高三學生自我和諧與應對方式的相關研究

邱鴻鐘 魯丹鳳

心理學中對自我和諧(Self-consistency and congruence)問題的研究有著很長的歷史,其中具有代表性的是美國人本主義心理學家羅杰斯,他認為自我和諧是一個人自我觀念中沒有沖突的心理現象,也就是自我內部的協調一致以及自我與經驗的協調。我國學者認為自我和諧是心理健康的標志,也是社會和諧的必然要求。應對方式是心理應激與壓力影響個體心理健康和自我和諧的重要調節變量或中間變量,它會影響應激反應的性質與強度,調節應激同身心健康的關系,對個體自我和諧起重要的作用。當個體處于一種不和諧的狀態,為了維持自我和諧,個體會采取各種應對方式[1]。有研究表明,采用積極應對方式有助于促進學生的自我和諧,采用消極應對方式對其自我和諧存在不利影響[2]。高三學生是人格、應對方式等形成的重要階段,且面臨著較大的高考壓力,自我和諧狀況堪憂,但少有與此相關的專門研究,因此本文著重探討高三學生自我和諧與應對方式的相關,以及應對方式對自我和諧狀況的影響,為提高高三學生自我和諧水平提供建議。

1 對象與方法

1.1 對象 采用隨機分層的方法,抽取邯鄲市第一中學、縣第一中等9所中學100名高三學生。發放問卷100份,回收有效問卷82份,回收率為82.0%。性別比例為男生42人,女生40人。農村25人,鄉鎮11人,城市46人。

1.2 方法

1.2.1 工具 ①一般情況問卷:由研究者編制,包括年齡、性別、籍貫等基本信息;②自我和諧量表(SCCS)[3],采用王登峰根據羅杰斯有關自我和諧概念的闡述而編制的自我和諧量表。本量表共有35個項目,包括自我與經驗的不和諧量表(16項)、自我的靈活性量表(12項)、自我的刻板性量表(7項)。量表采用5點式(1～5)評分,將自我的靈活性反向計分,再與其他2個分量表得分相加計為總分。總分越高,自我和諧程度越低。3個分量表的同質性信度分別為0.85,0.81,0.64,Cronbach’a系數為0.646;③特質應對方式問卷(TCSQ)[3],采用姜乾金修訂版本,該問卷反映的是個體具有特質屬性的并與健康有關的應對方式,故稱特質應對問卷。問卷共20個條目,分為積極與消極應對方式2個因子。各條目按1“肯定不是”到5“肯定是”5級評分。積極因子分-消極因子分=應對傾向分,正值代表以積極應對方式為主,負值代表以消極應對方式為主。積極應對和消極應對兩緯度的內部一致性a系數分別為0.68和0.67,具有較好的信度和效度。

1.2.2 施測 由廣州中醫藥大學臨床心理學專業人員主持施測。

1.3 統計分析 研究所得數據采用SPSS 17.0統計軟件,進行方差分析、多重比較分析、相關性分析和多元回歸分析等數據統計分析。

2 結 果

2.1 不同籍貫學生自我和諧及其分量表差異比較 見表1。

表1 不同籍貫學生自我和諧及其分量表的差異比較

表1 不同籍貫學生自我和諧及其分量表的差異比較

注:＊P<0.05,＊＊P<0.01,＊＊＊P<0.001,下同

人口統計學特征 自我和諧總分 自我與經驗不和諧 自我靈活性 自我刻板性城 市 98.02±8.913 48.33±5.112 41.93±5.200 19.63±3.441鄉 鎮 101.00±7.057 47.36±3.015 40.09±6.041 21.73±2.796農 村 92.32±12.127 44.88±6.858 43.76±6.307 19.20±3.606 F 3.966＊ 3.177＊ 1.758 2.189 P 0.023 0.047 0.179 0.119

表1結果提示,不同籍貫的高三學生在自我和諧總分、自我與經驗不和諧量表分上差異均具有統計學意義(P<0.05),提示在自我靈活性,自我刻板性量表分上差異不具有統計學意義。

2.2 農村學生與其他籍貫學生在自我和諧及自我與經驗不和諧分量表上多重比較分析 見表2。

表2 農村學生與其他籍貫學生在自我和諧及自我與經驗不和諧分量表上的多重比較分析

表2 農村學生與其他籍貫學生在自我和諧及自我與經驗不和諧分量表上的多重比較分析

籍貫(A) 籍貫(B) 均值差(d=A-B) 標準差 P自我和諧總分 農 村 鄉 鎮 -8.680＊ 3.549 0.044城 市 -5.702 2.437 0.056自我與經驗的不和諧 農 村 鄉 鎮 -2.484 1.994 0.430城 市 -3.446＊ 1.369 0.037

表2結果提示,農村學生在自我和諧總分、自我與經驗的不和諧量表分低于城鎮學生,具有統計學意義(P<0.05)。

2.3 不同性別、籍貫學生在特質應對方式上差異比較 為了解不同性別、籍貫高三學生的特質應對方式狀況,分別對他們進行比較。結果提示不同性別、籍貫的高三學生在特質應對方式上均不存在差異。

2.4 自我和諧總分及各因子與應對方式的相關分析 見表3。

表3 自我和諧總分及各因子與應對方式的相關(r)

表3結果提示,積極應對與自我和諧呈顯著負相關(P<0.01),相關較低(r=-0.307),與自我與經驗的不和諧呈顯著負相關(P<0.01),相關較低(r=-0.370);消極應對與自我和諧呈正相關(P<0.05),相關較低(r=0.228),與自我與經驗的不和諧呈正相關(P<0.05),相關較低(r=0.282)。

2.5 應對方式對自我和諧的回歸分析 為進一步了解高三學生個體應對方式能夠在多大程度上預測自我和諧的變異量,以自我和諧總分和分量表得分為因變量,進行回歸分析,考察2種應對方式的回歸效應,結果見表4。

表4 應對方式因子預測自我和諧的回歸分析

表4結果提示,積極應對方式對自我和諧總分、自我與經驗的不和諧有負向預測作用;消極應對方式對自我與經驗的不和諧有正向預測作用。

3 討 論

3.1 不同籍貫高三學生自我和諧的差異比較 多重比較發現,農村學生在自我和諧總分、自我與經驗的不和諧量表分低于城鎮學生,表明農村學生的自我和諧總體情況好于城鎮學生,自我與經驗的不和諧少于城鎮學生。這提示城鎮學生比農村學生體驗到更多的對經驗的不合理期望。這一結果與彭虎軍[4]、刁俊榮[5]的結果不一致。原因可能是前后調查時間相差5～10年,這幾年的時間內,中國生活、教育成本逐年增加,經濟條件相對較差的農村家庭在面對供養孩子讀大學、結婚、買房的重擔時,常常感到力不從心。因此,家長內心往往希望自己的孩子能夠盡早工作或務農,減輕家庭的重擔,從而對孩子的學習多采取順其自然的態度,并未有過多的期盼。而孩子在潛移默化中,也對學習、對未來沒有感到太大壓力。而與此相對的城鎮高三學生的父母以及自身,都對他們抱著很高的學業期望,他們不僅要完成繁重的學業,爭取考取好的學校。同時,由于教育資源的豐富,優秀同學較多且各有專長,在與周圍眾多優等生的比較中,學生往往承受著種種的心理落差,從而產生自我與經驗的沖突,造成內心緊張和困擾,導致自我和諧水平較差。

3.2 自我和諧總分及各因子與應對方式的相關、回歸分析相關分析結果表明,積極應對與自我和諧呈顯著負相關,與自我與經驗的不和諧呈顯著負相關;消極應對與自我和諧呈正相關,與自我與經驗的不和諧呈正相關。回歸分析顯示,積極應對方式對自我和諧總分、自我與經驗的不和諧有負向預測作用;消極應對方式對自我與經驗的不和諧有正向預測作用。即采取積極應對方式有助于高三學生自我和諧,減少自我與經驗的不和諧,采用消極應對方式易導致自我與經驗的不和諧。高三學生在升學、人際等壓力下,由于對自我的不合理評價或對經驗的不合理認識,會造成理想與現實之間的差距,如成績降低、人際關系不理想等,從而形成內心沖突,產生自我不和諧。學生如果開放心態與人溝通或以幽默的方式化解等積極應對方式面對和解決,就能更好地評價自我,把與自我概念不和諧的經驗納入自我系統中,并調整自我概念,增強自我效能感。隨著解決問題經驗的累積,自我概念將更有彈性,從而達到并保持自我和諧。相反,如果學生采取逃避、冷漠等消極應對方式,這可能暫時會保持自我在應激狀態下和諧,但是這種自我和諧是不穩定的,一旦環境變化超出個體的經驗范圍就會陷入不和諧,這樣循環往復必然導致心理問題的產生。因此,在實際生活中,學校應根據學生的不同特點,有針對性地培養高三學生積極應對方式,讓應對方式與自我和諧形成一個良性的循環系統,促進高三學生心理健康發展。

[1]段天宇,羅揚眉.自我和諧的研究進展[J].科教導刊:中旬刊,2010,7:142,153

[2]徐含笑.大學生自我和諧及其與應對方式的關系[J].北京教育學院學報:自然科學版,2010,5(2):12-15

[3]汪向東,王希林,馬弘.心理衛生評定量表手冊[J].中國心理衛生雜志,1999(增刊):120-317

[4]彭虎軍.高中生自我和諧與應對方式及其相互關系[J].中國學校衛生,2007,28(11):972-974

[5]刁俊榮,范玉霞,王玉紅,等.250名高中生自我和諧量表測查分析[J].山東精神醫學,2001,14(4):247-248