90后大學(xué)生品德心理發(fā)展現(xiàn)狀研究

1、90 后大學(xué)生品德心理發(fā)展現(xiàn)狀研究 一、問題的提出 時代風(fēng)雨莫測的變化， 作為教師作為長輩常常擔(dān)心下一代的 品德問題。網(wǎng)絡(luò)上經(jīng)常會有一些信息傳出引來大量年輕人的評 論，瀏覽這些評論發(fā)現(xiàn)或許我們的擔(dān)心是多余的， 現(xiàn)在的年輕人 依然有著自己的有所為有所不為的堅持。現(xiàn)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始引起理論界的關(guān)注。 唐躍旺認(rèn)為“ 90 后”大學(xué)生具有價值取向多元、自我意識增強(qiáng) 等基本特征 1 。車丹認(rèn)為 90 后大學(xué)生存在抗挫折能力差、 價值 取向趨于務(wù)實(shí)、 過度關(guān)注個人利益和知行不一等個人品德失范問 題2 。盧曉霞認(rèn)為 90 后大學(xué)生道德信仰出現(xiàn)困惑和信仰多元 化、

2、道德滑坡 。王瀟?V認(rèn)為90后大學(xué)生品德存在著感性多 于理性、功利化嚴(yán)重傾向、抵抗挫折能力差、心理承受能力差等 不良狀況 4 。但是各論文僅進(jìn)行從文獻(xiàn)到文獻(xiàn)的分析，為了得 到相對準(zhǔn)確的結(jié)果， 我們編制了問卷， 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(chǔ)上用數(shù)字說話去了解他們的內(nèi) 心，同時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)放問卷 200 份，回收有效問卷 190 份。 （二）研究工具 本研究采用自編品德結(jié)構(gòu)問卷，該問卷包含 22 道題目，采 用 4 級評分

3、，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。該問卷共分為 5 個維度：內(nèi)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（ 18，19）和人生觀（ 10， 12, 54）。該問卷內(nèi)部一致性系數(shù)a =0.844。 （三）數(shù)據(jù)統(tǒng)計 所回收問卷數(shù)據(jù)采用 SPSS2 2 . 0進(jìn)行分析。 三、研究結(jié)果 （一）人口學(xué)變量統(tǒng)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(yàn)，其中人生觀維度伴隨概率為 0.002 ，同情心維度伴隨概率為 0.022 ，名利觀維度伴隨概率

4、為 0.04 ，均小于顯著性水平 0.05 ，因此認(rèn)為各組總體方差不等， 不滿足方差檢驗(yàn)的前提條件， 不能進(jìn)行方差分析， 進(jìn)行非參數(shù)檢 驗(yàn)。罪惡感維度伴隨概率為 0.175 ，內(nèi)疚心維度伴隨概率為 0.178，均大于顯著性水平 0.05 ，因此可以認(rèn)為各組總體方差是 相等的，滿足方差檢驗(yàn)的前提條件，進(jìn)行方差分析。 1 .人生觀維度上生源地、家庭結(jié)構(gòu)和出生年份之間的差異。 人生觀維度因?yàn)椴粷M足方差齊性標(biāo)準(zhǔn)，因此不能進(jìn)行多因素方 差，改進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)，采用的是多獨(dú)立樣本的K-W檢驗(yàn)。其中 人生觀在生源地之間的結(jié)果見表 2，相伴概率為 0.546 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)， 即在生源地

5、上人生觀不存在顯著差 異。人生觀在家庭結(jié)構(gòu)之間的結(jié)果見表2，相伴概率為 0.068 ， 大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)，即在家庭結(jié)構(gòu)上人生觀不存 在顯著差異。人生觀在出生年份之間的結(jié)果見表 2，相伴概率為 0.751 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)，即在出生年份上人生 觀不存在顯著差異。 2. 同情心維度上生源地、家庭結(jié)構(gòu)和出生年份之間的差異。 同情心維度因?yàn)椴粷M足方差齊性標(biāo)準(zhǔn)， 因此也不能進(jìn)行多因素方 差，改進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)，采用的是多獨(dú)立樣本的K-W檢驗(yàn)。其中 同情心在生源地之間的結(jié)果見表 3，相伴概率為 0.602 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)， 即在生源地上同情心

6、之間不存在顯 著差異。同情心在家庭結(jié)構(gòu)之間的結(jié)果見表 3，相伴概率為 0.485 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)，即在家庭結(jié)構(gòu)上同情 心不存在顯著差異。同情心在出生年份之間的結(jié)果見表 3，相伴 概率為 0.969 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)，即在出生年份 上同情心不存在顯著差異。 3. 名利觀維度上生源地、家庭結(jié)構(gòu)和出生年份之間的差異。 名利觀維度因?yàn)椴粷M足方差齊性標(biāo)準(zhǔn)， 因此也不能進(jìn)行多因素方 差，改進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)，采用的是多獨(dú)立樣本的K-W檢驗(yàn)。其中 名利觀在生源地之間的結(jié)果見表 4，相伴概率為 0.599 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)， 即在生源地上名利觀之

7、間不存在顯 著差異。名利觀在家庭結(jié)構(gòu)之間的結(jié)果見表 4，相伴概率為 0.106 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)，即在家庭結(jié)構(gòu)上名利 觀不存在顯著差異。名利觀在出生年份之間的結(jié)果見表4，相伴 概率為 0.154 ，大于 0.05 ，因此不能拒絕零假設(shè)，即在出生年份 上名利觀不存在顯著差異。 4. 人生觀、同情心和名利觀維度在性別方面的差 異。因?yàn)樾詣e只有男女兩個水平， 因此可以進(jìn)行獨(dú)立樣本的 T 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表 5，從表中可以看出在名利觀上性別差異 顯著，女性分?jǐn)?shù)高于男性，其他差異均不顯著。 5. 罪惡感維度上性別、 生源地、 家庭結(jié)構(gòu)和出生年份之間的 差異。罪惡感維度上各組滿足方差

8、齊性標(biāo)準(zhǔn)， 因此進(jìn)行多維度方 差檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)除了性別和年級交互效應(yīng)顯著( p=0.044 )外， 性別、生源地、 家庭結(jié)構(gòu)和出生年份的主效應(yīng)和其他交互效應(yīng)均 不顯著。 6. 內(nèi)疚心維度上性別、年級、生源地、家庭結(jié)構(gòu)和出生年份 之間的差異。 表 6 整理了顯著的主效應(yīng)和交互效應(yīng)， 從中可以看 出性別、年級、出生年份的主效應(yīng)和交互效應(yīng)均顯著，其他未列 入的主效應(yīng)和交互效應(yīng)則不顯著。 7. 事后檢驗(yàn)結(jié)果報告。 由于性別和出生年份在內(nèi)疚心維度上 主效應(yīng)顯著，因此應(yīng)該做事后檢驗(yàn)。由于性別只有兩組，主效應(yīng) 顯著即是相應(yīng)兩組差異顯著， 因此不必進(jìn)行檢驗(yàn)。 對出生年份進(jìn) 行事后檢驗(yàn)， 其結(jié)果見表 7，從表中

9、可以看出 1991 年出生與 1995 年出生的在內(nèi)疚心維度上差異顯著， 1992 年出生與 1995 年出生 的在內(nèi)疚心維度上差異顯著，其他均不顯著。 8. 簡單效 應(yīng)分析。當(dāng)實(shí)驗(yàn)設(shè)計中有兩個或多個因 素，并且方差分析中發(fā)現(xiàn)了統(tǒng)計顯著的兩次交互作用時， 可 以做簡單效應(yīng)檢驗(yàn)，以便進(jìn)一步解釋兩次交互作用的實(shí)質(zhì) 5 。 根據(jù)表 6，兩次交互作用中只有性別和年級的交互效應(yīng)是顯著的， 因此只看性別年級的簡單效應(yīng)，呈顯著性的結(jié)果見表8，可見性 別在一年級上差異顯著。 三次交互作用顯著， 因此要做簡單效應(yīng) 分析，結(jié)果顯著的見表 8。性別因素的效應(yīng)在一年級的 1991、 1992、1994和 1995年出

10、生的都顯著，二年級只有在 1992 年出 生上顯著。 因?yàn)樽飷焊蟹矫嫘詣e和年級交互效應(yīng)顯著， 因此需要進(jìn)行簡 單效應(yīng)分析，分析結(jié)果見表 9，從表中可以看出性別在年級 1、2 上均顯著，而年級在性別 1、2 上則不顯著。 四、結(jié)論 同情心、人生觀、名利觀、內(nèi)疚心和罪惡感五個維度上得分 高低不說明個人品質(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(dāng)我看見別人哭 我也經(jīng)常會哭） ；人生觀和名利觀維度得分高者更傾向于按照法 律或普遍的規(guī)范要求去行事，得分低者可以看作是倫理利己主 義，即主張每個人應(yīng)該為自己的最大的利益而行動 （如做事情要 對得起自己的良心）

11、 ；內(nèi)疚心和罪惡感方面得分高則代表對自我 要求比較嚴(yán)格， 超我比較強(qiáng)大 （如撿到萬元錢包沒有還給失主我 感覺很內(nèi)疚）。 由SPSS算出總體平均分為3.0682，說明學(xué)生總體偏向于第 三個答案，也就是對主流文化觀點(diǎn)的認(rèn)同。同時在罪惡感方面， 得分更高些（ 3.2197 ），說明學(xué)生群體大多數(shù)人的超我規(guī)范較為 嚴(yán)格。 總體上看， 大多數(shù)的比較差異并不顯著， 這主要是因?yàn)榇髮W(xué) 生無論是年級、出生年份、家庭狀況、生源地等在品德的各個方 面的表現(xiàn)還是比較相似的。 其中個別條目差異顯著， 下面進(jìn)行詳 細(xì)分析。 （一）名利觀在性別方面的結(jié)果 男女的名利觀上差異顯著（表 5），女生得分高于男生。究 其原因，

12、可以有以下幾個方面探查， 當(dāng)然所有原因也僅是理論假 設(shè)還未做實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證：第一，并不諱言，本問卷的編制者為女性， 所以難以避免從女性的角度考慮問題， 或者說不經(jīng)意間編制出的 問卷更符合女性思維和感受；第二，女性較男性更關(guān)注細(xì)節(jié)，本 問卷關(guān)注一些細(xì)微之處來反映道德行為，男性可能認(rèn)為其無所 謂；第三，問卷屬于判斷語句，其中絕大部分內(nèi)容需要去想象問 題情境， 男性可能更不愿意仔細(xì)去想象， 所以如果是真實(shí)問題情 境中看男女被試的表現(xiàn)，結(jié)果可能并非如此；第四，問卷發(fā)放男 女比例差距較大也可能會對結(jié)果造成影響。 （二）內(nèi)疚心在性別、出生年份方面的結(jié)果 內(nèi)疚心方面差異顯著的比較多，性別和出生的主效應(yīng)顯著， 其中

13、女生得分高于男生， 事后檢驗(yàn)表明 1990年、1991年和 1992 年出生和 1995 年出生的學(xué)生差異顯著。這表明女性比男性更容 易內(nèi)疚，她們認(rèn)為，無論事情好與壞，自己要對自己負(fù)責(zé)。她們 是徹底的唯物主義，不相信命運(yùn)和神這些令她們無能為力的東 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，她們會發(fā)現(xiàn)自己的不足，想著如果我能就好 了。出生年份方面內(nèi)疚心差異顯著，如圖 1，可以看出內(nèi)疚心的 平均數(shù)呈上升趨勢， 這表明越是年齡小的學(xué)生內(nèi)疚心越強(qiáng)， 而隨 著年齡的增長，內(nèi)疚心在逐漸減弱。隨著閱歷的增長，我們的內(nèi) 心在變得堅硬， 懂的道理越來越多， 我們也越發(fā)能為自己解

14、釋和 說明，也越發(fā)不內(nèi)疚了。性別和年級交互效應(yīng)顯著，簡單效應(yīng)分 析顯示性別在一年級上顯著，這表明一年級學(xué)生男女差異顯著， 而其他年級不顯著，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年級的升高，分?jǐn)?shù)降低，而男生隨著 年級的增高分?jǐn)?shù)在上升。 這或許體現(xiàn)的是趨均數(shù)回歸， 趨均數(shù)回 歸有很多類似的名字，且應(yīng)用在金融學(xué)、醫(yī)學(xué)等不同領(lǐng)域，其實(shí) 這最初是個統(tǒng)計學(xué)的概念， 由高爾頓提出。 它的含義指絕大多數(shù) 情況下，高的成績、身高等不會越來越高，而是逐漸變低，同樣 低的成績、身高也不會越來越低，而是逐漸升高。因此，這里可 以看出大一時男女生差異非常顯著， 但是大二的時候開始出現(xiàn)向 平均數(shù)回歸（ 3 分）現(xiàn)象。同時性別、年級和出生年份交互效應(yīng) 顯著，性別在一年級出生為 1991年、 1992 年、 1994年和 1995 年的顯著，性別在二年級只有 1992 年出生的顯著。這部分結(jié)果 中的交互作用部分原因是 1990 年出生在一年級的沒有女生，只 有男生，而且人數(shù)較少。 1995 年出生的人沒有人在二年級，均 是大一學(xué)生。 （三）罪惡感在居住地方面的結(jié)果 罪惡感方面性別和年級交互效應(yīng)顯著， 簡單效