家风建设对大学生自立人格的作用：多重中介效应研究
发布时间：2021-03-05 02:17
自古以来,家风文化作为中国传统文化的重要组成部分,传承着中华民族的优良品格与民族精神,对个人、家庭乃至社会的建设与发展发挥着积极的作用。“不论时代发生多大变化,不论生活格局发生多大变化,我们都要重视家庭建设,注重家庭、注重家教、注重家风”。大学生群体正处于人格发展完善的关键时期,塑造理想人格、培养美好品质可以使大学生群体在处理问题、面对诱惑时保持独立清醒的判断。在中国传统文化中,家庭是“根”,是个人立身之本,每个人的一生都会受到家庭氛围的熏染,理想人格的塑造无不受到优良家风的影响。基于此,培育与传承优秀家风,发挥优秀家风的积极作用,努力大学生理想人格的转化,厘清两者间的特殊影响机制,为大学生这一群体的人格研究提供新的解码方式。因此,本研究在确定研究选题后,以班杜拉的社会学习理论（Social learning theory）为基点,编制大学生家风建设量表,探讨家风建设对大学生自立人格特质的影响机制;基于埃里克森的心理社会性发展理论、Marcia的同一性状态理论,探讨家风建设、同一性风格、因果取向与自立人格之间的关系,并构建理论框架,最终得出以下结论:1、在研究一中,基于扎根理论的质性访...
【文章来源】：江南大学江苏省 211工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：76 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
家风建设与大学生自立人格关系假设图
第二章文献综述23目在各维度中的解释率要有明显差异，否则，应予以删除。[1]在本研究中，大学生家风建设量表中第4题、第9题、第20题横跨多个维度，且维度解释率低于0.4，因此予以删除；第6题、第7题、第16题及第17题在旋转成分矩阵中偏离了维度的最初设计，也予以删除。最终保留了4个维度，共24道题项。预测分析的碎石图如图3-1所示。第三、累计方差解释量。累计方差解释量是指对整体样本数据进行共同因素的抽取，当抽取的共同因素对整体心理特质的解释值达到50%以上时，将停止抽取共同因素，后面的题项也将不会给予保留。[2]本研究中，共抽取到了四个共同因素，累积贡献率达到61.05%，高于45%的建议值。图3-1预测分析的碎石图根据以上操作，对家风建设量表中剩余的24个项目再次进行探索性因子分析，结果如表3-4所示。大学生家风建设量表中四个维度的特征根都大于1，各维度的累计方差解释量达到61.05%，表明该量表对大学生家风建设这一概念有较强解释率。各因子的共同度均大于0.4，因子负荷均大于0.5。上述结果表明大学生家风建设量表的题目与质性访谈结果相吻合。1薛琳芳.父亲在位对青少年抗逆力影响的链式路径研究[D].江南大学,2019.2戚亚慧.高职大学生自立人格与职业自我胜任感的关系：双重中介效应[D].江南大学,2017.
第二章文献综述25家风建设最终问卷。本研究运用AMOS17.0对假设模型与观察数据间的适配度进行检验，模型整体拟合指数见表3-6，模型的初始指数并未达到适配标准，对模型修订后得到修正模型的相关指数，结果表明数据间的适配度良好，如图3-2所示，探索性因素分析的结果得到了验证。表3-7大学生家风建设量表验证性因子分析结果模型χ2/dfPGFIAGFINFIIFITLICFIRMSEA初始模型1.454.0000.8210.7810.7910.9240.9130.9220.060修正模型1.247.0000.8480.8090.8260.9600.9530.9590.044图3-2大学生家风建设量表验证性因素分析模型（二）信度分析本研究采用各维度及整体变量一致性系数和折半信度法对大学生家风建设量表进行信度检验。如表3-7所示，大学生家风建设量表的总体Cronbach"sa值为0.881，量表总体分半信度的系数值为0.748。同时，大学生家风建设量表四维度训诫教导、习惯遵从、价值传递、情感联结的Cronbach"sa值分别为0.841、0.797、0.817、0.904，各维度的分半
【参考文献】：
期刊论文
[1]儿童内-外控制倾向与自立水平的关系[J]. 凌辉,黄希庭. 中国临床心理学杂志. 2009(04)
[2]父母养育方式与儿童自立水平关系的研究[J]. 凌辉,黄希庭. 中国临床心理学杂志. 2009(02)
[3]青少年学生自立人格的结构——基于中国人人格量表（QZPS）的结果[J]. 夏凌翔,黄希庭,王登峰. 心理科学. 2008(05)
[4]当代学者对自立认识的概念分析[J]. 夏凌翔,黄希庭. 心理科学. 2006(04)
[5]论家庭对青少年人格健康发展的影响[J]. 赵红英. 教育探索. 2005(05)
[6]六年级学生自立自强情况调查报告[J]. 傅惠文. 徐州教育学院学报. 1999(01)
[7]自我与人格[J]. 余潇枫. 浙江大学学报(社会科学版). 1995(03)
[8]家庭系统理论的发展与现状[J]. 张志学. 心理学探新. 1990(01)
博士论文
[1]大学生自我同一性形成的个体因素与家庭因素[D]. 王树青.北京师范大学 2007
[2]大学生自立意识的初步研究[D]. 李媛.西南师范大学 2002
硕士论文
[1]父亲在位对青少年抗逆力影响的链式路径研究[D]. 薛琳芳.江南大学 2019
[2]新时代大学生家风教育研究[D]. 丁柳燕.江西师范大学 2019
[3]中国传统家训对当代家风建设启示的研究[D]. 陈立萍.首都经济贸易大学 2018
[4]青少年抑郁症患者自我同一性与心理资本、父母/同伴依恋的相关性[D]. 国焕.山东大学 2018
[5]新时代家风建设研究[D]. 李萍萍.东北师范大学 2018
[6]社交网站使用强度对青少年自我同一性的影响：一个有调节的中介模型[D]. 徐娉婷.辽宁师范大学 2018
[7]家风对青少年人格教育的作用研究[D]. 孙红涛.北方民族大学 2018
[8]基于社会主义核心价值观视野的我国传统家风传承现状及策略研究[D]. 卢加云.安徽大学 2017
[9]高职大学生自立人格与职业自我胜任感的关系：双重中介效应[D]. 戚亚慧.江南大学 2017
[10]大学生同一性风格对职业决策过程的影响研究[D]. 文丹凤.南京师范大学 2016
本文编号：3064394
【文章来源】：江南大学江苏省 211工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：76 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
家风建设与大学生自立人格关系假设图
第二章文献综述23目在各维度中的解释率要有明显差异，否则，应予以删除。[1]在本研究中，大学生家风建设量表中第4题、第9题、第20题横跨多个维度，且维度解释率低于0.4，因此予以删除；第6题、第7题、第16题及第17题在旋转成分矩阵中偏离了维度的最初设计，也予以删除。最终保留了4个维度，共24道题项。预测分析的碎石图如图3-1所示。第三、累计方差解释量。累计方差解释量是指对整体样本数据进行共同因素的抽取，当抽取的共同因素对整体心理特质的解释值达到50%以上时，将停止抽取共同因素，后面的题项也将不会给予保留。[2]本研究中，共抽取到了四个共同因素，累积贡献率达到61.05%，高于45%的建议值。图3-1预测分析的碎石图根据以上操作，对家风建设量表中剩余的24个项目再次进行探索性因子分析，结果如表3-4所示。大学生家风建设量表中四个维度的特征根都大于1，各维度的累计方差解释量达到61.05%，表明该量表对大学生家风建设这一概念有较强解释率。各因子的共同度均大于0.4，因子负荷均大于0.5。上述结果表明大学生家风建设量表的题目与质性访谈结果相吻合。1薛琳芳.父亲在位对青少年抗逆力影响的链式路径研究[D].江南大学,2019.2戚亚慧.高职大学生自立人格与职业自我胜任感的关系：双重中介效应[D].江南大学,2017.
第二章文献综述25家风建设最终问卷。本研究运用AMOS17.0对假设模型与观察数据间的适配度进行检验，模型整体拟合指数见表3-6，模型的初始指数并未达到适配标准，对模型修订后得到修正模型的相关指数，结果表明数据间的适配度良好，如图3-2所示，探索性因素分析的结果得到了验证。表3-7大学生家风建设量表验证性因子分析结果模型χ2/dfPGFIAGFINFIIFITLICFIRMSEA初始模型1.454.0000.8210.7810.7910.9240.9130.9220.060修正模型1.247.0000.8480.8090.8260.9600.9530.9590.044图3-2大学生家风建设量表验证性因素分析模型（二）信度分析本研究采用各维度及整体变量一致性系数和折半信度法对大学生家风建设量表进行信度检验。如表3-7所示，大学生家风建设量表的总体Cronbach"sa值为0.881，量表总体分半信度的系数值为0.748。同时，大学生家风建设量表四维度训诫教导、习惯遵从、价值传递、情感联结的Cronbach"sa值分别为0.841、0.797、0.817、0.904，各维度的分半
【参考文献】：
期刊论文
[1]儿童内-外控制倾向与自立水平的关系[J]. 凌辉,黄希庭. 中国临床心理学杂志. 2009(04)
[2]父母养育方式与儿童自立水平关系的研究[J]. 凌辉,黄希庭. 中国临床心理学杂志. 2009(02)
[3]青少年学生自立人格的结构——基于中国人人格量表（QZPS）的结果[J]. 夏凌翔,黄希庭,王登峰. 心理科学. 2008(05)
[4]当代学者对自立认识的概念分析[J]. 夏凌翔,黄希庭. 心理科学. 2006(04)
[5]论家庭对青少年人格健康发展的影响[J]. 赵红英. 教育探索. 2005(05)
[6]六年级学生自立自强情况调查报告[J]. 傅惠文. 徐州教育学院学报. 1999(01)
[7]自我与人格[J]. 余潇枫. 浙江大学学报(社会科学版). 1995(03)
[8]家庭系统理论的发展与现状[J]. 张志学. 心理学探新. 1990(01)
博士论文
[1]大学生自我同一性形成的个体因素与家庭因素[D]. 王树青.北京师范大学 2007
[2]大学生自立意识的初步研究[D]. 李媛.西南师范大学 2002
硕士论文
[1]父亲在位对青少年抗逆力影响的链式路径研究[D]. 薛琳芳.江南大学 2019
[2]新时代大学生家风教育研究[D]. 丁柳燕.江西师范大学 2019
[3]中国传统家训对当代家风建设启示的研究[D]. 陈立萍.首都经济贸易大学 2018
[4]青少年抑郁症患者自我同一性与心理资本、父母/同伴依恋的相关性[D]. 国焕.山东大学 2018
[5]新时代家风建设研究[D]. 李萍萍.东北师范大学 2018
[6]社交网站使用强度对青少年自我同一性的影响：一个有调节的中介模型[D]. 徐娉婷.辽宁师范大学 2018
[7]家风对青少年人格教育的作用研究[D]. 孙红涛.北方民族大学 2018
[8]基于社会主义核心价值观视野的我国传统家风传承现状及策略研究[D]. 卢加云.安徽大学 2017
[9]高职大学生自立人格与职业自我胜任感的关系：双重中介效应[D]. 戚亚慧.江南大学 2017
[10]大学生同一性风格对职业决策过程的影响研究[D]. 文丹凤.南京师范大学 2016
本文编号：3064394
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