2.336 9.57 2.302 10.42 2.342 11.15 2.420 16.022* .000 4>2、5>1 5>2、5>3 Λ=.785** df=4 *p<.05
由表 4-14 可知，其 Wilk（Λ）值為.785（df=4，p=.000），達統計 上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體生涯自我效能而言，不同決定 狀態的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 2-6：高 中生生涯自我效能因其決定狀態而有所差異。進行 6 項生涯自我效能 之變異數分析方面，發現在「生涯計畫」 、 「目標選擇」 、 「生涯資料的 蒐集」、 「職業的自我評量」、 「問題解決」、 「能力與人格的自我評量」
分量表得分之上之差異達顯著水準（p<.05）。
進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，結果發現，「生涯計畫」的得 分，他主定向高於迷失方向、焦慮未定向、探索未定向，自主定向高 於迷失方向、焦慮未定向、探索未定向其差異達顯水準（p=.000）。
在「目標選擇」的得分，他主定向高於迷失方向、焦慮未定向、
探索未定向，自主定向高於迷失方向、焦慮未定向、探索未定向其差
異達顯水準（p=.000）。
在「生涯資料的蒐集」的得分，他主定向高於焦慮未定向，其差 異達顯水準（p=.002）；自主定向高於迷失方向、焦慮未定向、探索 未定向其差異達顯水準（p=.000）。
在「職業的自我評量」的得分，自主定向高於焦慮未定向，其差 異達顯水準（p=.002）；自主定向高於迷失方向與探索未定向其差異 達顯水準（p=.000）。
在「問題解決」的得分，他主定向高於迷失方向，其差異達顯水 準（p=.050）；自主定向高於迷失方向，其差異達顯水準（p=.045）；
他主定向高於焦慮未定向與探索未定向，自主定向高於焦慮未定向與 探索未定向，其差異達顯水準（p=.000）。
在「能力與人格的自我評量」的得分，他主定向高於焦慮未定向，
其差異達顯水準（p=.004）；自主定向高於迷失方向、焦慮未定向、
探索未定向，其差異達顯水準（p=.000）。
「生涯計畫」的得分高低順序是自主定向、他主定向、迷失方向、
探索未定向、焦慮未定向。
「目標選擇」的得分高低順序是自主定向、他主定向、探索未定 向、迷失方向、焦慮未定向。
「生涯資料的蒐集」的得分高低順序是自主定向、他主定向、探 索未定向、迷失方向、焦慮未定向。
「職業的自我評量」的得分高低順序是自主定向、他主定向、探 索未定向、焦慮未定向、迷失方向。
「問題解決」的得分高低順序是他主定向、自主定向、迷失方向、
探索未定向、焦慮未定向。
「能力與人格的自我評量」的得分高低順序是自主定向、他主定 向、迷失方向、探索未定向、焦慮未定向。
（七）小結
玆將不同背景變項對生涯自我效能之單因子多變量變異數分析
之結果整理如表 4-15。
表 4-15 不同背景變項對生涯自我效能之差異分析摘要表
年級 性別 管道 類組 課程 狀態
整體 ◎ ◎ ◎ ◎ ◎
生涯計畫 ＊ ＊ ＊
目標選擇 ＊ ＊ ＊ ＊
生涯資料的蒐集 ＊ ＊ ＊ ＊
職業的自我評量 ＊ ＊ ＊ ＊
問題解決 ＊ ＊ ＊
能力與人格的自我評量 ＊
◎表示整體上差異達顯著差異水準；＊表示分量表差異達顯著水準。
由表 4-15 可以看出，不同背景變項在生涯自我效能之整體與分 量表變異數分析之結果達顯著差異的部份。整體的變異數分析結果只 有入學管道未達統計上的顯著水準， 「生涯計畫」在年級、入學管道、
決定狀態上的差異達顯著水準； 「目標選擇」在年級、性別、就讀類 組、決定狀態上的差異達顯著水準；「生涯資料的蒐集」在年級、入 學管道、有無上過生涯課程、決定狀態上的差異達顯著水準；「職業 的自我評量」在性別、入學管道、就讀類組、決定狀態上的能差異達 顯著水準； 「問題解決」在性別、入學管道、決定狀態上的差異達顯 著水準； 「能力與人格的自我評量」在決定狀態上的差異達顯著水準。
三、不同背景變項高中生在焦慮憂鬱情緒之差異分析
（一）年級與焦慮憂鬱情緒
為了解不同年級的高中生在焦慮憂鬱情緒上的差異情形，以年級 為自變項，焦慮憂鬱情緒為依變項，進行單因子多變項變異數分析，
結果如表 4-16。
由表 4-16 可知，其 Wilk（Λ）值為.984（df=2，p=.007），達統計
上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體焦慮憂鬱情緒而言，不同年級
的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 3-1：高中生
焦慮憂鬱情緒因其年級而有所差異。分別進行焦慮憂鬱情緒之變異數
分析結果，發現在「焦慮情緒」分量表得分之上之差異達顯著水準
（p<.05）。進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，結果發現，年級間的 比較均無達顯著水準。
表 4-16 不同年級之高中生焦慮憂鬱情緒之變異數分析結果
高一（n=303） 高二（n=315） 高三（n=292）
M SD M SD M SD F 值 p 值
焦慮情緒 41.40 9.476 41.57 8.054 43.44 9.619 4.639* .010 憂鬱情緒 43.46 8.458 43.26 7.909 43.94 9.054 .511 .600
Λ=.984* df=2 *p<.05
（二）性別與焦慮憂鬱情緒
為了解不同性別的高中生在焦慮憂鬱情緒上的差異情形，以性別 為自變項，焦慮憂鬱情緒為依變項，進行單因子多變項變異數分析，
結果如表 4-17。
表 4-17 不同性別之高中生焦慮憂鬱情緒之變異數分析結果
男（n=449） 女（n=461）
M SD M SD F 值 p 值
焦慮情緒 41.38 9.218 42.84 8.924 5.884* .015 憂鬱情緒 42.88 8.754 44.19 8.137 5.425* .020
Λ=.993* df=1 *p<.05 **p<.001
由表 4-17 可知，其 Wilk（Λ）值為.993（df=1，p=.041），達統計 上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體焦慮憂鬱情緒而言，不同性別 的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 3-2：高中生 焦慮憂鬱情緒因其性別而有所差異。分別進行焦慮憂鬱情緒之變異數 分析方面，發現在「焦慮情緒」 、 「憂鬱情緒」分量表得分差異達顯著 水準（p<.05）。女生「焦慮情緒」、「憂鬱情緒」的得分均高於男生。
（三）入學管道與焦慮憂鬱情緒
為了解不同國中入學高中管道在焦慮憂鬱情緒上的差異情形，以
入學管道為自變項，焦慮憂鬱情緒為依變項，進行單因子多變項變異
數分析，結果如表 4-18。
表 4-18 不同入學管道之高中生焦慮憂鬱情緒之變異數分析結果
申請入學
（n=201）
登記分發入學
（n=657）
其他
（n=52）
M SD M SD M SD
F 值 p 值
焦慮情緒 40.74 9.135 42.45 9.141 43.21 7.870 3.150* .043 憂鬱情緒 42.88 8.399 43.65 8.540 44.87 7.723 1.307 .271
Λ=.991 df=2 *p<.05 **p<.001
由表 4-18 可知，其 Wilk（Λ）值為.991（df=2，p=.096），未達統 計上的顯著水準（p>.05） 。因此，就整體焦慮憂鬱情緒而言，不同入 學管道的高中生之間沒有顯著差異存在，研究結果未支持研究假設 3-3：高中生焦慮憂鬱情緒因其入學管道而有所差異。分別進行焦慮 憂鬱情緒之變異數分析結果，發現在「焦慮情緒」分量表得分之上之 差異達顯著水準（p<.05）。進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，結果 發現，入學管道間的比較均無達顯著水準。
（四）就讀類組與焦慮憂鬱情緒
為了解不同就讀類組高中生在焦慮憂鬱情緒上的差異情形，以就 讀類組為自變項，焦慮憂鬱情緒為依變項，進行單因子多變項變異數 分析，結果如表 4-19。
表 4-19 不同就讀類組之高中生焦慮憂鬱情緒之變異數分析結果
社會組（n=395） 自然組（n=515）
M SD M SD F 值 p 值
焦慮情緒 41.85 8.726 42.32 9.370 .580 .447 憂鬱情緒 43.29 8.012 43.74 8.804 .640 .424
Λ=.999 df=1 *p<.05 **p<.001
由表 4-19 可知，其 Wilk（Λ）值為.999（df=1，p=.707），未達統
計上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體焦慮憂鬱情緒而言，不同就
讀類組的高中生之間沒有顯著差異存在，研究結果並未支持研究假設 3-4：高中生焦慮憂鬱情緒因其就讀類組而有所差異。分別進行焦慮 憂鬱情緒之變異數分析方面，發現在「焦慮情緒」 、 「憂鬱情緒」分量 表得分差異均未達顯著水準（p<.05）。
（五）有無上過生涯課程與焦慮憂鬱情緒
為了解有無上過生涯過程在焦慮憂鬱情緒上的差異情形，以課程 有無為自變項，焦慮憂鬱情緒為依變項，進行單因子多變項變異數分 析，結果如表 4-20。
表 4-20 有無上過生涯課程之高中生焦慮憂鬱情緒之變異數分析結果
無（n=273） 有（n=637）
M SD M SD F 值 p 值
焦慮情緒 41.76 9.235 42.27 9.036 .601 .438 憂鬱情緒 42.95 8.368 43.80 8.504 1.960 .162
Λ=.998 df=1 *p<.05 **p<.001
由表 4-20 可知，其 Wilk（Λ）值為.998（df=1，p=.338），未達統 計上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體焦慮憂鬱情緒而言，有無上 過生涯課程的高中生之間沒有顯著差異存在，研究結果並未支持研究 假設 3-5：高中生焦慮憂鬱情緒因其有無生涯課程而有所差異。分別 進行焦慮憂鬱情緒之變異數分析方面，發現在「焦慮情緒」 、 「憂鬱情 緒」分量表得分差異均未達顯著水準（p<.05）。
（六）生涯決定狀態與焦慮憂鬱情緒
為了解不同生涯決定狀態在焦慮憂鬱情緒上的差異情形，以決定 狀態為自變項，焦慮憂鬱情緒為依變項，進行單因子多變項變異數分 析，結果如表 4-21。
由表 4-21 可知，其 Wilk（Λ）值為.973（df=4，p=.002），達統計
上的顯著水準（p<.05） 。因此，就整體焦慮憂鬱情緒而言，不同決定
狀態的高中生之間有顯著差異存在，研究結果支持研究假設 3-6：高
中生焦慮憂鬱情緒因其決定狀態而有所差異。分別進行焦慮憂鬱情緒
之變異數分析結果，發現在「憂鬱情緒」分量表得分之上之差異達顯 著水準（p<.05）。進一步以 Scheffe 法進行事後考驗，結果發現，焦 慮未定向的「憂鬱情緒」得分高於自主定向，其差異達顯水準
（p=.008）。
表 4-21 不同生涯決定狀態之高中生焦慮憂鬱情緒之變異數分析結果
1.迷失方向
（n=154）
2.焦慮未定向
（n=150）
3.探索未定向
（n=366）
4.他主定向
（n=93）
5.自主定向
（n=147） F 值 p 值 事後比較 M SD M SD M SD M SD M SD
焦慮情緒 41.63 8.970 43.56 8.790 42.24 9.049 42.10 9.854 40.85 9.044 1.791 .129
憂鬱情緒 43.15 9.134 45.36 7.583 44.09 7.854 42.02 10.096 41.72 8.529 4.716* .001 2>5 Λ=.973* df=4 *p<.05 **p<.001
（七）小結
玆將不同背景變項之對焦慮憂鬱情緒之單因子多變量變異數分 析之結果整理如表 4-22。
表 4-22 不同背景變項對焦慮憂鬱情緒之差異分析摘要表
年級 性別 管道 類組 課程 狀態
整體 ◎ ◎ ◎
焦慮情緒 ＊ ＊ ＊
憂鬱情緒 ＊ ＊
◎表示整體上差異達顯著差異水準；＊表示分量表差異達顯著水準。
由表 4-22 可以看出，不同背景變項在焦慮憂鬱情緒之整體與分 量表變異數分析之結果達顯著差異的部份。整體的變異數分析結果在 年級、性別、決定狀態上的差異達統計上的顯著水準，「焦慮情緒」
在年級、性別、入學管道上的差異達顯著水準； 「憂鬱情緒」在性別、
決定狀態上的差異達顯著水準。
第二節 高中生生涯決定困難與生涯自我效能之典型相關 分析
本節主要探討高中生之生涯決定困難與生涯自我效能的相關情 形，根據高中生在「生涯決定困難量表」與「生涯自我效能量表」的 得分之積差相關矩陣（表 4-1），以典型相關分析探討其間的關係結 構。典型相關分析以生涯決定困難量表中的「缺乏動機」 、「猶豫不 決」 、 「錯誤觀念」 、 「不清楚決定的步驟」 、 「對自己認識不足」 、 「職業 資料不足」 、 「不知如何取得資料」 、 「資料來源不可靠」 、 「內在衝突」、
「外在衝突」 、「文化及環境因素」共 11 個分量表上的得分為第一組 X 變項，以生涯自我效能量表中的「生涯計畫」、「目標選擇」、「生涯 資料的蒐集」 、 「職業的自我評量」 、 「問題解決」 、 「能力與人格自我評 量」得分為第二組 Y 變項，其典型相關分析結果如表 4-23。
表 4-23 高中生生涯決定困難與生涯自我效能之典型相關分析摘要表（n=910）
X 變項 典型變項 Y 變項 典型變項
χ1 χ2 χ3 χ4 η1 η2 η3 η4
缺乏動機 -.159 -.537 .017 -.325 生涯計畫 .885 .326 .204 .172 猶豫不決 -.404 .293 -.719 -.200 目標選擇 .787 .497 .048 -.063 錯誤觀念 .171 .658 .036 -.070 生涯資料的蒐集 .544 .521 .544 .098 不清楚決定的步驟 -.534 -.087 -.304 .029 職業的自我評量 .444 .648 .284 -.447 對自己認識不足 -.867 .047 -.065 -.099 問題解決 .404 -.017 .774 -.272 職業資料不足 -.515 .132 -.076 -.692 能力與人格自我評量 .845 -.003 .099 -.451
不知如何取得資料 -.704 -.002 -.034 -.012
資料來源不可靠 -.744 .303 -.125 .020
內在衝突 -.310 .068 -.239 -.139
外在衝突 -.159 -.276 -.398 -.027
文化及環境因素 -.658 .134 .017 -.293
抽出變異數百分比 28.4 9.3 7.8 6.8 抽出變異數百分比 46.2 17.4 17.1 8.7 重疊（%） .086 .006 .004 .003 重疊（%） .140 .010 .009 .003
ρ² .303 .059 .054 .040 典型相關係數 .551*** .244*** .234*** .200***
***p<.001；**p<.01；*p<.05
由表 4-23 典型相關分析結果顯示，共有四組典型相關因素達統 計上的顯著水準（p<.05） ，其相關係數分別為.551、.244、.234、.200。
所以支持本研究假設 4-1：高中生生涯決定困難與生涯自我效能間有 顯著的典型相關存在。茲將此四個典型相關結構說明如下：
一、第一組典型相關
在第一組典型相關中，典型相關係數 ρ 為.551（p<.001） ，其決定 係數 ρ²為.303，表示在 X 組變項的第一個典型相關因素（χ¹）可以解 釋 Y 組變項之第一個典型因素（η¹）總變異量的 30.3%。χ¹是從 X 組 11 個變項中抽取出來的第一個典型因素，佔 X 組變項總變異量的 28.4%。X 組變項與 Y 組第一個典型因素（η¹）重疊部分為.086，表 示 Y 組第一個典型因素（η¹）可以解釋 X 組變項總變異量的 8.6%。η¹ 是從 Y 組 6 個變項中抽取出來的第一個典型因素，佔 Y 組變項總變 異量的 46.2%，Y 組變項與 X 組第一個典型因素（χ¹）重疊部分為.140，
表示 X 組第一個典型因素（χ¹）可以解釋 Y 組變項總變異量的 14.0%。
就第一組典型相關而言， X 組變項中以「不清楚決定的步驟」 、 「對 自己認識不足」 、 「職業資料不足」 、 「不知如何取得資料」 、 「資料來源 不可靠」、 「文化及環境因素」與第一個典型因素（χ¹）有高的相關，
其典型因素負荷量依次為-.534、-.867、-.515、-.704、-.744、-.658。
而 Y 組變項中，以「生涯計畫」、「目標選擇」、「生涯資料的蒐集」、
「能力與人格的自我評量」與第一個典型因素（η¹）有高的相關，其 典型因素負荷量分別為.885、.787、.544、.845。因此，X 組變項當中 的「不清楚決定的步驟」 、 「對自己認識不足」 、 「職業資料不足」 、 「不 知如何取得資料」 、 「資料來源不可靠」 、 「文化及環境因素」透過第一 個典型相關因素和 Y 組變項中的「生涯計畫」、「目標選擇」、「生涯 資料的蒐集」 、「能力與人格的自我評量」有較高的相關。
從典型因素負荷量的正負號來看，生涯決定困難的「不清楚決定
的步驟」、 「對自己認識不足」 、「職業資料不足」 、「不知如何取得資
料」 、 「資料來源不可靠」 、 「文化及環境因素」與生涯自我效能的「生
涯計畫」 、 「目標選擇」 、 「生涯資料的蒐集」 、 「能力與人格的自我評量」
的關係為不同方向。
二、第二組典型相關
在第二組典型相關中，典型相關係數 ρ 為.244（p<.001） ，其決定 係數 ρ²為.059，表示在 X 組變項的第二個典型相關因素（χ²）可以解 釋 Y 組變項之第二個典型因素（η²）總變異量的 5.9%。χ²是從 X 組 11 個變項中抽取出來的第二個典型因素，佔 X 組變項總變異量的 9.3%。X 組變項與 Y 組第二個典型因素（η²）重疊部分為.006，表示 Y 組第二個典型因素（η²）可以解釋 X 組變項總變異量的 0.6%。η² 是從 Y 組 6 個變項中抽取出來的第二個典型因素，佔 Y 組變項總變 異量的 17.4%，Y 組變項與 X 組第二個典型因素（χ²）重疊部分為.010，
表示 X 組第二個典型因素（χ²）可以解釋 Y 組變項總變異量的 1.0%。
就第二組典型相關而言， X 組變項中以「缺乏動機」 、 「錯誤觀念」
與第二個典型因素（χ²）有高的相關，其典型因素負荷量為-.537、.658。
而 Y 組變項中，以「目標選擇」、「生涯資料的蒐集」、「職業的自我 評量」與第二個典型因素（η²）有高的相關，其典型因素負荷量分別 為.497、.521、.648。因此，X 組變項當中的「缺乏動機」、「錯誤觀 念」透過第二個典型相關因素和 Y 組變項中的「目標選擇」、「生涯 資料的蒐集」 、「職業的自我評量」有較高的相關。
從典型因素負荷量的正負號來看，生涯決定困難的「錯誤觀念」
與生涯自我效能的「目標選擇」 、 「生涯資料的蒐集」 、 「職業的自我評 量」的關係為同方向， 「缺乏動機」與生涯自我效能的「目標選擇」、
「生涯資料的蒐集」 、「職業的自我評量」的關係為反方向。
三、第三組典型相關
在第三組典型相關中，典型相關係數 ρ 為.234（p<.001） ，其決定
係數 ρ²為.054，表示在 X 組變項的第三個典型相關因素（χ³）可以解
釋 Y 組變項之第三個典型因素（η³）總變異量的 5.4%。χ³是從 X 組
11 個變項中抽取出來的第三個典型因素，佔 X 組變項總變異量的 7.8%。X 組變項與 Y 組第三個典型因素（η³）重疊部分為.004，表示 Y 組第三個典型因素（η³）可以解釋 X 組變項總變異量的 0.4%。η³ 是從 Y 組 6 個變項中抽取出來的第三個典型因素，佔 Y 組變項總變 異量的 17.1%，Y 組變項與 X 組第三個典型因素（χ³）重疊部分為.009，
表示 X 組第三個典型因素（χ³）可以解釋 Y 組變項總變異量的 0.9%。
就第三組典型相關而言，X 組變項中以「猶豫不決」與第三個典 型因素（χ³）有高的相關，其典型因素負荷量為-.719。而 Y 組變項中，
以「生涯資料的蒐集」 、 「問題解決」與第三個典型因素（η³）有高的 相關，其典型因素負荷量分別為.544、.774。因此，X 組變項當中的
「猶豫不決」透過第三個典型相關因素和 Y 組變項中的「生涯資料 的蒐集」、 「問題解決」有較高的相關。
從典型因素負荷量的正負號來看，生涯決定困難的「猶豫不決」
與生涯自我效能「問題解決」 、 「生涯資料的蒐集」的關係為不同方向。
四、第四組典型相關
在第四組典型相關中，典型相關係數 ρ 為.200（p<.001） ，其決定 係數 ρ²為.040，表示在 X 組變項的第四個典型相關因素（χ4）可以解 釋 Y 組變項之第三個典型因素（η4）總變異量的 0.4%。χ4 是從 X 組 11 個變項中抽取出來的第四個典型因素，佔 X 組變項總變異量的 6.8%。X 組變項與 Y 組第四個典型因素（η4）重疊部分為.003，表示 Y 組第四個典型因素（η4）可以解釋 X 組變項總變異量的 0.3%。η4 是從 Y 組 6 個變項中抽取出來的第四個典型因素，佔 Y 組變項總變 異量的 8.7%，Y 組變項與 X 組第三個典型因素（χ4）重疊部分為.003，
表示 X 組第四個典型因素（χ4）可以解釋 Y 組變項總變異量的 0.3%。
就第四組典型相關而言，X 組變項中以「職業資料不足」與第四
個典型因素（χ4）有高的相關，其典型因素負荷量為-.692。而 Y 組
變項中，以「職業的自我評量」 、 「能力與人格自我評量」與第四個典
型因素（η4）有高的相關，其典型因素負荷量分別為-.447、-.451。
因此，X 組變項當中的「職業資料不足」透過第四個典型相關因素和 Y 組變項中的「職業的自我評量」、「能力與人格自我評量」有較高的 相關。
從典型因素負荷量的正負號來看，生涯決定困難的「職業資料不 足」與生涯自我效能的「職業的自我評量」、 「能力與人格自我評量」
關係為同方向。
由四個重疊指標之和可知，生涯決定困難透過四組典型因素，可 以解釋生涯自我效能 16.2%的變異量。換言之，在影響生涯自我效能 的因素當中，有 16.2%是可以由生涯決定困難來解釋，且主要是由生 涯決定困難的「不清楚決定的步驟」 、 「對自己認識不足」 、 「職業資料 不足」 、 「不知如何取得資料」 、 「資料來源不可靠」 、 「文化及環境因素」
透過第一個典型因素與生涯自我效能的「生涯計畫」 、 「目標選擇」 、 「生 涯資料的蒐集」 、 「能力與人格的自我評量」產生關聯；另外，生涯決 定困難的「缺乏動機」 、 「錯誤觀念」透過第二個典型因素與生涯自我 效能的「目標選擇」 、 「生涯資料的蒐集」 、 「職業的自我評量」產生關 聯； 「猶豫不決」透過第三個典型因素和「生涯資料的蒐集」、 「問題 解決」產生關聯；而「職業資料不足」則透過第四個典型因素和「職 業的自我評量」、 「能力與人格自我評量」產生關聯。
茲將上述結果整理為「高中生的生涯決定困難與生涯自我效能的
典型相關結構圖」，如圖 4-1 所示。
備註：此結構圖所保留者為因素負荷量大於.50 或.40 者；“＋、－”表示關係的方向性
圖 4-1 高中生的生涯決定困難與生涯自我效能的典型相關結構圖
缺乏動機
猶豫不決
錯誤觀念
不清楚決定的步驟
對自己認識不足
職業資料不足
不知如何取得資料
資料來源不可靠
內在衝突
外在衝突
文化及環境因素
目標選擇
生涯資料的蒐集
職業的自我評量
問題解決
能力與人格自我評量 生涯計畫
-.744
χ¹ η¹
χ² η²
χ³ η³
χ4 η4
-.534
-.867
-.515
-.704
-.658
.885
.787
.544
.845 -.537
.658
.521 .497
.648 -.719
.774 .544
-.447
-.451 -.692
.200 .551
.244
.234
