高职新生无聊倾向性、时间管理倾向和学习适应的关系研究黄时华1,2* 吴广宁3 钟泳如1 龚文进1,2(1.广州中医药大学应用心理学系,广州,510006;2.华南师范大学心理学院,广州,510631;3.广东省汕尾市城区红草镇人民政府,汕尾,516626)摘要 目的探讨高职新生无聊倾向性、时间管理倾向与学习适应的关系。
方法采用大学生无聊倾向问卷、青少年时间管理倾向量表和大学生学习适应性量表,对方便抽取的广东省某2所职业技术学院的527名高职新生进行测查。
结果(1)高职新生的无聊倾向性总分在人口学变量上不存在显著差异,但在内部刺激维度上性别和专业的交互作用显著,理科男生在内部刺激上具有更高的无聊倾向性;(2)时间管理倾向量表的总分、时间监控观维度得分和时间效能感维度得分均存在显著的专业差异,文科生高于理科生;(3)学习适应量表的总分存在显著的专业差异,文科生高于理科生,而且在学习态度维度上,农村学生得分高于城市学生,女生得分高于男生;(4)无聊倾向与学习适应呈负相关;时间管理倾向与学习适应呈正相关,无聊倾向在时间管理倾向与学习适应之间具有部分中介作用,中介效应占总效应的53.9%。
结论时间管理倾向既直接促进高职新生的学习适应,也可以通过降低无聊倾向性而提高学习适应性。
关键词 无聊倾向性 时间管理倾向性 学习适应 高职新生分类号 B842.31 问题提出无聊(boredom)是人类普遍而常见的一种情绪体验,通常被看作一种不愉快体验、缺乏刺激和低度生理唤醒的情绪状态[1-2]。
与那些具有高度唤醒性的情绪状态(如愤怒或焦虑)不同,无聊显得比较/沉默0和不显眼,因此研究者对无聊的关注远远少得多。
目前国外研究几乎都是集中在/无聊倾向性0上,而国内的研究几乎很少单独涉及无聊情绪[3]。
但是,无聊的危害性可能并不比其他负性情绪少,人们如果长期处于无聊状态下,健康状况会受到负面影响,有研究[4]指出/无聊0可能是一个重要的/折寿0因素,甚至可以/致死0。
无聊倾向性(boredom proneness)是指相对持久的人格特征中无聊情绪反应和行为上的稳定的个体差异[5]。
这种个体差异性主要体现在对内外刺激的认知过程及自身调节能力上,一般包含两个基本成分:外部刺激,即对环境刺激的低度感知性;内部刺激,即个体自我创造兴趣活动的能力低下[5-6]。
目前有限的文献资料[2-3,7-9]表明,学生的无聊倾向性与逃学、辍学、网络成瘾、吸烟、赌博等异常行为有显著正相关,和注意力、努力和学业成绩有显著负相关。
/无聊0似乎已经成了大学生的口头禅,成天无所事事,沉迷于逃课、上网、谈恋爱、睡觉,却对专业学习不感兴趣。
不断滋生和快速蔓延的无聊感,就如同瘟疫一般,在不知不觉中吞噬着大学生的时间和青春,已成为日益普遍和严重的心理卫生问题。
学习适应问题关系到大学生学习质量和身心全面发展[10],是学校教育不可忽视的问题。
随着我国教育体制的并轨和改革,高等职业教育的规模日益扩大,已经成为除大学本科教育之外的另一个求知成才的途径。
高等职业教育肩负着培养面向生产、建设、服务和管理第一线需要的高技能人才的使命,在我国加快推进社会主义现代化建设进程中具有不可替代的作用。
由于我国职业教育招生面对人群的特殊性,相比普通高校大学生,高职新生普遍存在学习目的不明确、学习自我效能感缺失、学习焦虑、学习策略缺乏等学习适应问题[10]。
为此,在国家政策及资金等外部环境条件给予充分保障的前提下,有必要从高职新生的内在心理因素入手,分析高职新生的学习适应性及影响因素的作用机制,为改变当前高职生的学习状况提供依据,培养出更多合格的高等职业技术人才。
相对于中学生,大学生拥有了更多的闲暇时间,学*黄时华,硕士,讲师,研究方向:情绪心理学、青少年心理健康教育。
E-mail:huangshihua@ 。
5中国特殊教育62013年第7期(总第157期)Chinese Journal of Special Education (Monthly)7th Issue,2013(Serial No.157)习需要更多的自主性和独立性[11]。
如何合理有效地支配时间,是对学习能力一次很大的考验,必然会对学习适应和学业成绩产生影响。
学习适应虽然受制于环境的变化,但学生的人格特质可能起到非常重要的作用,影响着个体学习适应的方式和策略以及学习适应行为的水平[11]。
以往研究多采用一般性人格量表(如大五人格量表)来探讨人格特征对学习适应性的影响。
时间管理倾向(Time Management Disposi t ion)主要涉及时间管理行为的人格特征[12],与学习适应和学习结果关系密切[12-14];而无聊倾向性(boredom prone ness)是个体时间感知所引起的情绪方面的人格特征[5],国外研究表明,个体如何感知和利用闲暇时间是产生无聊的重要原因,无聊情绪的增长与低效的时间结构和组织有正相关[2,3]。
二者作为与时间有关的人格特征的不同方面,对学习适应有着不同的作用和影响。
因此,研究者认为有必要以人格因素为切入点,探讨时间管理倾向和无聊倾向性之间的交互作用以及二者对学习适应的共同作用和影响,一方面可以丰富和发展无聊倾向性的研究模式;另一方面,有助于职业技术学校在开展新生入学教育和日常教学管理的工作实践中,采取更有利的措施缓解高职新生的学业焦虑,以及帮助他们更有效地适应大学的学习。
2 研究方法2.1 被试采取方便取样法选取广东省某2所职业技术学院大一新生为被试,随机发放问卷550份,回收有效问卷527份。
其中,男生251名,女生276名;城镇生源生153名,农村生源生374名;文科生257名,理科生270名。
2.2 研究工具2.2.1 大学生无聊倾向问卷(C-BPQ)[5]由黄时华等人根据Farmer 和Sundber g(1986)编制的无聊倾向性量表(BPS)英文版修订而成,30题,由2个部分和6个层面构成,即外部刺激(单调性、孤独感、紧张感、约束性)和内部刺激(自控力、创造力)。
采用7级记分,分值越高代表无聊倾向性越高。
该问卷经测试具有良好的信效度。
本研究总问卷的Cronbach A 系数为0.86,外部刺激和内部刺激维度的Cronbach A 系数分别为0.87和0.79。
2.2.2 青少年时间管理倾向量表(ATMD)[12]由黄希庭等编制,44题,由3个部分9个层面构成,即时间价值感(含个人取向、社会取向2个层面)、时间监控观(含设置目标、计划、优先级、反馈性和时间分配5个层面)和时间效能感(含时间管理行为效能、时间管理效能2个层面)。
采用5级记分,得分越高说明时间管理倾向水平越高。
已有研究表明,该量表具有良好的信度和效度。
本研究总量表的Cronbach A 系数为0.91,三个分量表Cronbach A 系数分别为0.59、0.88和0.75。
2.2.3 大学生学习适应性量表(UAAS)[15]由冯廷勇等人编制,29题,含学习动机、教学模式、学习能力、学习态度和环境因素五个维度。
采用5级记分,得分越高表明适应状况越好。
该量表经测试具有良好的信度和效度[5]。
本研究总量表的Cronbach A 系数为0.84,各维度Cronbac h A 系数在0.54~0.76之间。
2.3 施测与数据处理主试为经过培训的心理学专业学生。
以班级为单位进行团体施测,要求被试仔细阅读指导语,然后按要求填写问卷,问卷不记名,完成全部问卷约需40分钟,所有问卷当场回收。
采用SPSS16.0和Amos7.0软件对数据进行录入与统计处理。
3 研究结果3.1 高职新生学习适应性、时间管理倾向和无聊倾向性的特点以性别、专业、生源地为自变量,以无聊倾向性总分和两个维度分为因变量进行多元方差分析。
结果发现,只有在内部刺激维度上,性别和专业的交互作用显著(F=11.52,p=0.001),其他均没有达到显著性水平。
对内部刺激的维度得分做进一步简单效应检验。
结果表明,在理科生中,性别差异具有边缘显著性,t (1,268)=-1.96,p=0.052,即理科的男生(32.48?8.05)比理科的女生(30.31?8.15)在内部刺激维度上具有较高的无聊倾向性;在文科生中,性别差异非常显著,t(1,255)=3.77,p<0.001,即文科的女生(32.09?7.54)比文科的男生(27.42?9.75)在内部刺激维度上更容易体验到无聊。
另一方面,在女生群体中,专业差异不显著,t(1,274)= 1.69,p>0.05;而在男生群体中,存在显著的专业差异,t (1,249)=- 3.88,p<0.001,即理科的男生要比文科的男生觉得更无聊。
具体交互作用请参看图1。
图1 性别和专业在无聊倾向性的内部刺激因子上的交互作用以时间管理倾向总分和三个维度分为因变量进行多元方差分析。
结果发现,方差均不齐性(p<0.05),不适于进行方差分析。
因此,分别以性别、专业、生源地为自变量,依次对总分和各维度得分进行独立样本t#85#高职新生无聊倾向性、时间管理倾向和学习适应的关系研究/黄时华 吴广宁 钟泳如 龚文进检验。
结果发现,在总分、时间监控观维度和时间效能感维度上均存在显著的专业差异,文科生得分高于理科生,详见表1。
表1高职新生时间管理倾向的专业差异(M?SD)时间管理倾向总分时间价值感时间监控观时间效能感文科150.43?21.5336.23?5.7479.09?13.1435.12?5.59理科144.49?21.6635.89?5.4574.75?13.9633.84?5.57 t 3.16**0.68 3.67*** 2.62**注:*表示p<0.05,**表示p<0.01,***表示p<0.001,下同。
以性别、专业、生源地为自变量,以学习适应性总分和五个维度分为因变量进行多元方差分析。
结果发现,主效应和交互作用均未达到显著性水平。
再分别以性别、专业、生源地为自变量,依次对各因子得分进行独立样本t检验。
结果发现,文科生的学习适应总分显著高于理科生(p<0.05),其中学习态度维度上边缘显著(p=0.052);另外,在学习态度维度上还发现了显著的性别差异和生源地差异,农村学生比城镇学生的得分更高,女生比男生的得分更高。
具体见表2。
表2高职新生学习适应的人口学变量差异比较(M?SD)学习适应总分学习动机教学模式学习能力学习态度环境因素女98.82?13.4025.64?5.1225.21?4.8921.51?3.9315.04?3.0111.41?2.87性别男97.32?14.7425.67?5.3924.61?5.2321.38?4.4414.35?3.3311.32?3.22 t 1.21-0.05 1.370.37 2.51*0.33文科99.55?13.5726.03?5.1625.25?4.9121.76?3.9114.99?3.0511.53?3.04专业理科96.73?14.4025.29?5.3024.62?5.1921.15?4.4014.45?3.2911.21?3.03 t 2.31* 1.62 1.41 1.68 1.94 1.19农村98.52?13.6325.70?5.1724.99?4.8421.64?4.0714.94?3.0911.25?3.04生源地城镇97.10?15.0525.53?5.4124.78?5.5720.99?4.4014.15?3.3311.65?3.03 t 1.050.340.41 1.63 2.62**-1.403.2高职新生无聊倾向性、时间管理倾向和学习适应性的相关分析从表3可知,学习适应性与无聊倾向性、时间管理倾向均存在非常显著的相关。