贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究

贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究（共7篇）

1.贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究 篇一

中学生成就动机与成功恐惧的研究

运用成就动机问卷与投射测验研究了454名中学生的成就动机与成功恐惧,结果表明,中学生的成就动机存在显著的学校类型差异,重点中学学生的成就动机显著强于普通中学学生.男生和女生均存在着成功恐惧,其恐惧主要与学业、人际关系、家庭和事业有关.被试在女主人公身上投射出更多的成功恐惧.中学生追求成功的动机与成功恐惧呈显著的负相关,而避免失败的.动机与成功恐惧呈显著的正相关.

作 者：陈俊 张积家 作者单位：华南师范大学心理学系,广州,510631刊 名：心理科学 PKU CSSCI英文刊名：PSYCHOLOGICAL SCIENCE年，卷(期)：26(1)分类号：B844关键词：中学生 成就动机 追求成功 避免失败 成功恐惧

2.贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究 篇二

最早的自尊定义是心理学家James提出的, 他认为自尊作为自我价值的感受, 取决于实际情况与自己设想的可能性的比值, 并提出了著名的公式:自尊=成功/抱负。本世纪初, 国际自尊心理协会执行理事长布兰登 (Brandon, 2000) 提出, 自尊是把自己体验为有能力应付基本的生活挑战和应付值得幸福的基本挑战的倾向性。自尊概念的界定各有侧重, 但都表明:自尊是一种包含着个体自我认知的价值判断, 是个体对自我价值、重要性和成功的积极的情感体验。

成就动机是人类的一种社会动机, 指人们努力追求卓越, 以期望达成更高目标的内在动力和心理倾向。成就动机是个体后天的发展中逐渐培养起来的对特定个人偏好事件希望做得更好和超越自我的一种动机。它是一种稳定的动机, 是个体在充分认识自我, 尊重自我的前提下对自我实现追求的一种驱动力。

前研究表明:自尊不存在性别、年级、城乡差异, 并且自尊是影响心理健康的重要因素之一。在大学生成就动机研究中, 景怀斌、黄甜等研究者认为成就动机存在性别差异, 李萌、张文梅、苗朝阳等研究者认为性别差异不显著, 由于研究者所研究的具体对象不同, 所使用测量工具的不一致, 以及调查的对象所处的地域不同, 这些都是引起大学生成就动机受各因素影响差异上存在分歧的原因。

二、研究方法

1、被试

采用分层随机抽样的方法, 从某高校随机抽取250名大学生作为被试, 经筛选有效问卷为227份, 有效回收率90.8%。其中:男生105人 (46.3%) , 女生122人 (53.7%) ;城市104人 (45.8%) , 农村123人 (54.2%) ;一年级54人 (29.3%) , 二年级64人 (34.2%) , 三年级67人 (36.4%) , 四年级42人 (18.5%) 。

2、研究工具

(1) 自尊量表 (SES)

该量表由Rosenberg于1965年编制, 量表共10个项目, 包括正反向计分题, 采用1-4级进行计分, 总分范围是10-40分, 分数越高, 自尊程度越高。鉴于中西方文化的差异, 根据相关研究成果, 并参考孙钦铃对该量表的修订, 我们将第8题改为“我感到自己得不到别人的尊重”, 将第9题改为“我总是感觉自己不如别人”。本研究采用孙钦铃 (2007) 修订的SES, 其内部一致性系数为0.835, 分半信度为0.785。在本研究中, 内部一致性系数为0.8393。

(2) 成就动机量表 (AMS)

本研究采用挪威心理学家1970年T.Gjesme and R.Nygard编制的, 上海师大 (1988) 叶仁敏译制的成就动机量表 (AMS) 。该量表包括追求成功 (Ms) 与避免失败 (Mf) 两个分量表。

两个分量表各有15题。Ms大于Mf则总的追求成功的动机水平比较高, Ms小于Mf则总的追求成功的动机水平比较低, 个体倾向于避免失败。Ms-Mf则为成就动机总分。该量表的内部一致性系数为0.83 (追求成功分量表) , 0.84 (避免失败分量表) 。在本研究中, 总量表内部一致性系数为0.7036, 各分量表的信度分表为0.7946和0.8415。

数据统计分析采用SPSS for windows 11.5软件进行分析。

三、结果

1、自尊、成就动机、追求成功动机和避免失败动机在性别、生源地的统计分析

注:*:p<0.05

注:*:p<0.05

2、自尊、成就动机、追求成功和避免失败在年级变量上的方差分析

注:*:p<0.05

通过单因素方差分析, 发现:大学生自尊存在显著年级差异, 也就是说, 至少有两个年级之间有差异, 因此本研究对此继续进行LSD检验, 见表7。

注:*:p<0.05

3、不同自尊水平的大学生成就动机的比较分析

注:*:p<0.05

本研究按分数高低把学生分成高分组与低分组, 考察两组被试成就动机的差异, 发现:高自尊组与低自尊组的成就动机、追求成功和避免失败动机上均存在显著差异。

4、成就动机与自尊的相关分析

注:**:p<0.01

5、自尊与成就动机的回归分析

本研究发现, 自尊与成就动机存在一定的相关关系, 为探讨二者之间是否存在因果关系, 进一步做回归分析。把自尊作为自变量, 成就动机作为因变量, 进行回归分析。

注:*:p<0.05

四、分析与讨论

1、大学生自尊现状分析

研究发现大学生自尊在性别和生源地变量上无显著差异, 在年级变量上差异显著。这个结果与陈秀娟等的研究结果一致。究其原因, 有以下几点:由于现在性别逐渐趋于双性化, 男女分化不明显, 女性受教育程度逐渐提高, 男女大学生均可接受同等水平的教育, 观念逐渐趋于一致;大学生融入校园以后, 受学校氛围影响, 不同生源地男、女生从事相同的活动, 有着大体相同的趋向和价值观。研究还发现:大二学生的自尊水平是相对较低的, 从整个大学生活来看, 大二是较为平稳的一年, 父母管教逐渐减少, 学业压力相对较低, 是大学四年中较轻松的一年, 鉴于这种原因, 有些原本懒散的学生变得松懈, 仅要求课程及格, 毕业时拿学位证;有些逐渐发现身边越来越多优秀的同学, 拒绝抓住机会表现自己, 拒绝成为重要的角色等。从某种程度上讲, 他们更关注于保护自己不要在公众中丢脸和受窘。低自尊者对自我保护的需要胜过了他们希望被别人看重的需要。这样, 低自尊者就不能充分展示自己的才能, 许多人因而郁郁不得志。在本研究中, 大四学生的自尊水平是最高的, 属于高自尊者。大四的学生虽然面临着毕业、就业、择业、情感等诸方面的困扰, 但其生理、心理、学业俱以成熟, 为踏上人生的又一征途做好了准备, 以自己良好的一面向他人展示。高自尊者的行为动机来自于对“自我提高”的关注, 即高自尊者对提高自己的尊严和公众形象感兴趣。他们希望别人认为他们很好, 钦佩他们, 并且当他们做得好时赞许他们。

2、大学生成就动机现状分析

研究发现, 大学生成就动机和追求成功动机存在性别差异, 在生源地与年级变量上差异不显著, 且追求成功动机显著高于避免失败动机。在追求成功动机上, 男性高于女性;在避免失败动机上, 女性高于男性。此结果与景怀斌 (1995) 的研究结果相一致。一般来看, 成就动机受社会、文化、家庭教育等许多因素的影响, 在传统的社会规范中, 父母、学校教育对男孩子都寄予很高的期望, 热盼他们从小就树立远大的志向, 在事业上自强不息, 以后成为家庭经济乃至整个家庭的支柱及社会的支柱, 因承担重大责任, 因此要求男孩必须努力追求事业的成功。而对于女孩, 即使在同样的家庭, 父母并不会要求女性如男性那样在工作和事业上取得成功, 更多的是希望女性依赖、顺从, 合作和不过多地追求名利, 他们对女孩子的更大期盼是在婚姻上有个好归宿, 而不指望她们出人头地。同时, 社会的分工也影响男女成就水平的差异, 在大多数情况下, 诸多如法官、医生、工程师、医生等等重要的工作更多的是由男性来承担, 而像秘书、护士等等辅助性的工作常常由女性来担任。因此, 男性和女性在追求成功的动机水平上会存在显著的差异:男性显著高于女性。

3、不同自尊水平的成就动机比较

本研究把学生分成高分组与低分组, 考察两组被试成就动机的差异, 发现:高、低自尊组的成就动机 (t=-5.886, p=0.000) 、追求成功 (t=-3.962, p=0.000) 和避免失败动机 (t=4.936, p=0.000) 均存在显著差异。这说明:不同自尊水平的个体, 其成就动机、追求成功动机和避免失败动机均存在显著差异。自尊高的人, 认为自己是一个有价值的人, 并感到自己值得别人尊重, 也希望得到别人的看重, 乐于挑战有困难的任务, 以此满足自己的成就感, 而成就感的获得来自于个体的成功体验, 因此, 个体成就动机相应较高。反之, 低自尊者往往受外界因素影响, 拒绝抓住表现的机会, 不能充分的展示自己的才能, 成就感的获得较少, 常常因为自卑而缺乏自信, 经常贬低自己, 对自己的负性评价较多, 这些消极的情绪导致他们不能追求积极的成功体验。高自尊者由于情绪高昂, 往往能超越自我, 以较大的热情去追求某种目标, 表现出积极的行为模式。而低自尊者如自卑的人则常常感觉到压抑、紧张、焦虑, 使得他们难以把自己的精力投入到感兴趣的活动中去, 表现出消极的行为模式。所以高、低自尊组的成就动机存在显著差异。

4、关于自尊与成就动机的回归分析

3.贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究 篇三

关键词：自卑；大学生；社会比较；成就动机；中介作用

分类号：B842

1前言

自卑心理是广泛存在于大学生群体中的一种消极心理状态，严重影响着大学生的心理健康以及学习生活。大学生正处于成长的关键期，处于个体社会化的重要阶段，在心理上逐步向成年人过渡。他们即将步入社会，面对学业、就业等各种压力，容易缺乏信心，不能正确地认识自己，对自己评价偏低，易产生自卑心理。

自卑一般表现为个体对自己的评价过低，而产生的负面情绪体验，一般认为自卑来自于比较。Festinger（1954）第一次提出了社会比较的概念，他认为，人们拥有一种渴望判断自己的观点和能力的动机，倾向于与他人进行比较。Strano和Dixon（1990）认为，自卑感是个体进行社会比较的结果。李艺敏（2008）表示，与追求个人主义的西方人相比，东方人更可能与所属群体中的其他个体进行社会比较而产生自卑。邓楠楠（2009）研究发现，个体自卑与成就动机之间的关系密切，自卑常常使个体对自身持有否定态度，缺少取得成功的能力，所以经常压抑自己的成就需要；自卑者对外界极为敏感，常常夸大眼前的任务而轻视自己，从而缺乏追求成就的勇气。

自卑来自于社会比较，社会比较能够激发个体的成就动机，同时自卑又影响着个体的成就动机。韩丕国（2014）在探讨大学生的自卑心理与社会比较的关系时，发现自卑心理较严重大学生的社会比较频率显著高于自卑心理轻微的个体。 刘毅梅（2010）研究发现，成就目标定向在初中生学业社会比较与自我效能感之间起着中介作用，初中生学业社会比较取向与表现趋近目标、表现回避目标均显著正相关。 邓楠楠（2009）在探讨高中生父母教养方式、自卑感和成就动机之间的关系研究中发现，高中生自卑感与避免失败维度得分显著正相关，与追求成功维度得分及整体成就动机得分显著负相关。

探讨自卑及其与社会比较和成就动机关系的研究目前较少，杨军（2013）研究了中学生自卑及其与社会比较和成就动机的关系。研究显示，内隐自卑与社会比较不显著相关，与成就动机显著负相关；外显自卑与社会比较、避免失败显著正相关，与追求成功和成就动机显著负相关；社交自卑在其他外显自卑因子与成就动机之间起着部分中介作用。本文旨在研究自卑在大学生社会比较与成就动机中的中介作用。研究以在校大学生为研究对象，了解了大学生自卑心理的总体现状，以期具体探明自卑、社会比较、成就动机三者之间的关系。

2对象与方法

2.1对象

研究采用随机发放问卷的形式进行调查，调查对象是安徽某高校的在校本科生。一共发放问卷400份，回收问卷350份，回收率为87.5%；其中有效问卷321份，有效率为91.7%。男生142人，女生179人；文科123，理科198；独生子女96人，非独生225人；大一82人，大二88人，大三90人，大四61人。

2.2工具

2.2.1自卑感量表

采用Fleming和Courtney 修订的自卑感量表，其中自卑由五个因子组成：自敬、体能、外表、学业能力、社交信心。量表共36个题项，采用5级评分，得分越高表示自卑感越强。研究中该量表信度系数为0.897，五个因子的信度系数分别为0.632、0.632、0.817、0.568、0.508、0.649。

2.2.2爱荷华-荷兰比较倾向量表（INCOM）

此量表测量的是社会比较的个体差异，即不同的个体社会比较的倾向。问卷由Buunk和Gibbon（1997）编制而成，王明姬（2006）做了中文版信效度检验。量表由能力和观点两个维度组成，共有11个选项，采用5级评分，该量表在本研究中信度系数为0.652。

2.2.3成就动机量表

包含30个项目，由追求成功动机（Ms）和避免失败动机（Mf）两个分量表组成，5级计分。成就动机的得分算法是由追求成功的动机得分减去避免失败的动机得分，得分越高表明成就动机越强。本研究中Ms和Mf量表的内部一致性系数分别为0.663 和0.752，具有良好信度。

2.3数据分析

采用SPSS16.0对数据进行分析处理，采用相关分析和回归分析等统计方法进行分析。

3结果

3.1自卑与社会比较、成就动机的相关分析

将大学生的自卑得分与社会比较和成就动机得分进行 Pearson积差相关分析，结果如表1。

如表1所示，自卑与社会比较之间呈显著正相关（r=0.426，p<0.01），各维度与能力比较、观点比较、社会比较总分之间的相关系数均显著；自卑与成就动机呈显著负相关（r=-0.186，p<0.01），自卑及其各个维度与避免失败均呈显著正相关。

3.2自卑与社会比较、成就动机的回归分析

3.2.1社会比较对自卑的回归分析

分别以自卑及其五个因子为因变量，以社会比较的两个维度为自变量进行逐步回归分析，结果见表2。

从表2可知，以自卑及其五个因子为因变量，以社会比较的两个维度为自变量进行逐步回归分析，只有能力比较进入了回归方程，所以社会比较中的能力比较可以显著预测自卑及其自卑的五大维度，预测力度在6.6%～19.4%之间。

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3.2.2自卑对成就动机的回归分析

以成就动机及其两个维度为因变量，自卑的几个维度为预测变量进行多元回归分析，结果见表3。

从表3中的结果可知，在成就动机总体维度上，社交自卑和自敬自卑进入回归方程，对其解释变异度为 5.5%和7.2%；在追求成功维度上，自敬自卑进入回归方程，能解释追求成功 3.9%的变异；在避免失败维度上，社交自卑和学业进入回归方程，分别能解释避免失败的变异度为18.4%和20.2%。

3.3自卑在社会比较与成就动机之间的中介作用分析

社会比较影响个体的成就动机，相关分析发现，社会比较的两个维度与成就动机的两个维度关系密切，同时，它们又与自卑显著相关。为探究自卑是否在社会比较与成就动机中起着中介作用，研究采用温忠麟和张雷（2004）提出的检验中介效应的方法加以考察验证。检验之前首先对各个变量数值进行中心化处理，然后对每一个中介效应分三步逐一进行检验：第一步，做自变量对因变量的回归，回归系数显著则进行下一步；第二步，做自变量对中介变量的回归，回归显著则继续第三步；第三步，同时以自变量和中介变量作为预测变量对因变量进行回归，根据自变量对因变量的回归系数变化判断中介效应是否成立。本研究以成就动机的两个维度为因变量，自卑为中介变量，社会比较的两个维度为自变量进行中介效应检验。

3.3.1自卑在能力比较与避免失败之间的中介效应分析

检验自卑在能力比较与避免失败之间的中介效应：第一步，能力比较对避免失败的回归；第二步，能力比较对自卑的回归；第三步，能力比较和自卑对避免失败的回归。回归系数由0.410降为0.275，自卑的中介效应大小为32.77%。具体检验过程如表4，中介效应的模型如图1所示。

3.3.2自卑在观点比较与避免失败之间的中介效应分析

检验自卑在观点比较与避免失败之间的中介效应：第一步，观点比较对避免失败预测显著；第二步，观点比较对自卑预测亦显著；第三步，加入自卑中介变量后，观点比较对避免失败的回归系数仍然显著，说明自卑起着部分中介作用。回归系数由0.291降为0.200，自卑的中介效应大小为31.35%。具体检验过程见表5，中介效应的模型如图2所示。

3.3.3自卑在能力比较与追求成功之间的中介效应分析

检验自卑在能力比较与追求成功之间的中介效应：第一步，做能力比较对追求成功的回归；第二步，做能力比较对自卑的回归；第三步，做能力比较和自卑对追求成功的回归，结果见表6。

由表6可以看出，依次检验中的第三步检验不显著，即M对Y的回归系数不显著（t=0.112，p>0.05）。根据温忠麟和张雷（2004）的检验程序，需做sobel检验，检验统计量是 ，此处 a=0.442，sb=0.067，b=0.007，sa=0.046，计算得 z=0.1，p>0.05，所以自卑的中介效应不显著。

3.3.4自卑在观点比较与追求成功之间的中介效应分析检验自卑在观点比较与追求成功之间的中介效应：第一步，做观点比较对追求成功的回归；第二步，做观点比较对自卑回归；第三步，做观点比较和自卑对追求成功的回归，结果见表7。

表7可以看出，依次检验中的第三步检验不显著，即M对Y的回归系数不显著（t= 1.518，p>0.05）。根据温忠麟和张雷（2004）的检验程序，需要做sobel检验。检验统计量是 ，此处，a=0.242，sb=0.062，b=0.084，sa=0.04，计算得 z= 0.945，p>0.05，所以自卑的中介效应不显著。

4讨论

4.1大学生自卑与社会比较、成就动机的相关分析

4.1.2大学生自卑与成就动机的相关关系

将个体的自卑及其各个维度与社会比较及其两个维度进行相关分析，结果表明，自卑及其各维度全都与社会比较及其两个维度相关显著，说明自卑与社会比较联系非常紧密，社会比较越多，个体越容易自卑。Gibbons（1999）认为，自卑心理严重的个体，他们做事总是小心谨慎、瞻前顾后，而这种不确定感使个体更加迫切地想了解自我信息，社会比较的欲望因此得到增强。VanderZee，Buunk和Sanderman（1996）研究发现，具有负面情绪的个体（自卑、抑郁、低自尊等）有较高的社会比较需求，因为这些个体对自我存在一种不确定的感觉，这种感觉使他们对于归属感、信息获取的需求更为迫切，他们希望能够通过社会比较来消除这种不确定的感觉，因此他们的社会比较需求表现得更为强烈，其社会比较频率更高。

从相关研究结果可以发现，在与他人作能力上的比较时个体更容易产生自卑，尤其是学业自卑。大学生处于成熟早期，对自己的认识不足，升入大学后，大学生不仅要顾好学习，还要社会实践，同时要面对人际关系等问题，容易造成学习适应不良，学习压力大，或多或少地会在学习中受到打击，因而与他人进行能力比较时容易产生学业自卑。

本研究同时发现，和他人作观点比较时也容易产生自卑，尤其是外貌自卑。观点比较的结果反映了自己与他人在观点、态度或处理事情的方式上的差异，大学生对于自己的外貌都比较重视与敏感，自尊心比较强，在与别人进行比较的时候最先感到的可能就是自己的外貌自卑。

4.1.2大学生自卑与成就动机的相关关系

将个体的自卑及其各个维度与成就动机及其两个维度进行相关分析，发现自卑与成就动机显著负相关。其中自卑及其五个维度与避免失败均呈显著正相关，而自卑中的自敬自卑、学业自卑、外貌自卑与追求成功的相关显著，自卑中的社交自卑、学业自卑、体能自卑与成就动机负相关显著。自卑与成就动机总分显著负相关，造成这种情况的原因可能是：一方面，自卑感强的人认为自己低人一等，没有获得成功的能力，总是压抑自己的成就需要，回避挑战，同时他们为了保护脆弱的自尊心，尽量避免失败体验；另一方面，自卑感强的人对外界极为敏感，常常夸大眼前的任务而轻视自己，从而缺乏追求成功的勇气。由于对各种机会的回避，自卑者无法进行深入的自我认识与完善，自身能力也得不到提高，这样就进一步加重了自卑感，同时追求成就的动机也更加微弱，形成了一个恶性循环。张焰和黄希庭（1999）研究表明，个体自我价值感的高低对其成就动机具有显著的影响，如果个体的自我价值感较低，那么他的成就动机水平也会比较低，且更倾向于逃避失败以保护自我。孔维民和高园园（2006）的研究也证明，自卑感强的人更多采用逃避等消极、不成熟的防御方式。自卑的个体自我价值感低，缺乏自信和勇气，总是压抑自己的成就需要；同时自卑的个体敏感脆弱，害怕失败，总是逃避挑战（杨艳，2009）。

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4.2大学生自卑与社会比较、成就动机三者的回归分析

4.2.1大学生自卑与社会比较的回归分析

本研究分别以自卑及其各因子为因变量，以社会比较两个维度为自变量进行逐步回归分析。结果发现，只有能力比较进入了回归方程，说明自卑及其五大维度均能被社会比较中的能力比较显著预测。因为观点比较的结果反映的是自己与他人在观点、态度或处理事情的方法上的不一致，没有优劣之分，只是说明了观点不同；而能力比较可以明显地比较出优劣，可以清楚地看到相互之间能力的高低，通过能力比较一旦发现自己不如别人，而个体又缺乏良好的自我调节能力，心中就会产生自卑感。所以，能力比较更容易导致个体自卑（杨军，2013）。

4.2.2大学生自卑与成就动机的回归分析

本研究分别以成就动机及其两个维度为因变量，自卑的几个维度为预测变量进行逐步多元回归分析，发现自敬自卑能够较显著地预测追求成功变量，说明追求成功与自敬自卑之间关系更为密切；而社交自卑和自敬自卑能够很好地预测成就动机总变量，社交自卑和学业自卑能够很好地预测避免失败变量。大学生的主要任务是学习，我们往往会用学业成绩去衡量个体的成败，所以大学生一般比较注重学习，学业自卑的个体更易害怕风险，不敢尝试挑战，规避风险，避免失败。

4.3大学生自卑、社会比较、成就动机三者的关系

相关分析发现，自卑、社会比较、成就动机三者两两之间关系密切，为了考察它们之间的内部关系机制，本研究做了中介效应分析。研究发现，在社会比较与成就动机关系中，能力比较与避免失败紧密相关，并且能够很好地预测避免失败因子；自卑在能力比较与避免失败因子之间的中介效应显著，自卑起着部分中介的作用。观点比较与避免失败紧密相关，并且能够很好地预测避免失败因子；通过中介效应分析发现，自卑在观点比较与避免失败因子之间的中介效应显著，自卑起着部分中介的作用。自卑在观点比较与避免失败因子之间的中介效应不显著，同时自卑在观点比较与追求成功之间的中介效应不显著。

社会比较的能力比较和观点比较能够直接影响成就动机中的避免失败因子，也能通过自卑的中介作用间接影响避免失败因子。大学生为了认识自己，常常与他人进行能力比较和观点比较，如果通过比较发现自己不如别人，在很多方面处于劣势，就会出现退缩、回避的行为，没有勇气挑战自己，尽量避免陌生的情境，表现出避免失败倾向。能力比较和观点比较也可以通过自卑来间接影响避免失败因子。通过与别人进行能力比较和观点比较，个体发现自己处于劣势，并且与别人有一定的差距，形成较低的自我评价，自信心不足，就会在活动中尽量避免失败，不主动追求成功，没有勇气去挑战自己，出现退缩回避的行为。

5结论

（1）大学生自卑与社会比较显著正相关，与成就动机显著负相关。

（2）大学生能力比较能够显著预测成就动机中的避免失败因子；自卑在能力比较与避免失败因子之间起着部分中介作用。

（3）大学生观点比较能够显著预测成就动机中的避免失败因子；自卑在观点比较与避免失败因子之间起着部分中介作用。

参考文献：

邓楠楠. （2009）. 高中生父母教养方式、自卑感和成就动机之间的关系研究. 硕士学位论文， 河北师范大学.

韩丕国. （2014）. 大学生自卑心理： 基于社会比较的研究. 中国成人教育， 12， 122-124.

孔维民， 高园园. （2006）. 中学生自卑发展特点以及与防御方式关系的研究. 徐州师范大学学报， 24， 71-74.

李艺敏. （2008）. 我为什么不如他——学生自卑心理研究. 博士学位论文， 华东师范大学.

刘毅梅. （2010）. 初中生学业社会比较、成就目标定向与学业自我效能感的关系研究. 硕士学位论文， 湖南师范大学.

王明姬， 王垒. （2006）. 社会比较倾向量表中文版的信效度检验. 中国心理卫生杂志， 20， 302-305.

温忠麟， 张雷. （2004）. 中介效应检验程序及其应用. 心理学报， 36， 614-620.

杨军. （2013）. 中学生自卑及其与社会比较、成就动机的关系研究. 硕士学位论文， 重庆师范大学.

杨艳. （2009）. 论学生消极自卑心理及其矫正策略. 教育实践与研究， 9， 8-10.

张焰， 黄希庭. （1999）. 试论低自我价值感者成就动机的特点. 西南师范大学学报， 25， 77-81.

栏目编辑/丁尧 终校/王抒文

4.贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究 篇四

成就动机是人类的一种社会动机, 指人们努力追求卓越, 以期望达成更高目标的内在动力和心理倾向。[1]美国心理学家阿特金森根据人们在追求成败时的倾向性的不同, 把成就动机分为两部分, 一是追求成功的动机, 二是避免失败的动机。前者是指人们追求成功和由成功带来的积极情感的倾向性, 后者指人们避免失败和由失败带来的消极情感的倾向性。成就动机是具有社会意义的高级动机, 对学生的学习具有重大影响。成就动机能激发学生进入活动状态, 使其对学习有关的刺激, 如教科书、知识讲座、图书馆等表现出渴望求知的迫切愿望, 激起其探索活动;使学生在学习中表现出认真的学习态度、高涨的学习热情, 能够经受时间、寂寞、成功与失败等的考验, 最终达到学习目标, 取得学业成功。[2]目前, 研究者对学业情绪的研究较为单一, 主要包括学业情绪本身特征、与学业成绩之间的关系等, 而对学业情绪的影响因素研究较少。另外, 成就动机对学生学业成绩的影响已广为研究者所关注, 但对其影响机制的研究仍然较少, 有关成就动机与学业情绪、学业成绩三者之间关系探讨的文章几乎为零。笔者认为高中生的成就动机和学业情绪会直接影响学业成绩, 而成就动机又会通过学业情绪影响学业成绩。本研究则通过实证探究这一关系, 以期为相关研究或实践提供实证性支持。

二、研究方法

1. 研究对象

以重庆某高级中学为抽样学校, 进行问卷调查。由于高考, 只选取高一、高二两个年级。以5个班级共301人为研究对象, 共回收有效问卷265份。

2. 测试工具

成就动机量表。该量表由我国叶仁敏教授所翻译的成就动机量表 (AMS) 测量成就动机水平。该量表分为两部分, 共有30道题目, 分别测量趋向成功动机 (Ms, 以下称趋近动机) 和避免失败动机 (Mf, 以下称回避动机) 。本量表采用1~4级记分。此量表分半信度为0.77, 效度为0.58, 内部一致性系数为0.68。

青少年学业情绪问卷。该问卷由学董妍、俞国良编制, 将学业情绪按愉悦度与唤醒度分为积极高唤醒学业情绪 (自豪、高兴、希望) 、积极低唤醒学业情绪 (满足、平静、放松) 、消极高唤醒学业情绪 (焦虑、羞愧、生气) 和消极低唤醒学业情绪 (厌倦、无助、沮丧、心烦—疲乏) 四个维度共13种具体学业情绪。问卷采用5点计分法, 从1“完全不符合”到5“完全符合”。各维度的Cronbachα一致性系数在0.79~0.92之间, 分半信度在0.71~0.82之间, 相关显著性均达到0.01水平, 问卷具有较高信度。

学业成绩。采用被试最近一次的语文、数学、英语加物理、化学、生物 (理科生) 或地理、历史、政治 (文科生) 共6门课程期末考试成绩, 将各科成绩以本年级的文理科为单位转化为Z分数, 最后以Z分数的总分作为学业成绩的统计指标。

3. 施测方法与数据处理

以班级为单位进行集体施测, 问卷当场回收。主试由经验丰富的班主任担任, 在主试宣读指导语后, 学生根据自己的实际情况完成整个问卷。问卷回收后, 将数据输入计算机, 采用SPSS18.0软件包对数据进行统计和分析。

三、结果与分析

1. 成就动机、学业情绪与学业成绩的相关分析

成就动机、学业情绪与学业成绩的相关分析, 详见表1。

注:*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001, 下同。

表1显示, 趋近动机与积极高唤醒学业情绪、积极低唤醒学业情绪呈正相关, 与消极低唤醒学业情绪呈负相关;回避动机与积极低唤醒学业情绪呈负相关, 与消极低唤醒学业情绪呈正相关。积极高唤醒学业情绪、积极低唤醒学业情绪、消极低唤醒学业情绪与学业成绩均相关显著。另外, 趋近动机与学业成绩显著正相关, 回避动机与学业成绩显著负相关。因此, 学业成绩与成就动机和学业情绪存在密切联系。

2. 成就动机对学业情绪和学业成绩的回归分析

以趋近动机为自变量, 分别以学业情绪四个维度、学业成绩为因变量进行回归分析, 结果表明, 趋近动机对积极高唤醒学业情绪、积极低唤醒学业情绪和学业成绩均有正向预测作用, 对消极低唤醒学业情绪有负向预测作用。再以回避动机为自变量做重复分析, 详见表2。结果表明, 回避动机能正向预测消极低唤醒学业情绪, 并能负向预测积极低唤醒学业情绪和学业成绩。这表明, 趋近动机能正向预测积极学业情绪和学业成绩, 而回避动机能负向预测积极学业情绪和学业成绩。

3. 学业情绪的中介效应分析

为检验学业情绪在趋近动机和学业成绩之间的中介效应, 以趋近动机为自变量, 分别以学业情绪、学业成绩为因变量进行回归分析发现, 趋近动机同时对积极高唤醒学业情绪和学业成绩、对积极低唤醒学业情绪和学业成绩、对消极低唤醒学业情绪和学业成绩有显著性。因此, 只有积极高唤醒学业情绪、积极低唤醒学业情绪、消极低唤醒学业情绪符合中介检验要求。为检验学业情绪在回避动机和学业成绩之间的中介效应, 按相同程序再以回避动机为自变量, 发现只有积极低唤醒学业情绪和消极低唤醒学业情绪符合中介检验要求, 详见表3。

表3显示, 趋近动机对学业成绩有显著影响效果, 其直接影响效应β系数为0.270, p<0.001。引入积极高唤醒学业情绪变量后, 趋近动机影响效果减弱, β系数下降为0.235, 说明积极高唤醒学业情绪起了部分中介作用;引入积极低唤醒学业情绪变量后, 趋近动机影响效果减弱, β系数下降为0.200, 显著性下降为p<0.01, 说明消极低唤醒学业情绪起了部分中介作用;引入消极低唤醒学业情绪变量后, 趋近动机影响效果减弱, β系数下降为0.221, 这说明消极低唤醒学业情绪起了部分中介作用。

回避动机对学业成绩有显著影响效果, 其直接影响效应β系数为-0.177, p<0.01。随着积极低唤醒学业情绪变量的进入, 回避动机的影响效果减弱, β系数下降为-0.145, 显著性水平下降为p<0.05, 说明积极低唤醒学业情绪起部分中介作用;随着消极低唤醒学业情绪变量的进入, 回避动机的影响效果减弱, β系数下降为-0.146, 显著性水平下降为p<0.05, 说明积极低唤醒学业情绪起部分中介作用。

四、讨论

1. 成就动机、学业情绪与学业成绩的相关分析

通过以上研究发现, 趋近动机与积极学业情绪和学业成绩呈正相关;回避动机与积极学业情绪和学业成绩呈负相关, 而与消极学业情绪呈正相关。这说明, 高中生的成就动机、学业情绪与学业成绩是密切相关的, 是个体认知、情绪和行为三个系统相互联系的体现。学业成绩这一行为表现不仅与成就动机这一认知因素相关, 还受到学业情绪的影响。因此, 在高中生教育方面, 不仅要努力提升学生的成就动机, 还要照顾学生的心理情感, 唤醒学生积极的学业情绪。

2. 成就动机对学业情绪和学业成绩的影响

成就动机对学生学业成绩的影响已经得到了普遍关注, 研究者多认为学生成就动机越高, 学业成绩越好。本研究通过回归分析也发现, 趋近动机能正向预测学业成绩, 而回避动机则能负向预测学业成绩。这不仅印证了已有研究, 更显示了成就动机的不同维度对学生学业成绩的不同影响, 即趋近动机有利于学业成绩的形成, 而回避动机则会降低学生的学业成绩。因此对通常所说的提高学生的成就动机, 应从提高趋近动机和降低回避动机两方面入手。

通过对学业情绪的回归分析还发现, 趋近动机对积极高唤醒学业情绪、积极低唤醒学业情绪、消极低唤醒学业情绪都能显著预测, 而对消极高唤醒学业情绪的预测未达显著水平。这向我们说明, 趋近动机作为一种积极的认知因素, 有利于个体产生与之相对应的积极的情感即积极学业情绪, 相反, 不利于消极低唤醒学业情绪的产生。但是分析发现消极高唤醒学业情绪未能被显著预测, 这与其本身生理唤醒水平高有关, 因为它的产生带有较多的偶然性。

3. 学业情绪的中介效应分析

由中介效应分析可知, 积极低唤醒学业情绪和消极低唤醒学业情绪情绪在成就动机和学业成绩之间起部分中介效应, 积极高唤醒学业情绪情绪只在趋近动机和学业成绩之间起部分中介效应, 这部分支持了本研究的假设。研究表明成就动机不仅可以单独影响学业成绩, 还可以通过积极高唤醒学业情绪、积极低唤醒学业情绪和消极低唤醒学业情绪间接影响学业成绩。在对成就动机归因的研究中也显示, 成就动机高的人, 往往会对成功有积极的归因, 这有助于提升个体的自我概念水平, 从而有助于个体调控各种不良情绪, 保持健康的心态和减少各类行为问题。[3]高中生如果具有较高的趋近性动机, 则会通过认知因素影响学业方面的情感, 产生积极学业情绪, 并减少消极学业情绪, 从而提高学业成绩。应该看到, 能同时作为成就动机两个维度与学业成绩中介变量的学业情绪都是低唤醒度水平的, 因为只有这些类别的情绪相对具有稳定性, 它们的产生和形成与认知因素有着密切的、相对稳定的联系。

五、结论

趋近动机与积极学业情绪和学业成绩呈正相关, 且对两种积极学业情绪和学业成绩均有正向预测作用, 对消极低唤醒学业情绪有负向预测作用;回避动机与积极学业情绪和学业成绩呈负相关, 而与消极学业情绪呈正相关, 并能正向预测消极低唤醒学业情绪, 负向预测积极低唤醒学业情绪和学业成绩。积极低唤醒学业情绪和消极低唤醒学业情绪在成就动机和学业成绩之间起部分中介效应, 积极高唤醒学业情绪只在趋近动机和学业成绩之间起部分中介效应。

参考文献

[1]林崇德, 杨治良, 黄希庭.心理学大辞典[M].上海:上海教育出版社, 2003.

[2]冯维.现代教育心理学[M].重庆:西南师范大学出版社, 2007.

5.贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究 篇五

关键词：心理资本 素质拓展 贫困生

一、引言

近年来，高校贫困大学生的心理问题引起了学者们的广泛关注。已有研究表明，贫困生自我认知失调、抑郁、焦虑、人际关系障碍、自卑、孤僻等问题显著。如果不及时加以教育引导，很容易出现诸多问题。而心理资本（Psychological Capital，简称PsyCap）是个体在成长和发展过程中表现出来的一种积极心理状态，是超越人力资本和社会资本的一种核心心理要素，是促进个人成长和绩效提升的心理资源。Luthans指出，心理资本由个体的自我效能感、希望、乐观和韧性等因素组成，是可以改变和开发的，通过对他的投资和开发，可以改善个体的绩效和提高个体的竞争优势。提高贫困生的心理资本，增强其自我意识，推动其自身发展，提升其竞争优势，将有助于贫困生摆脱心理贫困，促进其健康发展及未来的成长成才。

如何提升个体的心理资本？有学者指出，可以通过体验成功、树立切合实际的目标、强化积极归因、正确对待挫折四种方法开发个体的自我效能感、希望、乐观和韧性，以提升其心理资本。而素质拓展训练（ Outward Bound）是将管理与心理游戏融入户外运动元素，按照体验式学习模式进行的一种团队教育活动。它以体验、分享为教学形式，打破了以往传统的教育模式，让学习者在参与中学习，在体验中收获，在分享中进步，在感悟中成长。对学生的挫折应对、能力培养、团队精神、人际交往、情绪管理、生命教育等方面的能力提升都起到了积极的推动作用。可见，素质拓展训练是提升心理资本的一种实践方式。

然而研究表明，拓展训练效果的维持呈现倒U型的趋势，单次的拓展训练有可能形成团队假象，而且一个群体发展到团队需要一个过程，成为高绩效的团队更需要一定的时间磨练，因此有必要将拓展训练系统化和规模化。基于以上分析，本研究以积极心理学、积极组织行为学为理论视角，依托学院户外心理素质拓展基地，本着体能消耗适中，心理挑战较大，团队熔炼为主的原则，对贫困生开展心理资本提升拓展训练营，以激发学生个人潜能，点燃希望，增强自我效能感，磨练战胜挫折的韧性，优化心理品质，变得更加积极乐观，最终促进贫困生的身心健康和职业心理素质发展，以适应企业、行业、产业对人才的需求。

二、对象与方法

1.对象

随机招募某高职院校35名贫困大学生参加本次研究，被试平均年龄为19.43岁，男生20人，占57.1%；女生15人，占42.9%；文科生17人，占48.6%，理科生18人，占51.4%。

2.研究工具

（1）积极心理资本量表（PPQ）。采用张阔等人（2010）编制的《积极心理资本量表》测评被试的心理资本，共26个项目，包括自我效能、韧性、希望和乐观4个因子，其中第8、10、12、14、25题为反向计分题。采用七级计分，各因子项目得分之和即为因子得分，分数越高，表示个体正向心理能力越强。

3.施测和数据处理

提升心理资本拓展训练营共计开展活动6次，包括相见甚欢，建立信任、有效沟通，甘于奉献、团结协作，勇往直前、锐意进取，开拓创新、风险决策，敢于担当、追求卓越，熔炼团队6个模块，涉及团结协作、创新思维、信息管理、沟通协调、人际交往、问题解决等主题，体验了信任背摔、驿站传书、闯雷阵、有轨电车、击鼓颠球、雷区取水、模拟电网、逃生墙、高空断桥、合力制胜等拓展项目，目的在于开发贫困生的自我效能感、希望、乐观和韧性，提升其心理资本。每次活动时间在1.5～2小时之间，开展1～2项拓展训练，侧重于活动结束后的分享交流环节，让学生将活动中的感受和体验分享给同伴，并引导贫困生将拓展中的精髓迁移到日后的学习、生活和工作中。

拓展训练过程中，指导老师介绍游戏的设置宗旨、训练方法和安全须知，并鼓励大家参与。由大学生心理协会技术骨干向同学们讲解具体操作步骤，并负责技术指导。

在第一次拓展训练开始之前和最后一次拓展训练结束后均让被试填写《积极心理资本量表》，采用SPSS13.0软件对数据进行统计处理。

三、结果与分析

贫困生心理资本变化情况：对贫困生前、后测的心理资本总均分及其各因子得分进行配对样本t检验，结果显示，贫困生开展素质拓展训练前后的心理资本及其各因子均达到显著性差异，且后测得分均显著高于前测得分。其中心理资本总均分、韧性因子提升最为显著，其次是乐观因子，最后是希望和自我效能因子（见表1）。

四、讨论

本研究发现，开展素质拓展训练后，贫困生的心理资本及其各因子均显著提高，其中心理资本总均分、韧性因子提升最为显著，其次是乐观因子，最后是希望和自我效能因子。这可能是由于心理资本提升素质拓展训练营基于素质模型的最深层次因素，通过参与活动，改变贫困生的态度，塑造其积极进取的个性，提高其素质。即本拓展训练营可以有效地培养了贫困生坚强的意志力、积极进取的人生态度、敢于挑战自我极限的勇气、良好的人格特征、充分的自信心和团队协作精神。激发学生心理潜能，优化学生心理品质，提升贫困生心理资本。这也与素质拓展训练能够全面影响大学生的认知（自我挑战、自我超越等）、个性（自信心、磨练意志、坚持不懈、乐观等）和社会适应（合作意识、信任等）等心理品质的研究结论相一致。此外，心理资本提升拓展训练营尤其注重分享环节的挖掘，让每个贫困生有机会表达自己的所思所悟，并内化为日后的行动指南。同时每个学员在团体中都得到其他同学的积极关注，让彼此懂得倾听，学会尊重、接纳、支持，达到情感的触发，心灵的交流，增进彼此的友谊。

五、结论

素质拓展训练可以有效提升贫困生的心理资本。

参考文献：

[1]姚春，吴艺.贫困大学生心理健康状况调查与分析[J].中国成育，2007，（01）：121-122.

[2]康育文.贫困大学生心身健康与自尊、人格、人际关系、成就动机的关系研究[D].陕西师范大学，2005.

6.贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究 篇六

社会支持作为一种重要弹性资源, 与个体的心理健康有着重要的关系。领悟社会支持作为社会支持的一个结构成分, 是个体对社会支持的期望和评价, 是对可能获得的社会支持的信念, 许多研究者认为它比个体实际获得的支持更可能表现出个体心理健康的增益性功能。基于以上认识, 本研究假设, 领悟社会支持是贫困大学生心理复原力的重要保护因子, 复原力良好的个体具有较好的领悟社会支持。

1 对象与方法

1.1 对象

随机抽取成都中医药大学、四川师范大学、四川师范大学文理学院、西南交通大学516名贫困大学生进行施测, 收回有效问卷437份, 其中男生209名, 女生228名;文科学生231名, 理科学生206名。

1.2 测量工具

1.2.1 心理复原力量表

该量表是根据Wagnild (1993) 等编制的心理复原力量表 (RS) [8]和心理复原力特质量表 (TRS) [9]编写而成, 包括个人能力、对自我以及生活的接纳、自我管理和心理社会支持4个维度。由43个项目组成, 采用Likert的5点记分方式, 数字1～5分别代表 “非常不同意”到“非常同意”。得分越高, 表示心理复原力水平越好。

修订后的心理复原力量表内部一致性信系数为0.851。在结构效度方面, 使用验证性因素分析, KMO系数为0.903, Bartlett’s球形检验达到0.000显著水平 (χ2=4 939.037, df=903) , 各项目的负荷在0.45～0.76之间。表明修订后的心理复原力量表在信、效度上达到了心理测验的要求。

1.2.2 领悟社会支持量表

领悟社会支持量表 (Perceived Social Support scale, PSSS) 是由Zimet等编制[10]。该量表强调个体自我理解和自我感受的社会支持, 分别测定个体领悟到的来自各种社会支持源 (如家庭、朋友和其他人) 的支持程度, 同时, 以总分反映了个体感受到的社会支持总程度。该量表由12个项目组成, 包括家庭支持、朋友支持和其他人支持3个维度。

本研究中根据研究的需要将量表题项中的“领导、同事”改为“学校、亲戚、同学”, 采用Likert的5点记分方式, 即从“非常不同意”到“非常同意”, 相应按1～5赋值。修订后量表的内部一致性系数为0.815, 分半系数为0.785。结构效度方面, KMO系数为0.841, Bartlett’s球形检验达到0.000显著水平 (χ2=1 304.151, df=66) , 该量表共解释总变异量的54.50%;项目负荷在0.512～0.697之间。这表明修订后的领悟社会支持量表达到心理测验的要求。

1.3 统计分析

所有数据采用SPSS 12.0进行统计处理。

2 结果

2.1 不同性别、文理学科贫困大学生心理复原力比较

结果显示, 男、女贫困大学生的心理复原力水平差异无统计学意义;文、理科贫困大学生在个人能力和自我调控2个因子上的差异有统计学意义, 且文科学生的得分高于理科学生。见表1。

注:*P<0.05, **P<0.01。

2.2 贫困大学生心理复原力与领悟社会支持的相关分析

结果显示, 心理复原力量表及其各维度与领悟社会支持量表及其各维度之间呈显著正相关 (P值均<0.01) 。见表2。

注:**P<0.01。

2.3 贫困大学生心理复原力与领悟社会支持的回归分析

将数据进一步回归分析, 以心理复原力为因变量, 领悟社会支持及其各维度为自变量, 考察它们对贫困大学生心理复原力的预测作用。结果显示, 领悟社会支持的总分进入回归方程 (B=0.34, P<0.01) , 能有效预测贫困大学生的心理复原力水平。

3 讨论

社会支持被看作是决定心理应激与健康关系的重要中介因素之一。社会支持作为一种重要的弹性资源和保护性的因子, 是通过个体大量的社会网络而获得的。对个体社会支持的考察大致分为2类:一是客观的、实际的或可见的支持, 包括物质上的直接援助和社会网络;另一类是主观体验到的支持, 是个体感到在社会中被尊重、被支持、被理解的情绪体验或满意程度。许多研究强调, 社会支持的效果与被感知到的支持程度一致, 而作为社会支持结构成分之一的领悟社会支持是个体对社会支持的期望和评价, 是对可能获得的社会支持的信念[11,12]。相对于实际社会支持, 领悟社会支持对于了解和预测个体的心理健康有着更为重要的意义, 因为它更可能表现出对个体心理健康的增益性功能, 这一点已经得到了许多研究的支持[13]。本研究发现, 贫困大学生感受到的来自家庭、学校、同伴的社会支持与心理复原力存在显著正相关, 说明领悟社会支持能够影响到个体的复原力水平。进一步回归分析的结果显示, 贫困大学生感受到的社会支持能够有效预测其心理复原力水平, 表明来自家庭、学校、同伴的社会支持有助于促发贫困大学生的心理复原力。

7.贫困生成就动机心理健康与社会支持的关系研究 篇七

但问题在于, 自我效能与创业意向之间的影响机制研究过于单薄。也就是说, 以往研究主要关注自我效能对创业意向的影响作用, 却并未关注哪些因素可以影响到个体的自我效能水平, 尤其是从个体的内部心理特征来讲, 哪些因素可以提高个体的自我效能水平, 进而提高其创业意向水平呢?所以, 我们在研究中又加入另外一个变量:成就动机。自我效能和成就动机属于个体的动机系统, 而且以往研究已经发现, 成就动机与创业自我效能感具有高度的相关[5]。因此, 本文以大学生为研究对象, 系统探究了成就动机、自我效能与创业意向之间的关系, 希望能够对培养大学生创业意向与鼓励大学生创业提供心理层面的依据。

一、研究方法

(一) 研究对象

以天津市13 所全日制高校的大学生为研究对象进行问卷调查。采用分层随机抽样的方式, 首先将所在天津市的高校归为综合、理工、师范、医学、工商、艺术六大类型, 综合各高校的层次及专业分布情况, 每一类抽选两所高校, 然后每个高校内随机抽取样本250 个, 共发放问卷3000 份, 回收有效问卷2500 份, 问卷有效率为83%。

(二) 研究工具

1. 创业意向问卷

根据研究问题自编创业意向问卷, 问卷共包括创业动机、创业态度、自我感知、创业能力和创业行为倾向五个维度。其中, 创业动机、创业态度、自我感知和创业能力这四个维度来自于李翠翠的研究[6], 创业行为倾向主要来自于严建雯等的研究, 最终形成创业意向问卷的24 个项目[7]。要求被试1-6 点计分, 从“完全不符合”到“完全符合”, 评价每一项目描述的情况与自身的符合程度, 各项目总分为创业意向总分。通过试测及正式测试结果显示, 问卷的内部一致性系数为0.940。

2. 自我效能感量表

采用一般自我效能感量表 (GSES) , 共有10 个项目, 采用1-4 点计分, 量表中高分表示个体对自己的能力有着积极的预期[8]。在不同文化 (国家) 的多次测定中, GSES一直有有良好的信度和效度[9]。在本研究中, 该量表的内部一致性系数为0.849。

3. 成就动机量表

采用叶仁敏 (1988) 译制的成就动机量表, 包括追求成功动机与避免失败动机两个分量表, 每部分15 道题, 追求成功动机得分减掉回避失败动机得分即为成就动机得分, 成就动机强, 分值越高;分值越低, 成就动机越低。量表采用1-4 级记分, 此量表的内部一致性系数为0.783, 分量表的信度分别为0.767 和0.863[10]。本研究中, 两个分量表的一致性系数分别为0.858 (追求成功) 和0.854 (避免失败) , 总量表的内部一致性系数为0.844。

(三) 研究程序与数据处理

本研究问卷正式测查是采用团体施测的形式, 问卷回收后剔除无效问卷500 份, 保留有效问卷2500 份。统计分析采用SPSS17.0 进行处理。

二、研究结果

(一) 自我效能感、成就动机与创业意向的相关

检验自我效能感、成就动机与创业意向各维度及总分的相关, 结果如表1 所示。

自我效能感与创业意向的相关分析显示, 自我效能感与创业动机、创业态度、自我感知、创业能力、创业行为倾向及总体创业意向均呈现显著的正相关, 相关系数从0.201 到0.348 (p<0.01) , 自我效能感越高者其创业意向越高。成就动机与创业意向的相关分析显示, 成就动机与创业意向的各维度以及整体创业意向也呈现显著的正相关, 相关系数从0.126 到0.271 (p<0.01) , 表明成就动机越高者其创业意向越高。

(二) 自我效能感在成就动机与创业意向关系中的作用

基于相关分析, 运用强迫选入法对自我效能感、成就动机和创业意向做三步回归分析, 以检验自我效能感在成就动机与创业意向之间的中介效应。假设成就动机会影响自我效能感, 而自我效能感会影响创业意向, 则自我效能感是中介变量。以成就动机为自变量X, 创业意向为因变量Y, 自我效能感为中介变量U进行回归分析。

自我效能感在成就动机与创业意向关系中的作用如表2 所示。由于依次检验 (前3 个t检验) 都达到了显著水平, 由此推断, 自我效能感在成就动机与创业意向关系中的中介效应显著, 加之第四个t检验也达到了显著水平, 所以自我效能感在成就动机与创业意向关系中是发挥部分的中介作用, 中介效应占总效应的比例为:0.322×0.291/0.269=34.8%。

三、讨论

(一) 自我效能感、成就动机对创业意向的影响

自我效能感和成就动机均与创业意向存在显著的正相关, 这与以往研究者的结论一致:成就动机水平与个体创业意向成正相关[11], 自我效能感与创业意向的相关程度要高于成就动机与创业意向的相关, 成就动机中的获得成功维度与创业意向为中度相关。可以看出, 自我效能感与成就动机是影响创业意向的部分因素, 而成就动机中的获得成功维度对创业意向的影响更多, 此外, 已有研究指出个人的成就动机是个体创业意向的重要驱动力[12]。所以, 关于成就动机、获得成功维度或与二者紧密相关的因素对创业意向的影响值得进一步探讨。

(二) 自我效能感在成就动机与创业意向的关系中的作用

中介效应分析表明, 自我效能感在成就动机与创业意向的关系中具有一定的中介作用。也就是说, 成就动机对创业意向的作用要通过自我效能才能更好实现。具体来讲, 成就动机对创业意向有一定的预测作用, 其主要体现在获得成功这一维度, 通过自我效能的中介作用以后, 其预测作用明显上升。个体内部的成就动机是直接指向事件与自身的利害关系, 是与事件外在结果有关系的, 而自我效能感作为个体对自身能力的认知和评价, 虽不能直接决定个体是否会产生实际的创业行动, 但可以进一步深入反映出创业意向或行为的过程。成就动机高的个体其创业意向水平越高, 在这一关系中突出的重点是成就动机高的个体其自我效能感也较高, 个体对自身能力的评价较高, 自信较高, 因此追求创业的可能性也比较大。

四、结论与建议

大学生成就动机与自我效能感的高低对创业意向的水平有很大的影响, 即成就动机与自我效能感越高, 创业意向水平越高。同时, 成就动机对于创业意向的影响有一部分是通过自我效能感的中介作用实现的。在现实环境中不难发现, 政府正在大力倡导大学生创新创业的开展, 并制定了相应的鼓励和辅助政策, 为学生创业提供良好的前提条件。在全社会都支持创业的良好时机下, 对大学生创业意向的培养还应该从以下方面进行。

首先, 学校应该发挥创业教育的主要作用, 通过各种活动的开展激发学生创业的动机。鉴于大学生还处于学校环境中, 因此, 政府对大学生创业的鼓励应该通过学校层面的措施进一步得到落实。所以, 学校应面向全体学生不断拓展开设与创业相关的课程及活动, 提高学生对创业的兴趣, 激发学生对创业的积极性和自信心, 进而提高学生们想要取得成功的动机。另外, 学校应鼓励有创业意向的学生真正进行或者参加创业实践活动, 从而在实践中为学生提供更多成功的机会, 增加学生获得创业成功的经验, 使其在成功的经历中提升自我效能感。最后, 学校应尽可能地帮助学生提供一些施展才能的平台, 模拟创业过程中的各种情景让学生提前熟悉创业过程, 避免面对陌生的情况时产生焦虑, 使自我效能感水平与强度降低。

其次, 社会应该充分利用大众及主流媒体对成功的大学生自主创业事例进行宣传, 以为大学生的创业提供创业成功的替代经验, 减少创业期间的茫然、焦虑和挫折。同时, 社会应该鼓励成功创业的企业参与大学生创业的过程, 实行企业-学校-社会的联动机制, 更为有效地、系统地为大学生提供更多的创业实践机会、创业指导以及创业支持, 从而增强大学生的自我效能感和成就动机, 提升大学生的创业意向水平以及创业实践的可行性。

参考文献

[2]丁明磊.创业自我效能及其与创业意向关系研究[D].河北工业大学, 2008.

[3]周静静.90后大学生人格特质和创业意向的关系研究[D].中国科学技术大学, 2014.

[4]杨燕红.大学生自我效能感与创业意识的关系研究[J].校园心理, 2014, 12 (2) :105-106.

[5]李成彦.创业自我效能的中介作用机制探究[J].心理科学, 2011 (4) :911-914.

[6]李翠翠.大学生创业意向现状调查及其对策研究——以台湾屏东市两所高校为例[J].实践探索, 2014 (1) :58-63.

[7]严建雯, 叶贤.大学生创业意向的现状调查[J].心理科学, 2009, 32 (6) :1471-1474.

[8]田丽丽.大学生自我效能感、成就动机与成就目标定向的关系探究[J].南阳师范学院学报 (社会科学版) , 2011, 10 (8) :115-118.

[9]王才康, 胡中锋, 刘勇.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].应用心理学, 2001, 7 (1) :37-40.