医学生的成就动机、父母教养方式和主观幸福感的关系

目的:分析5年制医学本科生的父母教养方式和本人的成就动机与主观幸福感三者间的内在联系。方法:使用量表调查法对某医学院校160名5年制本科医学生做问卷调查。结果:(1)医学生的主观幸福感、成就动机、除母亲过分干涉保护、母亲偏爱外,父母教养方式在性别上差异显著(P0.01);(2)主观幸福感与成就动机、父母情感温暖理解成显著正相关(r=0.378,0.362,0.522;P0.05),与父母惩罚严厉(r=-0.671,-0.666;P0.01)、父亲过度干涉(r=-0.459,P0.01)、父亲偏爱被试(r=-0.216)、父母拒绝否认(r=-0.698,-0.602;P0.01)、父亲过度保护(r=-0.188,P0.05)、母亲过分干涉保护(r=-0.188,P0.05)呈显著负相关;成就动机和母亲情感温暖理解有显著正相关(r=0.261,P0.01),和父母惩罚严厉(r=-461,-0.481;P0.01)、父亲过度干涉(r=-0.323,P0.01)、父母拒绝否认(r=-0.485,-0.446;P0.01)、父亲过度保护(r=-0.208,P0.01)呈显著负相关;(3)父亲拒绝否认、父亲情感温暖理解、母亲情感温暖理解和母亲过分干涉保护4个因素进入医学生主观幸福感的回归方程,均有显著性,能解释医学生主观幸福感总变异的56.1%。结论:医学生的成就动机和他们父母的教养方式是影响医学生个人主观幸福感的重要因素。     

初中生成就动机和自尊、父母教养方式的关系研究

目的研究初中生成就动机与自尊、父母教养方式之间的关系。方法采用成就动机量表(AMS)、自尊量表(SES)和父母教养方式评价量表(EMBU)对河北省两所初级中学316名初中生进行测查。结果1追求成功与自尊量表得分呈负相关(r=-0.352,P0.01);回避失败与自尊量表得分呈正相关(r=0.254,P0.01);合成动机与自尊量表得分呈负相关(r=-0.385,P0.01);2父母的温暖理解、父亲过分干涉与追求成功呈正相关(r=0.371,0.269,0.153,P0.01),母亲的严厉惩罚与追求成功呈负相关(r=-0.123,P0.05);父母严厉惩罚、拒绝否认、过分干涉、保护与避免失败呈正相关(r=0.166,0.163,0.125,0.112,P0.01或P0.05);父母温暖与合成动机呈正相关(r=0.275,0.195,P0.01),父母严厉惩罚和拒绝否认与合成动机呈负相关(r=0.-0.190,-0.202,-0.175,-0.160,P0.01)。父母温暖与自尊量表得分呈负相关(r=-0.315,-0.286,P0.01),父母的严厉惩罚和拒绝否认与自尊量表得分呈正相关(r=0.223,0.248,0.148,0.165,P0.01);3父亲温暖、自尊、父亲过分干涉对追求成功有明显的预测作用(P0.01);自尊、母亲严厉惩罚对回避失败动机有明显的预测作用(P0.01);自尊、父亲温暖、母亲严厉惩罚对合成动机有明显地预测作用(P0.01)。结论自尊作为一个中介变量在父母教养方式和子女成就动机间起作用。     

大学生主观幸福感与父母教养方式的相关研究

目的 探讨大学生主观幸福感与父母教养方式之间的关系.方法 采用父母养育方式评价量表(EMBU)和主观幸福感量表(GWB)对粤东地区5所大学的250名大学生进行调查.结果 父母的情感温暖、理解对大学生的主观幸福感具有非常重要的积极影响,父母的惩罚严厉、过分干涉、过分保护、拒绝否认对大学生的主观幸福感有消极的影响.结论 大学生的主观幸福感与父母的教育方式密切相关.     

大学生人际信任与家庭教养方式的相关研究

目的探讨大学生人际信任与家庭教养方式的关系。方法用父母教养方式评价量表(EMBU)和人际信任量表(ITS)对黄石市376名大学生进行问卷调查,并采用SPSS11.5进行数据整理和相关分析。结果1大学生人际信任与父亲情感温暖存在显著正相关(r=0.152,P0.01),与母亲情感温暖存在显著正相关(r=0.120,P0.05);2大学生人际信任与父亲严厉惩罚(r=-0.143,P0.01)、过度干涉(r=-0.150,P0.01)、拒绝否认(r=-0.179,P0.01)存在显著负相关,与母亲严厉惩罚(r=-0.132,P0.05)、过度干涉(r=-0.164,P0.01)、拒绝否认(r=-0.183,P0.01)存在显著负相关;3大学生人际信任与家庭教养方式相关显著。结论家庭教养方式是影响大学生人际信任的重要心理因素。     

羞怯与家庭教养方式的关系

目的探讨大学生的羞怯与家庭教养方式之间的关系。方法采用羞怯量表、父母教养方式评价量表对河北省某高校173名大学生进行测试。结果羞怯与父母亲拒绝、否认因子均呈显著正相关(r=0.19,0.16;P0.01),与父亲的惩罚、严厉显著正相关(r=0.16,P0.01),父母亲的拒绝否认可正向预测羞怯(β=0.18,0.16;P0.05)。结论来自城镇大学生的羞怯水平低于来自农村大学生的羞怯水平;父母亲采用拒绝、否认的教养方式越多,其子女的羞怯水平越高。     

父母教养方式与中学生成就动机的关系研究

目的探讨父母教养方式对中学生成就动机的影响。方法采用父母教养方式量表和成就动机量表对216名中学生进行调查。结果①父母教养方式、成就动机在性别因素上存在显著差异(P0.05);②父母的温暖理解与追求成功、合成动机呈显著正相关,与避免失败呈显著负相关(P0.01);父亲的拒绝否认、过度保护与避免失败的动机呈显著正相关,与合成动机呈显著负相关(P0.05);母亲的惩罚严厉、拒绝否认、过度干涉与避免失败呈显著正相关,拒绝否认与合成动机呈显著负相关(P0.05);③母亲的温暖理解对追求成功(β=0.234,P0.05)、母亲的过度干涉对避免失败(β=0.233,P0.01)、父亲的温暖理解对合成动机(β=0.298,P0.01)分别有显著的预测作用。结论良好的父母教养方式有利于培养中学生的成就动机。     

大学生的学习动机与父母教养方式的研究

目的 探讨大学生的父母教养方式与学习动机的关系.方法 使用学习动机量表及父母教养方式量表对239名大学生进行问卷调查.结果 ①父母的情感温暖与大学生的内生动机和学习动机显著正相关(r=0.192,0.254,0.183,0.208;P<0.01),父亲的惩罚严厉、母亲的过分干涉、偏爱被试与孩子的内生动机呈显著负相关(r...     

大学生家庭教养方式对时间管理倾向的影响

目的 探讨家庭教养方式对时间管理倾向的影响.方法 采用青少年时间管理倾向量表(ATMD)和父母教养方式量表(EMBU)对223名大学生进行调查.结果 ①时间管理倾向总分和各分量表上不存在性别差异;②父亲惩罚严厉、父亲过分干涉、父亲拒绝否认、母亲过分干涉、母亲拒绝否认、母亲偏爱被试分量表存在显著的性别差异;③将家庭教养方式的几个因子对大学生的时间管理倾向总分进行回归分析发现,父母教养方式对时间管理倾向有显著的预测作用.父母温暖理解、父亲惩罚严厉对时间管理倾向有显著的积极影响,父母的拒绝否认对时间管理倾向有显著的消极影响.结论 大学生家庭教养方式对时间管理倾向有显著影响作用.     

青少年体像障碍与父母养育方式的关系

目的:探讨青少年体像障碍与父母养育方式的相互关系。方法:采用体像障碍自评量表(BDDS)和父母养育方式评价量表(EMBU)对淮南市176名高中生进行测评。结果:①青少年体像障碍量表总分与父亲情感温暖理解因子呈负相关(r=-0.392,P0.05),与父亲惩罚严厉因子、过分干涉因子、拒绝否认因子呈正相关(r=0.504,0.469,0.613;P0.05);与母亲情感温暖理解因子呈负相关(r=-0.399,P0.05),与母亲过分干涉与保护因子、拒绝否认因子、惩罚严厉因子呈正相关(r=0.54,0.573,0.563,P0.05);②父亲情感温暖与理解因子、偏爱被试因子、拒绝否认因子,与母亲过分干涉与过度保护因子、拒绝否认因子对体像障碍有预测作用(回归系数值分别为-0.274,0.321,0.817,0.705,1.215;P0.05)。结论:父母越倾向于采取积极养育方式,体像障碍量表得分越低;父母越倾向于采取消极养育方式,体像障碍量表得分越高。父母养育方式是影响青少年体像障碍的重要因素。     

父母教养方式与大学生职业期望的关系:独生子女的调节作用

目的:探讨父母教养方式与大学生职业期望的关系。方法:父母教养方式评价量表(EMBU)与大学生未来职业期望调查问卷测量271名大学生。结果:1独生子女情感温暖理解、偏爱被试得分显著高于非独生子女(t=3.291,P0.01;t=2.055,P0.05),职业期望和声望显著低于非独生子女(t=-2.668,-3.161;P0.01);2职业期望与情感温暖理解(r=0.168,P0.01)呈显著正相关;声望因子与拒绝否认(r=-0.199,P0.01)、惩罚严厉(r=-0.145,P0.05)呈显著负相关;发展因子与情感温暖理解(r=0.235,P0.01)、惩罚严厉(r=0.121,P0.01)呈显著正相关;福利因子与情感温暖理解(r=0.214,P0.01)、偏爱被试(r=0.136,P0.05)呈显著正相关;3独生子女对父母严厉惩罚和职业期望具有显著调节作用(β=0.842,t=2.087,P0.05)。结论:根据独生与非独生子女情况调整教养方式有利于大学生职业期望的发展。     

父母教养方式、人格与自尊的关系研究

目的探讨父母教养方式、人格与大学生自尊的关系。方法采用父母教养方式评价量表(EMBU)修订中文版、艾森克人格问卷简式量表中国版(EPQ-RSC)、自尊量表(SES)对260名大学生进行施测。结果①父母情感温暖理解、人格中的内外向维度与自尊呈显著正相关;②父亲拒绝否认、过度保护、母亲拒绝否认、惩罚严厉、人格中的神经质维度与自尊呈显著负相关;③结构方程模型分析表明,父亲教养方式对自尊的直接效应不显著(路径系数为0.13),父亲教养方式对人格的直接效应显著(路径系数为-0.34,P<0.01),人格对自尊的直接效应显著(路径系数为0.62,P<0.001)。而母亲教养方式对自尊的直接效应和对人格的直接效应均不显著。结论人格在父亲教养方式与自尊之间起完全中介作用,父亲教养方式能够通过影响人格的塑造而促进个体自尊水平的提高。     

大学生父母教养方式、领悟社会支持、孤独感与主观幸福感的关系

目的探讨大学生父母教养方式、领悟社会支持、孤独感与主观幸福感的关系。方法对南昌市9所高校的764名大学生采用Campbell幸福感量表、父母教养方式量表、领悟社会支持量表、孤独量表进行调查。结果①相关分析表明主观幸福感与父母教养方式、领悟社会支持、孤独感各因子及总分相关具有统计学意义;②逐步多元回归分析表明,孤独总分、朋友支持、父亲过度保护、父亲情感温暖和理解4个因子对主观幸福感的联合解释量最大(R2=0.197,F=40.79,P<0.001);③路径分析表明,孤独感作为中介变量对家庭教养方式、社会支持和主观幸福感关系产生影响。结论①大学生主观幸福感总体处于中等水平;②父母的情感温暖和理解,领悟到更多的社会支持,有利于降低个体的孤独感增加主观幸福感。     

大学生成人依恋与主观幸福感的关系

目的探讨大学生成人依恋与主观幸福感的关系。方法采用亲密关系体验量表(ECR)和总体幸福感量表(GWB)对465名大学生进行问卷调查。结果①大学生依恋类型分布情况:惧怕型>专注型>安全型>淡漠型;②4种依恋类型个体的幸福感得分有显著差异(F=28.016,P=0.000);③依恋回避与依恋焦虑与主观幸福感显著负相关(r=-0.382,-0.331;P<0.01);④依恋焦虑和依恋回避能显著预测主观幸福感(R2=0.235,P=0.000)。结论大学生安全依恋个体的幸福感高于非安全依恋个体。依恋焦虑和依恋回避与主观幸福感相关,并对主观幸福感有预测作用。     

高职大学生应对、归因方式与主观幸福感的关系

目的探讨高职大学生应对方式、归因方式与主观幸福感的关系,为高职院校心理健康教育提供依据。方法采用应付方式问卷(TEES)、归因方式量表(ASQ)和总体幸福感量表(GWB)对河南农业职业学院300名在读高职高专学生施测。结果 1所测大学生总体幸福感整体水平偏高,其中女大学生差异显著(P0.05);2应对方式和归因方式各因子不同程度上与主观幸福感相关;3解决问题、合理化、积极事件内归因、稳定性对主观幸福感有预测作用。结论高职大学生主观幸福感水平整体偏高,归因方式和应对方式与主观幸福感有不同程度的相关。     

硕士研究生主观幸福感与自尊、社会支持的关系研究

目的了解硕士研究生主观幸福感的现状,并进一步探讨其与自尊、社会支持的关系。方法采用《总体幸福感量表》、《社会支持评定量表》、《自尊量表》随机调查210名硕士研究生。结果 1硕士研究生主观幸福感得分在性别(t=-2.889,P0.05)、婚恋状况(t=0.83,P0.05)、年级(F=6.898,P0.01)上差异有统计学意义;2硕士研究生的主观幸福感与自尊(P0.05)、社会支持各维度(P0.01)都呈显著正相关;3多元回归分析表明客观支持(β=1.934,P0.01)和自尊(β=0.895,P0.01)对主观幸福感有显著的预测作用。结论硕士研究生主观幸福感受个体自尊水平、社会支持各维度影响,在人口统计学因素上有显著差异。     

医学生坚韧人格与主观幸福感

目的了解医学生坚韧人格和主观幸福感的现状,研究医学生坚韧人格与主观幸福感的关系。方法整群随机抽取山东潍坊医学院临床专业大学二年级和大学三年级两个年级中的4个班,使用坚韧人格量表和总体幸福感量表进行调查研究,运用SPSS 17.0统计软件进行统计分析。结果①大二学生的坚韧人格得分高于大三学生(70.21±9.10 vs.72.96±10.62,P<0.05),女生韧性因子和投入因子得分均高于男生(16.15±2.48 vs.16.88±2.48;15.81±2.42 vs 17.17±2.45,P<0.05或P<0.01);②女生的主观幸福感总分高于男生(73.15±10.53 vs.78.24±9.71,P<0.01);③坚韧总分、韧性因子和控制因子皆与总体幸福感、精力、忧郁和愉快的心境、对情感和行为的控制、松弛和紧张等具有显著正相关(r=0.15~0.31,P<0.01或P<0.05),而坚韧总分和控制因子也与生活的满足和兴趣具有显著相关(r=0.16、0.15;P<0.05),投入因子与总体幸福感、精力、忧郁和愉快的心境具有显著相关(r=0.26~0.31,P<0.01),挑战因子和生活的满足和兴趣、精力、忧郁和愉快的心境具有显著相关(r=0.16~0.18,P<0.01或P<0.05);④坚韧人格的投入和控制两维度对总体幸福感有预测作用(β=0.21,0.18,P<0.05)。结论①大二医学生的人格比大三医学生更坚韧;②女生比男生感觉更幸福;③坚韧人格可在一定程度上预测总体幸福感。     

大学生学习倦怠特点及其与社会支持、自我价值感的关系

目的探讨大学生学习倦怠特点及其与社会支持、自我价值感的关系。方法抽取514名大学生为研究对象,以学习倦怠问卷、社会支持评定量表、青少年自我价值感量表为研究工具。结果 1学习倦怠总分、行为不当、成就感低在性别上的差异有统计学意义(t=3.495,2.872,3.103;P0.01),情绪低落在是否独生子女上的差异有统计学意义(t=2.686,P0.01);2学习倦怠总分、情绪低落、行为不当与自我价值感、社会支持呈显著负相关(r=-0.371~-0.116;P0.05);3个人取向的一般自我价值感和主观支持对学习倦怠有显著的预测作用(β1=-0.201,β2=-0.164;P=0.00),Y(学习倦怠)=79.18-0.52X1(个人取向的一般自我价值感)-0.33X2(主观支持)。结论大学生自我价值感越高,社会支持越高,其学习倦怠水平越低。     

大学生主观幸福感与生活事件:情绪智力的作用

目的探讨大学生情绪智力在主观幸福感与生活事件之间的作用模型。方法采用随机整群抽样的方法对北京师范大学及北京航空航天大学169名本科生进行问卷调查。结果 1生活事件与大学生主观幸福感、情绪智力均呈显著负相关(r=-0.33,P0.01;r=-0.16,P0.01),情绪智力与主观幸福感存在显著正相关(r=0.26,P0.01);2表达情绪能力能直接影响主观幸福感(β=0.28,P0.01);3理解和推理他人情绪的能力在主观幸福感—生活事件中起缓冲效应(β=-0.26,P0.01),即较低或者中等程度的理解和推理他人情绪的能力能缓解生活事件对主观幸福感的负面影响。结论大学生情绪智力对主观幸福感—生活事件既存在主效应,又存在缓冲效应。     

父母教养方式对师范生心理健康的调节效应

目的 探讨父母教养方式的调节效应对师范生心理健康的影响.方法 采用父母教养方式量表(EMBU)和症状自评量表(SCL-90)量表对3所师范院校的421名本科在校生进行问卷调查.结果 ①父母对不同性别的子女采用了截然不同的教养方式,父亲拒绝否认(t=4.29,P<0.001)、情感温暖(t=-3.17,P<0.01)、过...