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肆、結果與討論
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| 本研究經過實證程序所得的原始資料，均以視窗SPSS8.0版的統計套裝軟體（Norusis,1993；王保進，民88）進行T檢定(t-test)
，單一變項變異數分析（ANOVA），與積差相關分析等，本研究重要變項的描述性統計資料請見附錄1，以下將逐次考驗本研究假設的結果： |
| 一、不同性別的受強制性輔導少年對防衛機轉類型的差異性考驗 |
| 根據表3-2的t-test
分析摘要表顯示，136位男性受強制性輔導少年與17位女性少年並未在防衛機轉類型有所差異，t（151）＝-.575、.945、.898、4.455、-.789，p＞.05。 |
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表3-2 不同性別對防衛機轉類型的差異性檢定
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平均數相等的t檢定
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T
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自由度
|
顯著性（雙尾）
|
平均差異
|
向外攻擊的防衛總分
假設變異數相等 |
-.575
|
151
|
.566
|
-1.8015
|
投射攻擊的防衛總分
假設變異數相等 |
.945
|
151
|
346
|
1.2353
|
理性化攻擊的防衛總分
假設變異數相等 |
.898
|
151
|
.371
|
1.4485
|
反轉攻擊的防衛總分
假設變異數相等 |
.455
|
151
|
.650
|
1.0882
|
向內攻擊的防衛總分
假設變異數相等 |
-.789
|
151
|
.431
|
-1.9779
|
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| 本研究假設1並未獲得支持，顯然和Cramer（1987、1998）、Ihilevich
＆Gleser（1969、1986、1997）、Vaillant（1992）等人的實證研究大不相同，但是從事後比較發現，不同性別會影響在不同故事情境下的受試者反應（請見附錄2），包括向內攻擊的故事八（t(151)＝-2.264，P＜.05），在事後比較發現是女生反應高於男生。（1）理性的故事，t（151）＝2.708，P＜.05），事後比較顯示男生反應高於女生。（2）投射的故事三（t（151）＝1.994，P＜.05）男生反應高於女生。（3）投射的故事四，（t（151）＝-2.032，P＜.05），女生反應高於男性。（5）反轉的故事10（t（151）＝2.780，P＜.05），女生反應高於男生。 |
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二、不同年齡的受強制性輔導少年對防衛機轉類型的差異性考驗 |
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表3-3 不同年齡對防衛機轉類型 的變異數分析摘要表
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平方和
|
自由度
|
平均平方和
|
F檢定
|
顯著性
|
向外攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
2120.796
20338.707
22459.503
|
2
150
152
|
1060.398
135.591
|
7.821
|
.001
|
投射攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
4.061
3915.703
3919.765
|
2
150
152
|
2.031
26.105
|
.078
|
.925
|
理性化攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
89.447
5882.135
5971.582
|
2
150
152
|
44.723
39.214
|
1.140
|
.322
|
反轉攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
141.774
12911.062
13052.837
|
2
150
152
|
70.887
86.074
|
.824
|
.441
|
向內攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
854.991
13534.591
14389.582
|
2
150
152
|
427.496
90.231
|
4.738
|
.010
|
|
| Cramer（1987）的研究中也曾指出年齡愈小的兒童及青少年前期，會表現較多的對外攻擊反應，連帶影響其後的生活適應功能，不可不慎。 |
| 三、不同犯罪類型的受強制性輔導少年會影響防衛機轉的差異性考驗 |
| 犯罪類型「1」係指純粹的財物犯，「2」代表暴力犯或加上不純粹的財物化，「3」則是指藥物濫用者。從表3-4的變異數分析摘要表發現，實證結果並未支持本研究假設（F（2.150）＝0.214-1.263，p＞.05）。 |
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表3-4 不同犯罪類型對防衛機轉類型 的變異數分析摘要表
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| |
平方和
|
自由度
|
平均平方和
|
F檢定
|
顯著性
|
向外攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
284.374
22175.129
22459.503
|
2
150
152
|
142.187
147.834
|
.962
|
.385
|
投射攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
11.132
3908.632
3919.765
|
2
150
152
|
5.566
26.058
|
.214
|
.808
|
理性化攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
81.614
5889.968
5971.582
|
2
150
152
|
40.807
39.266
|
1.039
|
.356
|
反轉攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
23.435
13029.401
13052.837
|
2
150
152
|
11.718
86.863
|
.135
|
.874
|
向內攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
238.285
14151.297
14389.582
|
2
150
152
|
119.142
94.342
|
1.263
|
.286
|
|
| 然而從故事情境所受到的影響中發現（請見附錄表），暴力或加上財物犯少年在對外攻擊的故事六的分數要比純粹財物犯少年顯著的高（F（2.150）＝3.816，p＜1.05，請見附錄4）。 |
| 四、不同犯罪次數的受強制性輔導少年對防衛機轉類型的差異性比較 |
表3-5的變異數分析摘要表顯示，不同犯罪次數的研究對象在理性防衛機轉表現有顯著的不同（F（3.149）＝3.052，p＜.05），雖然其它各類型並未達到顯著水準，本研究假設4可視為得到支持。
再經過事後比較結果，犯罪2次的少年在理性的防衛機轉分數顯著地高於犯罪3次的少年反應。 |
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表3-5 不同犯罪次數對防衛機轉類型的變異數分析摘要表
|
| |
平方和
|
自由度
|
平均平方和
|
F檢定
|
顯著性
|
向外攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
750.127
21709.376
22459.503
|
3
149
152
|
250.042
145.701
|
1.716
|
.166
|
投射攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
2.969
3916.795
3919.765
|
3
149
152
|
.990
26.287
|
.038
|
990
|
理性化攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
345.698
5625.884
5971.582
|
3
149
152
|
115.233
37.758
|
3.052
|
.030
|
反轉攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
73.777
12979.059
13052.837
|
3
149
152
|
24.592
87.108
|
.282
|
.838
|
向內攻擊的防衛總分 組間
組內
總和 |
110.977
14278.604
14389.582
|
3
149
152
|
36.992
95.830
|
.386
|
.763
|
|
雖然本研究各變項分組後的人次差異頗大，但皆經過變異同質性的考驗，幾乎皆達到變異同質性的假設，避免做出錯誤的推論。
整體來說，本研究假設獲得部份的支持，年齡和犯罪次數均直接顯著影響防衛機轉的偏好。性別和犯罪類型對故事情境下的防衛行為亦有某種程度的間接或直接作用。 |
| 五、五種防衛機轉類型彼此間相關因素分析 |
| 觀察表3-5的相關矩陣，有下列發現（1）對外攻擊的防衛和理性化、反轉、向內攻擊成員相關（r＝-.44.、-.369、-.563，p＜.01）。（2）投射和反轉成負相關（r＝-.233，p＜.01），和向內攻擊的防衛亦成負相關（r＝-.207，p＜.05）。（3）理性化和反轉成負相關（r＝-.182，p＜.01）。（4）反轉和向內攻擊成負相關（r＝-.248，p＜.01）。 |
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表3-5 各防衛機轉類型的相關矩陣
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| |
TOTALTAO
|
TOTALPRO
|
TOTALPRN
|
TOTALREV
|
TOTALTAS
|
TOTALTAO Pearson
相關
顯著性（雙尾）
個數 |
|
|
|
|
|
TOTALPRO Pearson
相關
顯著性（雙尾）
個數 |
-.088
.278
153
|
|
|
|
|
TOTALPRN Pearson
相關
顯著性（雙尾）
個數 |
-.441＊＊
.000
153
|
.025
.761
153
|
|
|
|
TOTALREV Pearson
相關
顯著性（雙尾）
個數 |
-.369＊＊
.000
153
|
-.233＊＊
.004
153
|
-.182＊
.024
153
|
|
|
TOTALTAS Pearson
相關
顯著性（雙尾）
個數 |
-.563＊＊
.000
153
|
-.207＊
.010
153
|
.065
.424
153
|
-.248＊＊
.002
153
|
|
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| 上述結果，可供作評量工具在探討建構效度的參考，未來可進一步利用主成份因素分析法，相互考驗其效度分析是否一致。 |
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