不同类型优秀大学生积极心理品质的对比研究

目的:对学习成绩优异学生、学生干部和创新创业型学生的应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机特点进行对比研究,探讨不同类型优秀大学生的心理差异。方法:从某省9所不同高校选取被试1204人,利用应付方式问卷、中文版核心自我评价量表、中文人生意义问卷和大学生学习动机问卷进行施测。结果:方差分析的结果表明,不同类型优秀大学生在应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机上差异显著(F=13.45,10.52,11.38,10.02;P0.001),不同性别优秀大学生在应付方式(t=2.87,P0.001)、核心自我评价(t=-2.56,P0.01)、人生意义(t=2.61,P0.001)和学习动机(t=-1.96,P0.01)上差异显著;学习成绩优异学生应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机两两之间都呈显著正相关(P0.001),学生干部、创新创业型学生应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机之间均无显著相关(P0.05);核心自我评价、人生意义在应付方式影响学习成绩优异学生学习动机中起部分中介作用。结论:不同类型、性别优秀大学生在应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机上存在显著差异。     

大学生学业延迟满足与人格的关系

目的探讨人格特征与大学生学业延迟满足的关系。方法随机抽取536名在校大学生作为被试,采用大学生学业延迟满足量表和艾森克人格问卷简式量表进行测量。结果大学生学业延迟满足存在性别(t=-2.94,P0.01)、生源地(F=4.46,P0.05)、是否是独生子女差异(t=-2.64,P0.01);人格分量表P、N与学业延迟满足呈显著正相关(r=0.281,0.161;P0.01);L量表与学业延迟满足呈显著负相关((r=-0.151,P0.01);P、L因子对课堂学业延迟满足有显著预测作用(β=0.278,-0.158;P0.001),P、N、L因子则对课下学业延迟满足有显著的预测作用(β=0.244,0.137,-0.133;P0.01)。结论当代大学生的学业延迟满足与人格相关。人格量表P、L分量表是学业延迟满足的预测变量。     

民族高校大学生学校认同对学习动机的作用机制

目的:探讨民族高校大学生学校认同、自我效能感与学习动机的现状特点及其关系。方法:采用方便抽样方法,对成都市某民族院校大学生进行问卷调查,问卷包括学校认同调查问卷、学生学业目标定向问卷和一般自我效能感量表。结果:民族高校大学生学校认同(4.61±0.84)、自我效能感(2.5±0.58)和学习动机(3.87±0.8)均处于中等偏高水平;民族在学校认同的群体认知维度上有显著差异(F=4.81,P0.05),是否参加社团在自主行为维度上有显著差异(F=4.01,P0.05);学校认同、自我效能感与学习动机都有显著的正相关(r=0.29～0.51,P0.01);学校认同对学习动机、自我效能感均有显著的预测力,且通过自我效能感的部分中介作用影响学习动机。结论:学校认同直接或通过自我效能感间接影响学生学习动机,民族高校应重视并提升各族大学生的学校认同感与归属感。     

大学生日常性学业韧性与学习成绩、逃课行为

目的分析大学生日常性学业韧性的状况及特点,并探讨其与大学生学习成绩和逃课行为的关系。方法采用大学生日常性学业韧性问卷和大学生学习成绩、逃课行为调查表,对551名大学生进行调查。结果学校性质、性别、专业在大学生日常性学业韧性总分上差异显著(t=5.402,-2.800;P<0.01;F=4.007,P<0.05);日常性学业韧性与学习成绩、逃课行为显著相关(r=0.310,-0.319;P<0.01),高分组在学习成绩和逃课行为上显著优于低分组(P<0.001)。结论大学生日常性学业韧性总体处于中等偏上水平,受到学校类别、性别、专业类别的影响,且能够显著预测学习成绩和逃课行为。     

大学生同伴交往与心理健康的关系:人际交往能力的中介作用

目的:探讨同伴交往对大学生正向和负向心理健康的影响,为当前大学生心理健康教育提供依据。方法:以657名大学生为被试,采用问卷法考察了大学生同伴交往频率、人际交往能力与大学生心理健康的关系。结果:①学生干部的同伴交往频率和人际交往能力显著高于普通同学(F=13.970,14.988;P0.01),大二学生的同伴交往频率显著低于大三和大四(F=4.245,P0.01);②同伴交往频率、人际交往能力与大学生的正性情绪(r=0.323,0.380;P0.01)和自尊(r=0.273,0.351;P0.01)呈显著正相关,同伴交往频率和人际交往能力显著正向预测正性情绪(β=0.319,0.377;P0.001)和自尊(β=0.254,0.345;P0.001),同时人际交往能力在同伴交往频率与正性情绪和自尊的关系上起部分中介作用;③同伴交往频率与学业压力成弱显著负相关(r=-0.123,P0.01),与负性情绪的相关不显著(P0.05),人际交往能力与学业压力、负性情绪的相关均不显著(P0.05),同伴交往频率对负性情绪的预测作用不显著(P0.05),人际交往能力对学业压力和负性情绪的预测作用均不显著(P0.05)。结论:大学生的同伴交往频率、人际交往能力与大学生的正向心理健康(如正向情绪、自尊)相关较大,与负向心理健康(如学业压力、负向情绪)的相关较小。     

大学生生活事件对幸福感的影响:自我概念清晰性和应对方式的链式中介作用

目的:探讨大学生的自我概念清晰性和应对方式在生活事件和幸福感之间的中介作用。方法:采用青少年生活事件量表、自我概念清晰性问卷、简易应对方式问卷、生活满意度问卷和积极/消极情绪问卷对624名大学生进行测试。结果:(1)大学生的生活事件、自我概念清晰性和消极应对能够显著预测生活满意度(F=17.55,P0.001),在控制了生活事件后,自我概念清晰性和消极应对也能够显著预测消极情绪(F=65.37,P0.001);(2)生活事件、自我概念清晰性对消极应对方式的预测作用显著(F=72.59,P0.001);(3)大学生的生活事件对自我概念清晰性的预测作用显著(F=29.81,P0.001)。结论:大学生自我概念清晰性和消极应对在生活事件和生活满意度之间起着链式中介作用,并且在生活事件和消极情绪之间起着链式中介作用;自我概念清晰性对大学生的幸福感起到一定保护作用。     

理工科大学生核心素养对学业挫折感的影响

目的:探讨理工科大学生核心素养对学业挫折感的影响机制,考察抗挫折心理能力在其中所起的中介作用和应对方式所起的调节作用.方法:采用青年学生核心素养问卷、青年学生学业挫折感问卷、抗挫折心理能力问卷和应对方式问卷对全国18个省市共32所本科院校和高职院校的1500名理工科大学生进行问卷调查.结果:①理工科大学生核心素养、学业挫折感、抗挫折心理能力与应对方式两两之间相关显著(r=-0.38～0.36,P＜0.05);②核心素养对学业挫折感具有显著的负向预测作用(p=-0.26,t = 10.77,P＜0.001);③抗挫折心理能力能够在核心素养与学业挫折感的关系中起中介作用(β=-0.09,P＜0.01);④核心素养对学业挫折感的直接预测作用及抗挫折心理能力在二者关系中的中介作用均会受到应对方式的调节(学业挫折感:p=-0.04,t=-2.03,P＜0.05;抗挫折心理能力:β=0.09,t = 4.91,P＜0.001).结论:理工科大学生核心素养通过抗挫折心理能力的作用,降低学业挫折感.与消极应对方式相比,采用积极应对方式的理工科大学生,其核心素养更可能通过抗挫折心理能力而降低学业挫折感.     

大学生坚韧人格、归因方式与学习动机

目的考察坚韧人格、归因方式与学习动机的关系。方法通过对某师范学院大一至大三180名学生的问卷调查,采用相关分析和回归分析来研究坚韧人格、归因方式及学习动机三者之间的关系。结果①挑战(β=0.235,t=2.573,P0.05)和韧性(β=-0.196,t=-0.763,P0.05)直接对能力追求有显著影响,挑战(β=0.202,t=2.746,P0.01)直接对利他取向有显著影响;②整体性对利他取向(β=0.316,t=3.291,P0.001)、求知兴趣(β=0.151,t=2.04,P0.05)有正向的预测作用;③归因方式在大学生坚韧人格对学习动机的影响过程中起到了中介变量的作用。结论①坚韧人格对大学生学习动机有显著影响;②归因方式对学习动机具有良好的预测作用;③在学习动机不强学生的教育过程中,不仅要培养他们坚韧人格的形成,也需要对归因方式进行一些指导和调整。     

高职生抗挫折心理能力对学业挫折感的影响:核心素养和应对方式的中介作用

目的:为探讨高职生抗挫折心理能力现状及其对学业挫折感的影响,考察核心素养和应对方式在两者之间所起的中介作用。方法:采用青年学业挫折感问卷、大学生抗挫折心理能力问卷、青年核心素养问卷和应对方式问卷对全国18个省市32所高职院校的2326名在校学生进行调查。结果:①高职生学业挫折感与抗挫折心理能力之间存在显著负相关(r=-0.424,P0.01);②高职生核心素养与抗挫折心理能力存在显著正相关(r=0.084,P0.01);③高职生应对方式与抗挫折心理能力存在显著正相关(r=0.167,P0.01);④高职生应对方式与核心素养存在显著正相关(r=0.209,P0.01);⑤高职生抗挫折心理能力对学业挫折感有显著负向预测作用;核心素养中的审美情趣、勤于反思对学业挫折感有显著正向预测作用,核心素养中的自我管理对学业挫折感具有显著负向预测作用;应对方式对学业挫折感具有显著负向预测作用,应对方式中的消极应对方式对学业挫折感具有显著正向预测作用;结论:高职生核心素养、应对方式在抗挫折心理能力与学业挫折感之间存在链式中介作用。     

师范生职业自我概念对职业成熟度影响的实证研究

目的 探讨师范生职业自我概念和职业成熟度的关系.方法 随机选取某师范学院1 90名师范生作为被试,使用师范生教师职业成熟度问卷和大学生职业自我概念量表进行测量.结果 师范生职业自我概念对职业成熟度有一定影响,主要通过职业技能自我(路径系数β=0.228,P＜0.01)与职业人际支持自我影响职业成熟度,其中职业人际支持自我(路径系数β=0.430,P＜0.001)以Ms中介(路径系数β=0.242,P＜0.01)对职业成熟度起作用.结论 提高师范生的职业技能自我与培养职业人际支持自我有助于职业成熟度的发展.     

新媒体视阈下大学生思想政治理论课学习心理调查——基于学习方式、学习投入和学业自我效能感的关系

目的:通过新媒体视阈下思想政治理论课(以下简称思政课)学习方式、学习投入和学业自我效能感之间的关系调查和实证分析,探讨大学生思政课学习心理和学习效能问题。方法:采用自制新媒体学习方式与大学生思政课学习效能的调查问卷、大学生学习投入量表和学业自我效能感问卷,对579名大学生进行问卷调查。结果:1自制问卷的内部一致性达到0.832,KMO检验系数r0.8(P0.001),说明自制问卷信度和效度较高,可以作为进一步研究的工具;2大一学生学习投入的动机维度得分显著高于大二学生(t=2.64,P0.01);3学习方式总均分及其体验和评价两个维度与学业自我效能感的学习能力维度之间存在显著正相关(r=0.102,0.096;P0.05;r=0.112、P0.01);学习投入总均分及其3个维度与学业自我效能感总均分及其两个维度之间也存在显著正相关(r=0.20,0.22,0.24;P0.01);4大一学生学习方式和学习投入对思政课学业自我效能感具有显著的回归效应(R=0.423,Beta=0.115,P0.05,Beta=0.405,P0.001),能联合解释学业自我效能感17.9%的变异量。结论:新媒体视阈下学习方式、学习投入和思政课学业自我效能感之间的关系调查和实证分析,对深化思政课教学改革具有积极的理论和现实意义。     

初中生成就归因、学业情绪预测学业成绩的路径

目的:考察初中生成就归因、学业情绪与学业成绩之间的关系。方法:采用成就归因量表和学业情绪量表对364名初中生进行调查。结果:学业情绪既是努力归因和学业成绩间的部分中介因素,也是情境归因和学业成绩间的完全中介因素;其中,学业消极情绪是能力、运气归因与学业成绩间的完全中介因素。结论:学业情绪在成就归因与学业成绩间具有中介作用。     

农村中职生学业自我与应对方式的关系

目的:考察农村中职生的学业自我与应对方式的关系。方法:以贵州省840名农村中职生为被试,采用中学生学业自我量表和简易应对方式问卷进行测试。结果:(1)农村中职生的学业自我(62.20±14.22)处于中等偏上水平;(2)农村中职生的学业自我在性别和民族上存在显著差异(性别:t=-2.644,P0.01;民族:t=-5.069,P0.001),女生得分普遍高于男生。(3)农村中职生学业自我与积极应对方式存在显著的正相关(r=0.229,P0.01),并且能力知觉、成就价值及情感体验对积极应对方式(R2=0.154,P0.001)有显著的预测作用。结论:农村中职生的学业自我与应对方式存在显著相关。     

高中生学习动机与学业延迟满足的相关性

目的探讨学习动机与学业延迟满足之间的关系。方法采用学习动机诊断测验和高中生学业延迟满足问卷对山西省2所高中129名高中生进行统一问卷调查。结果 1学习动机在学习兴趣困惑方面存在学业成绩差异显著(F=3.46,P0.05);2学业延迟满足在学业成绩上存在显著差异(F=2.73,P0.05);3学业延迟满足与学习动机中的学习动机太弱(r=-0.37,P0.01)以及学习兴趣困惑(r=-0.19,P0.05)相关显著。结论山西省高中生学习动机与学业延迟满足相关显著,学习动机可以预测学业延迟满足。     

父母教养方式对情绪智力和学习成绩的影响

目的:以往虽有研究探讨教养方式与学习成绩的关系,但极少揭示其作用机制。教养方式是外因,外因必须通过内因起作用。本文假设教养方式首先影响情商这一内因,后者又进一步影响学业成绩。方法:使用sEMBU-C和WLEIS测量635名初中生的父母教养方式和情绪智力,以本学期期末考试的语数外3科总分作为学习成绩的测量指标。结果:拒绝和过度保护的教养方式对学习成绩有直接不利影响(母亲拒绝:β=-0.17,P0.001;母亲过度保护:β=-0.12,P0.01;父亲拒绝β=-0.14,P0.01)。温暖型教养方式则对学习成绩产生直接(母亲情感温暖:β=0.21,P0.001;父亲情感温暖β=0.14,P0.001)和间接的积极影响。情商起部分中介的作用,即拒绝、过度保护和温暖型教养方式对学习成绩的影响部分地通过影响情商发展而起作用。结论:家长尽量采用情感温暖式的教养方式,避免拒绝和过度保护并重视儿童情商的培养。     

大学生自我设限、自尊与完美主义的关系

目的:探讨大学生自我设限、自尊与完美主义的关系。方法:采用自我设限量表(SHS)、自尊量表(SES)及多维完美主义量表(FMPS)对711名在校大学生相关心理特质进行调查,采用相关分析和归因分析探究了自我设限、自尊与完美主义的关系并构建了结构方程模型。结果:自我设限对自尊起到负向预测作用(r=-0.411,P0.01),对完美主义有显著的正向预测作用(r=0.359,P0.01);通过中介效应分析得知自尊在完美主义与自我设限之间起到了部分中介作用,二者对自我设限的方差解释达到了58.8%。结论:自尊、完美主义是大学生自我设限的重要影响因素。     

初一新生学校适应状况及其与学业成绩的关系

目的探讨开学2个月后初一新生学校适应情况,以及学校适应与学业成绩的关系。方法以《初中生学校适应问卷》为研究工具,随机抽取5个班的初一新生(共282名)为研究对象,测量他们在开学2个月后的学校适应水平,以期中考试成绩来衡量学生的学业成绩,探讨学校适应与学业成绩的关系。结果 1从整体看,初一新生适应水平较好(4.202±0.564),其中课业适应得分最低(3.805±0.757);2男女生学校适应差异显著(t=-3.897,P0.01);3初一新生的学校适应与学业成绩存在一定的相关(r=0.303,P0.01);4学校适应中课业适应和同伴关系对其学业成绩具有更好的预测作用(F=15.109,P0.01)。结论学校适应水平良好,女生优于男生,其中课业适应最差,但对学业成绩的预测效果最好。     

初中生理想的特征及其与学业成就的关系

目的:了解初中生理想的特征,探讨初中生理想与学业成就的关系。方法:采用当代青少年理想问卷和学业成就问卷对云南省某地区434名初中生进行考察。结果:初中生具有较高水平的理想,其中,生活理想水平最高(4.85±0.45)而物质理想水平(3.64±0.88)最低;男生的身体理想水平显著高于女生(t=3.44,P0.001);初二年级是初中生学业理想和社会理想形成与发展的关键期;初中生理想与学业成就具有明显的相关(r=0.108~0.208,P0.05);学业理想对初中生的学业成就具有积极的正向预测作用(β=0.253,P0.001),而物质理想对初中生的学业成就具有负向预测作用(β=-0.125,P0.01)。结论:初中生理想与学业成就显著相关,理想对其学业成就具有明显的预测效应。     

师范生一般自我效能感及其与时间管理倾向、学业情绪的关系

目的:探讨师范生一般自我效能感的特征及其与时间管理倾向、学业情绪的关系。方法:运用一般自我效能感量表、时间管理倾向量表、青少年学业情绪问卷对陕西某师范院校341名师范生进行测试。结果:1师范生一般自我效能感存在性别、专业、生源地以及低年级组与高年级组差异(t=2.190,2.362,2.339,2.105;P0.05);2师范生一般自我效能感与时间管理倾向、学业情绪,时间管理倾向与学业情绪均存在显著相关(r=0.423,0.219,0.405;P0.01)。结论:师范生一般自我效能感与时间管理倾向以及学业情绪显著相关。     

大学生学业压力对学业倦怠的影响核心自我评价的调节作用

目的考察大学生的核心自我评价在学业压力与学业倦怠关系中的调节作用。方法采用《大学生学业压力量表》、《大学生学业倦怠量表》和《核心自我评价量表》对942名大学生进行测查。结果积差相关分析结果表明核心自我评价与学业压力、学业倦怠呈显著负相关(r=-0.21~-0.46,P0.01),学业压力与学业倦怠呈显著正相关(r=0.07~0.23,P0.05)。层次回归分析结果显示核心自我评价负向预测学业倦怠各因子(β=-0.16~-0.46,P0.01);学业压力正向预测情绪低落和行为不当(β=0.18~0.22,P0.01);核心自我评价在学业压力与行为不当、学业压力与成就感低两者中存在显著的调节作用(β=-0.09,P0.01)。结论大学生的学业压力促进学业倦怠的产生,但核心自我评价能够缓解学业压力对学业倦怠的影响。