90后大學(xué)生品德心理發(fā)展現狀研究論文
文章通過(guò)對哈爾濱市190名大學(xué)生的問(wèn)卷分析，探討90后大學(xué)生品德結構發(fā)展現狀，結果表明：名利觀(guān)在性別維度上差異顯著(zhù);罪惡感方面性別和年級交互效應顯著(zhù);內疚心方面性別和出生的主效應顯著(zhù);其他差異均不顯著(zhù)。
一、問(wèn)題的提出
時(shí)代風(fēng)雨莫測的變化，作為教師作為長(cháng)輩常常擔心下一代的品德問(wèn)題。網(wǎng)絡(luò )上經(jīng)常會(huì )有一些信息傳出引來(lái)大量年輕人的評論，瀏覽這些評論發(fā)現或許我們的擔心是多余的，現在的年輕人依然有著(zhù)自己的有所為有所不為的堅持�，F如今90后已經(jīng)成為年輕人的中堅力量，他們的道德情況也開(kāi)始引起理論界的關(guān)注。唐躍旺認為“90 后”大學(xué)生具有價(jià)值取向多元、自我意識增強等基本特征[1]。車(chē)丹認為90后大學(xué)生存在抗挫折能力差、價(jià)值取向趨于務(wù)實(shí)、過(guò)度關(guān)注個(gè)人利益和知行不一等個(gè)人品德失范問(wèn)題[2]。
盧曉霞認為90后大學(xué)生道德信仰出現困惑和信仰多元化、道德滑坡[3]。王瀟猇認為90后大學(xué)生品德存在著(zhù)感性多于理性、功利化嚴重傾向、抵抗挫折能力差、心理學(xué)教育承受能力差等不良狀況[4]。但是各論文僅進(jìn)行從文獻到文獻的分析，為了得到相對準確的結果，我們編制了問(wèn)卷，并選取大學(xué)生作為被試進(jìn)行測量，期望在表面事實(shí)的基礎上用數字說(shuō)話(huà)去了解他們的內心，同時(shí)提出更好的教育對策。
二、研究對象及方法
(一)研究對象
研究選取哈爾濱市黑龍江大學(xué)、哈爾濱工程大學(xué)、哈爾濱商業(yè)大學(xué)廣廈學(xué)院、哈爾濱學(xué)院4所學(xué)校的學(xué)生，共發(fā)放問(wèn)卷200份，回收有效問(wèn)卷190份。
(二)研究工具
本研究采用自編品德結構問(wèn)卷，該問(wèn)卷包含22道題目，采用4級評分，1很不同意，2不太同意，3比較同意，4非常同意。其中4，18，19為反向計分題。該問(wèn)卷共分為5個(gè)維度：內疚心(8，9，10，11，12，13)、罪惡感(14，15，16，17，20，21)、同情心(1，2，5，6，7)、名利觀(guān)(18，19)和人生觀(guān)(10，12，54)。該問(wèn)卷內部一致性系數α=0.844。
(三)數據統計
所回收問(wèn)卷數據采用SPSS22.0進(jìn)行分析。
三、研究結果
(一)人口學(xué)變量統計
(二)品德心理各相關(guān)變量的對比
首先進(jìn)行方差同質(zhì)性檢驗，其中人生觀(guān)維度伴隨概率為0.002，同情心維度伴隨概率為0.022，名利觀(guān)維度伴隨概率為0.04，均小于顯著(zhù)性水平0.05，因此認為各組總體方差不等，不滿(mǎn)足方差檢驗的前提條件，不能進(jìn)行方差分析，進(jìn)行非參數檢驗。罪惡感維度伴隨概率為0.175，內疚心維度伴隨概率為0.178，均大于顯著(zhù)性水平0.05，因此可以認為各組總體方差是相等的，滿(mǎn)足方差檢驗的前提條件，進(jìn)行方差分析。
1.人生觀(guān)維度上生源地、家庭結構和出生年份之間的差異。人生觀(guān)維度因為不滿(mǎn)足方差齊性標準，因此不能進(jìn)行多因素方差，改進(jìn)行非參數檢驗，采用的是多獨立樣本的K-W檢驗。其中人生觀(guān)在生源地之間的結果見(jiàn)表2，相伴概率為0.546，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在生源地上人生觀(guān)不存在顯著(zhù)差異。人生觀(guān)在家庭結構之間的結果見(jiàn)表2，相伴概率為0.068，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在家庭結構上人生觀(guān)不存在顯著(zhù)差異。人生觀(guān)在出生年份之間的結果見(jiàn)表2，相伴概率為0.751，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在出生年份上人生觀(guān)不存在顯著(zhù)差異。
2.同情心維度上生源地、家庭結構和出生年份之間的.差異。同情心維度因為不滿(mǎn)足方差齊性標準，因此也不能進(jìn)行多因素方差，改進(jìn)行非參數檢驗，采用的是多獨立樣本的K-W檢驗。其中同情心在生源地之間的結果見(jiàn)表3，相伴概率為0.602，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在生源地上同情心之間不存在顯著(zhù)差異。同情心在家庭結構之間的結果見(jiàn)表3，相伴概率為0.485，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在家庭結構上同情心不存在顯著(zhù)差異。同情心在出生年份之間的結果見(jiàn)表3，相伴概率為0.969，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在出生年份上同情心不存在顯著(zhù)差異。
3.名利觀(guān)維度上生源地、家庭結構和出生年份之間的差異。名利觀(guān)維度因為不滿(mǎn)足方差齊性標準，因此也不能進(jìn)行多因素方差，改進(jìn)行非參數檢驗，采用的是多獨立樣本的K-W檢驗。其中名利觀(guān)在生源地之間的結果見(jiàn)表4，相伴概率為0.599，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在生源地上名利觀(guān)之間不存在顯著(zhù)差異。名利觀(guān)在家庭結構之間的結果見(jiàn)表4，相伴概率為0.106，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在家庭結構上名利觀(guān)不存在顯著(zhù)差異。名利觀(guān)在出生年份之間的結果見(jiàn)表4，相伴概率為0.154，大于0.05，因此不能拒絕零假設，即在出生年份上名利觀(guān)不存在顯著(zhù)差異。
4.人生觀(guān)、同情心和名利觀(guān)維度在性別方面的差
異。因為性別只有男女兩個(gè)水平，因此可以進(jìn)行獨立樣本的T檢驗，檢驗結果如表5，從表中可以看出在名利觀(guān)上性別差異顯著(zhù)，女性分數高于男性，其他差異均不顯著(zhù)。
5.罪惡感維度上性別、生源地、家庭結構和出生年份之間的差異。罪惡感維度上各組滿(mǎn)足方差齊性標準，因此進(jìn)行多維度方差檢驗。結果發(fā)現除了性別和年級交互效應顯著(zhù)(p=0.044)外，性別、生源地、家庭結構和出生年份的主效應和其他交互效應均不顯著(zhù)。
6.內疚心維度上性別、年級、生源地、家庭結構和出生年份之間的差異。表6整理了顯著(zhù)的主效應和交互效應，從中可以看出性別、年級、出生年份的主效應和交互效應均顯著(zhù)，其他未列入的主效應和交互效應則不顯著(zhù)。
7.事后檢驗結果報告。由于性別和出生年份在內疚心維度上主效應顯著(zhù)，因此應該做事后檢驗。由于性別只有兩組，主效應顯著(zhù)即是相應兩組差異顯著(zhù)，因此不必進(jìn)行檢驗。對出生年份進(jìn)行事后檢驗，其結果見(jiàn)表7，從表中可以看出1991年出生與1995年出生的在內疚心維度上差異顯著(zhù)，1992年出生與1995年出生的在內疚心維度上差異顯著(zhù)，其他均不顯著(zhù)。
8.簡(jiǎn)單效應分析。當實(shí)驗設計中有兩個(gè)或多個(gè)因
素，并且方差分析中發(fā)現了統計顯著(zhù)的兩次交互作用時(shí)，可以做簡(jiǎn)單效應檢驗，以便進(jìn)一步解釋兩次交互作用的實(shí)質(zhì)[5]。根據表6，兩次交互作用中只有性別和年級的交互效應是顯著(zhù)的，因此只看性別年級的簡(jiǎn)單效應，呈顯著(zhù)性的結果見(jiàn)表8，可見(jiàn)性別在一年級上差異顯著(zhù)。三次交互作用顯著(zhù)，因此要做簡(jiǎn)單效應分析，結果顯著(zhù)的見(jiàn)表8。性別因素的效應在一年級的1991、1992、1994和1995年出生的都顯著(zhù)，二年級只有在1992年出生上顯著(zhù)。
因為罪惡感方面性別和年級交互效應顯著(zhù)，因此需要進(jìn)行簡(jiǎn)單效應分析，分析結果見(jiàn)表9，從表中可以看出性別在年級1、2上均顯著(zhù)，而年級在性別1、2上則不顯著(zhù)。
四、結論
同情心、人生觀(guān)、名利觀(guān)、內疚心和罪惡感五個(gè)維度上得分高低不說(shuō)明個(gè)人品質(zhì)的好與壞，其中同情心維度得分越高則更傾向于同情憐憫他人，對他人的感受感同身受(如當我看見(jiàn)別人哭我也經(jīng)常會(huì )哭);人生觀(guān)和名利觀(guān)維度得分高者更傾向于按照法律或普遍的規范要求去行事，得分低者可以看作是倫理利己主義，即主張每個(gè)人應該為自己的最大的利益而行動(dòng)(如做事情要對得起自己的良心);內疚心和罪惡感方面得分高則代表對自我要求比較嚴格，超我比較強大(如撿到萬(wàn)元錢(qián)包沒(méi)有還給失主我感覺(jué)很內疚)。
由SPSS算出總體平均分為3.0682，說(shuō)明學(xué)生總體偏向于第三個(gè)答案，也就是對主流文化觀(guān)點(diǎn)的認同。同時(shí)在罪惡感方面，得分更高些(3.2197)，說(shuō)明學(xué)生群體大多數人的超我規范較為嚴格。
總體上看，大多數的比較差異并不顯著(zhù)，這主要是因為大學(xué)生無(wú)論是年級、出生年份、家庭狀況、生源地等在品德的各個(gè)方面的表現還是比較相似的。其中個(gè)別條目差異顯著(zhù)，下面進(jìn)行詳細分析。
(一)名利觀(guān)在性別方面的結果
男女的名利觀(guān)上差異顯著(zhù)(表5)，女生得分高于男生。究其原因，可以有以下幾個(gè)方面探查，當然所有原因也僅是理論假設還未做實(shí)驗驗證：第一，并不諱言，本問(wèn)卷的編制者為女性，所以難以避免從女性的角度考慮問(wèn)題，或者說(shuō)不經(jīng)意間編制出的問(wèn)卷更符合女性思維和感受;第二，女性較男性更關(guān)注細節，本問(wèn)卷關(guān)注一些細微之處來(lái)反映道德行為，男性可能認為其無(wú)所謂;第三，問(wèn)卷屬于判斷語(yǔ)句，其中絕大部分內容需要去想象問(wèn)題情境，男性可能更不愿意仔細去想象，所以如果是真實(shí)問(wèn)題情境中看男女被試的表現，結果可能并非如此;第四，問(wèn)卷發(fā)放男女比例差距較大也可能會(huì )對結果造成影響。
(二)內疚心在性別、出生年份方面的結果
內疚心方面差異顯著(zhù)的比較多，性別和出生的主效應顯著(zhù)，其中女生得分高于男生，事后檢驗表明1990年、1991年和1992年出生和1995年出生的學(xué)生差異顯著(zhù)。這表明女性比男性更容易內疚，她們認為，無(wú)論事情好與壞，自己要對自己負責。她們是徹底的唯物主義，不相信命運和神這些令她們無(wú)能為力的東西。她們善于自我反省，希望不斷地改正缺點(diǎn)，完善自己”[6]。每做完一件事，她們會(huì )發(fā)現自己的不足，想著(zhù)如果我能……就好了。出生年份方面內疚心差異顯著(zhù)，如圖1，可以看出內疚心的平均數呈上升趨勢，這表明越是年齡小的學(xué)生內疚心越強，而隨著(zhù)年齡的增長(cháng)，內疚心在逐漸減弱。隨著(zhù)閱歷的增長(cháng)，我們的內心在變得堅硬，懂的道理越來(lái)越多，我們也越發(fā)能為自己解釋和說(shuō)明，也越發(fā)不內疚了。
性別和年級交互效應顯著(zhù)，簡(jiǎn)單效應分析顯示性別在一年級上顯著(zhù)，這表明一年級學(xué)生男女差異顯著(zhù)，而其他年級不顯著(zhù)，如圖2，一年級比二年級在性別方面差異較大。由圖可以看出女生的得分無(wú)論是一年級還是二年級都高于男生，令人驚訝的是女生隨著(zhù)年級的升高，分數降低，而男生隨著(zhù)年級的增高分數在上升。這或許體現的是趨均數回歸，趨均數回歸有很多類(lèi)似的名字，且應用在金融學(xué)、醫學(xué)等不同領(lǐng)域，其實(shí)這最初是個(gè)統計學(xué)的概念，由高爾頓提出。它的含義指絕大多數情況下，高的成績(jì)、身高等不會(huì )越來(lái)越高，而是逐漸變低，同樣低的成績(jì)、身高也不會(huì )越來(lái)越低，而是逐漸升高。因此，這里可以看出大一時(shí)男女生差異非常顯著(zhù)，但是大二的時(shí)候開(kāi)始出現向平均數回歸(3分)現象。同時(shí)性別、年級和出生年份交互效應顯著(zhù)，性別在一年級出生為1991年、1992年、1994年和1995年的顯著(zhù)，性別在二年級只有1992年出生的顯著(zhù)。這部分結果中的交互作用部分原因是1990年出生在一年級的沒(méi)有女生，只有男生，而且人數較少。1995年出生的人沒(méi)有人在二年級，均是大一學(xué)生。
(三)罪惡感在居住地方面的結果
罪惡感方面性別和年級交互效應顯著(zhù)，簡(jiǎn)單效應分析表明性別在一年級、二年級中都顯著(zhù)，但年級在男女性別上不顯著(zhù)。這一結果多少令人意外，但從客觀(guān)的角度看，數字的確揭示出了這樣的結果，因此我們需要去思考原因。罪惡感其實(shí)是一個(gè)西方的詞，它來(lái)自基督教的原罪說(shuō)，中國人大多不信奉基督教，即使信奉，多半也屬于半路出家，且沒(méi)有西方那種普適性的氛圍。所以罪惡感對于中國人來(lái)說(shuō)毋寧說(shuō)是一種認為自己做錯事情時(shí)的愧疚。同時(shí)本部分問(wèn)卷回答依賴(lài)想象，因此從檢驗結果可看出本部分的離散程度比較大，說(shuō)明個(gè)體差異很大。
【90后大學(xué)生品德心理發(fā)展現狀研究論文】相關(guān)文章：