90后大學(xué)生品德心理發(fā)展現(xiàn)狀研究

馬春玲 耿曉穎 梁棟

摘 要：文章通過對(duì)哈爾濱市190名大學(xué)生的問卷分析，探討90后大學(xué)生品德結(jié)構(gòu)發(fā)展現(xiàn)狀，結(jié)果表明：名利觀在性別維度上差異顯著；罪惡感方面性別和年級(jí)交互效應(yīng)顯著；內(nèi)疚心方面性別和出生的主效應(yīng)顯著；其他差異均不顯著。

關(guān)鍵詞：大學(xué)生；品德心理；90后

中圖分類號(hào)：G641 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1002-4107（2016）08-0081-03

一、問題的提出

時(shí)代風(fēng)雨莫測(cè)的變化，作為教師作為長(zhǎng)輩常常擔(dān)心下一代的品德問題。網(wǎng)絡(luò)上經(jīng)常會(huì)有一些信息傳出引來大量年輕人的評(píng)論，瀏覽這些評(píng)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(jiān)持?，F(xiàn)如今90后已經(jīng)成為年輕人的中堅(jiān)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(jià)值取向多元、自我意識(shí)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(jià)值取向趨于務(wù)實(shí)、過度關(guān)注個(gè)人利益和知行不一等個(gè)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、道德滑坡[3]。王瀟猇認(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(duì)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(cè)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(shí)提出更好的教育對(duì)策。

二、研究對(duì)象及方法

（一）研究對(duì)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(jí)評(píng)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(jì)分題。該問卷共分為5個(gè)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)α=0.844。

（三）數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

所回收問卷數(shù)據(jù)采用SPSS22.0進(jìn)行分析。

三、研究結(jié)果

（一）人口學(xué)變量統(tǒng)計(jì)

（二）品德心理各相關(guān)變量的對(duì)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(gè)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(jí)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(jí)、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(jí)、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(bào)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(duì)出生年份進(jìn)行事后檢驗(yàn)，其結(jié)果見表7，從表中可以看出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(jiǎn)單效應(yīng)分析。當(dāng)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中有兩個(gè)或多個(gè)因

素，并且方差分析中發(fā)現(xiàn)了統(tǒng)計(jì)顯著的兩次交互作用時(shí)，可以做簡(jiǎn)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(jí)的交互效應(yīng)是顯著的，因此只看性別年級(jí)的簡(jiǎn)單效應(yīng)，呈顯著性的結(jié)果見表8，可見性別在一年級(jí)上差異顯著。三次交互作用顯著，因此要做簡(jiǎn)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(jí)的1991、1992、1994和1995年出生的都顯著，二年級(jí)只有在1992年出生上顯著。

因?yàn)樽飷焊蟹矫嫘詣e和年級(jí)交互效應(yīng)顯著，因此需要進(jìn)行簡(jiǎn)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(jí)1、2上均顯著，而年級(jí)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(gè)維度上得分高低不說明個(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(duì)他人的感受感同身受（如當(dāng)我看見別人哭我也經(jīng)常會(huì)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(gè)人應(yīng)該為自己的最大的利益而行動(dòng)（如做事情要對(duì)得起自己的良心）；內(nèi)疚心和罪惡感方面得分高則代表對(duì)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(gè)答案，也就是對(duì)主流文化觀點(diǎn)的認(rèn)同。同時(shí)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(jí)、出生年份、家庭狀況、生源地等在品德的各個(gè)方面的表現(xiàn)還是比較相似的。其中個(gè)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，可以有以下幾個(gè)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(huì)對(duì)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(duì)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(huì)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(shì)，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(zhǎng)，內(nèi)疚心在逐漸減弱。隨著閱歷的增長(zhǎng)，我們的內(nèi)心在變得堅(jiān)硬，懂的道理越來越多，我們也越發(fā)能為自己解釋和說明，也越發(fā)不內(nèi)疚了。性別和年級(jí)交互效應(yīng)顯著，簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示性別在一年級(jí)上顯著，這表明一年級(jí)學(xué)生男女差異顯著，而其他年級(jí)不顯著，如圖2，一年級(jí)比二年級(jí)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(jí)還是二年級(jí)都高于男生，令人驚訝的是女生隨著年級(jí)的升高，分?jǐn)?shù)降低，而男生隨著年級(jí)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(gè)統(tǒng)計(jì)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(jī)、身高等不會(huì)越來越高，而是逐漸變低，同樣低的成績(jī)、身高也不會(huì)越來越低，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，但是大二的時(shí)候開始出現(xiàn)向平均數(shù)回歸（3分）現(xiàn)象。同時(shí)性別、年級(jí)和出生年份交互效應(yīng)顯著，性別在一年級(jí)出生為1991年、1992年、1994年和1995年的顯著，性別在二年級(jí)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(jí)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(jí)，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(jí)交互效應(yīng)顯著，簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明性別在一年級(jí)、二年級(jí)中都顯著，但年級(jí)在男女性別上不顯著。這一結(jié)果多少令人意外，但從客觀的角度看，數(shù)字的確揭示出了這樣的結(jié)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，它來自基督教的原罪說，中國(guó)人大多不信奉基督教，即使信奉，多半也屬于半路出家，且沒有西方那種普適性的氛圍。所以罪惡感對(duì)于中國(guó)人來說毋寧說是一種認(rèn)為自己做錯(cuò)事情時(shí)的愧疚。同時(shí)本部分問卷回答依賴想象，因此從檢驗(yàn)結(jié)果可看出本部分的離散程度比較大，說明個(gè)體差異很大。

參考文獻(xiàn)：

[1]唐躍旺.“90后”大學(xué)生道德狀況及其教育研究[D].長(zhǎng) 沙：長(zhǎng)沙理工大學(xué)，2013.

[2]車丹.“90后”大學(xué)生個(gè)人品德建設(shè)研究[D].哈爾濱：東 北林業(yè)大學(xué)，2014.

[3]盧曉霞.90后大學(xué)生道德建設(shè)問題探究[D].長(zhǎng)春：長(zhǎng)春 師范大學(xué)，2013.

[4]王瀟猇.90后大學(xué)生個(gè)人品德教育研究[D].長(zhǎng)春：長(zhǎng)春 理工大學(xué)，2013.

[5]舒華.心理與教育研究中的多因素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)[M].北京： 北京師范大學(xué)出版社，2004：268.

[6]馬春玲.女性抑郁型人格[J].黑龍江教育學(xué)院學(xué)報(bào)， 2007，（3）.