文档介绍：A
!; Y, 心理科学 2003 年第 26 卷第 2 期 38 1
师范大学生学业自我概念差异分析
张怀春’杨昭宁
(,273165)
反向计分)。
I 引盲
2 ‘3 成绩高低不同学生学业自我概念差异表明,学业成绩
回顾学业自我概念研究的历史,1890 年 Jam e,首开自我高低不同大学生学业自我概念无一项达到显著性水平(p >
概念研究的先河。1976 年,Shavcbn 将一般自我概念划分 0 .0)。说明师范大学生学业成绩总体上与学业自我概念
为学业自我概念和非学业自我概念,学业自我概念就是学生的相关不显著。对大学生学业自我概念分项目多因素方差
在各门具体学科对自己的认识和评价。1984 年,Song 和分析中,发现在学业自我效能信心方面成绩 x 文理交互作用
H att ic 发展了自我概念等级模型,将学业自我概念分成能达到显著水平(F (,291 )= 4 .15 ,p = 0 .043)。简单效应检
力、成就和班级三个方面。从此,学业自我概念(academ ic 验显示,学业成绩在理科的简单效应达到} 分显著水平(F
selfconceptP* .为自我概念(self- concept)的亚概念,是构= ,p = ),说明成绩x 文理显著交互作用主要由
成自我概念的成分之一。理科学生造成;成绩在文科的简单效应不5- 著(F = ,p
在学业自我概念的测盘方面,Shavelson 和 B olu(198) 0 .582 )0 理科学生学业自我效能的信心与学业成绩呈正
运用结构方程模型把一般自我概念分为学业自我概念和非相关。
学业自我概念,学业自我概念据此可得到测扭M arsh 等 2 4 文理科学生学业自我概念差异
(198 3)在自我概念等级模型基础上编制了自我描述间卷多因素方差分析结果表明,文科生比理科生对课业的自
(SelD escriptioQ uestionnaire),但由于问卷过于冗长,费时我效能感更强、更有信心(F ,291)= ,p = );文
较多,不便施测和记分,难以解释其结果,所以没能得到广泛科生比理科生对学习能力的自信更A (F (1,291) = ,p
推广应用,学业自我概念的测量亦因此一度受到影响。有些二0 .036 );文科生有更少紧张焦虑((1 ,29 1)= ,p = 0 .
研究者运用多量表同时测量的方法,力图获得学生学业自我 027) ;文科生在解决问题中更多运用语言(F (1 ,29 1) = 13 .
概念的全面信息,但这种方式给人以拼凑之感,况且全表之 600000)和更具信心(F (1,291)= ,p = );
间交叉重复,最终结果亦难以解释。1998 年,R B urden 发表师范大学生在认真仔细对待课业的学习方式方面、在应付新
其编制的 M A LS (T hM yself- A s - LearneScale) ,将学生作学习任务方面以及在口头讨论方面均无显著差异。
为“学习和学业间题解决者’1对待,侧查学生对自己的知觉印 3 结语与讨论
象,力求避免学业自我概念与一般自我概念、自尊等概念的