价值效能

关键词： 融通 水利 培训 教育

价值效能（精选五篇）

价值效能 篇1

通过促进仿真模拟技术和现代培训技术手段的开发和应用,建设远程教育培训和信息网络平台,融通职业技术教育与培训的教学内容和注册信息管理体系,融和在职培训和学历教育的关系,共享行业教育培训优势资源,以满足水利行业技能人员终身学习、多样化学习的要求。

三、必须建立和健全水利高技能人才培训制度

(一)水利行业高技能人才培训和继续教育制度

要坚持高技能人才培训与各种培训教育相结合,建立健全行业技能人才培训和继续教育制度。各单位要根据事业发展对技能人才的要求,强化上岗培训和继续教育工作。各类培训机构可以根据水利生产技术发展水平和高技能人才的学习需求,采取灵活多样的培训模式,模块化的培训内容,远程或集中授课等手段,建立并不断完善与行业职业资格证书制度相结合的高技能人才培训和继续教育制度,并提供相应的行业资源支持和技术规范服务。

(二)技能大赛制度和表彰制度

要坚持高技能人才培训与技能竞赛、比武相结合,建立和健全行业技能人才比武和技能竞赛制度和表彰制度。水利部应适当频度地开展水利行业特有工种技能大赛和水利高技能人才培养工作评选表彰,可两年开展一次,并以此推动全行业积极开展相应的技术比武或表彰活动,形成促进水利高技能人才成长的逐级选拔制度和逐级表彰制度。

(三)在水利行业实行就业准入制度

截至2008年,水利行业已建立了78个职业技能鉴定站,鉴定网络覆盖全国,2006年还建立了国家职业技能鉴定试题库-水利分库,出台了《水利行业职业技能鉴定站管理办法》、《水利行业考评员管理办法》、《水利行业职业技能鉴定实施办法》、《水利行业技师和高级技师考评、聘任与管理办法》等办法,为水利行业职业技能鉴定工作的顺利实施打下了扎实的技术和管理基础。随着水利事业的发展,水利在国民经济中发挥着越来越重要的作用,水利行业工种涉及国家财产和人民生命安全,实行就业准入控制是必然趋势,有必要尽早实行,这是保证水利行业技术工人队伍素质,保证工程质量的重要手段,亦是对高技能人才开发与培养的一个重要环境。

四、结束语

水利部部长陈雷在2008年4月17日全国水利人事劳动教育工作会和2009年1月6日全国水利工作会议上的讲话中,曾多次提到水利行业高技能人才十分缺乏,形势十分严峻。因此,我们必须认清形势,增强责任感、使命感和紧迫感,坚持以人为本,树立和落实科学发展观和科学的人才观,实施高技能人才开发与培训工程,为建设现代水利、可持续发展水利提供强有力的技术支撑和人才保障。

参考文献:

1、张榕红.浅谈水利行业高技能人才培训工程体系、机制和制度建设[EB/OL]水利工程网,2006-01-06.

2、何凤莲.浅谈水利管理人才开发[J]陕西水利,2003(2).

3、潘凤娟.浅谈水利人才资源的开发与利用[J].西部探矿工程,2002(1).

(作者单位:湖北大禹水利水电建设有限责任公司。其中,胡刚为工程师、一级建造师;聂军洲为一级建造师)

摘要:越来越多的企业面临人员匹配与提升公司绩效的管理挑战,员工个人如何与组织更好的匹配就成为组织关注的焦点。员工个人与组织的价值观匹配是人与组织匹配的重要方面,对提高员工工作效能有重要作用。文章结合国内外学者关于员工与组织的价值观匹配及其影响作用的研究,探讨了员工与组织的价值观匹配对员工效能的具体影响。

关键词:价值观匹配;员工效能

越来越多的企业面临人员匹配与提升公司绩效的管理挑战,员工个人如何与组织更好的匹配就成为组织关注的焦点。员工个人与组织的价值观匹配是人与组织匹配的重要方面,对提高员工工作效能有重要作用。本文结合国内外学者关于员工与组织的价值观匹配及其影响作用的研究,探讨了员工与组织的价值观匹配对员工效能的具体影响。

员工效能(Employee effectiveness),一般认为,是员工个人在组织的工作与行为

■朱青松

员工与组织的价值观匹配对员工效能的影响

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表现。员工效能的测量有两种方法:客观法、主观法。客观法主要是以能够达成组织目标的客观数据,作为员工个人效能的指标,如个人的实际生产量、不良品数、缺勤率、人为错误等。一般而言,客观法的指标较为客观,然而员工个人效能的资料却容易受情境因素的影响,而无法弄清是否真的是个人因素造成的;另外,在许多工作上,亦不容易找到客观的效能指标(Cascio,1991)。因此,采用主观法来评定员工效能是组织中常见作法。利用主观法来评定个人效能,除了直接的工作绩效指标外,与工作效能间接有关的指标,包括组织承诺、公民行为、工作满意度及离职意愿都是极为重要的(Porter,Steers and Boulian,1974)。本文主要选取员工满意度、员工绩效、员工组织公民行为、员工组织承诺作为表现员工效能的研究分析指标。

一、员工与组织的价值观匹配对员工满意度的影响

关于员工与组织的价值观匹配对员工满意度的影响作用,目前的研究都证实员工与组织的价值观匹配能有效预测员工个人的工作满意度与离职意愿。O’Reilly(1991)研究认为,当个人的价值观与组织价值观一致性愈高时,个人的工作满意度愈高,而离职意愿愈低。Meglino,Ravlin&Adkins(1989)的研究也发现当生产线作业人员的工作价值观与督导人员越相似,其工作满意度越高。Vancouver&Schmitt(1991)对350多所中学的教师和校长进行了研究,他们发现无论是上级与下属(教师与校长)还是成员与成员(教师与其他教师)之间的目标一致性都与满意度具有显著正相关。此外,组织气氛和员工人格特征之间良好的匹配,也能预测高水平的满意度。Tziner(1987)在研究员工的满意度和忠诚度时,调查了组织的实际成就气氛和员工理想的成就气氛之间的差异,结果发现这种差异比较小的员工对工作更满意,对组织也更忠诚。总之,大量研究显示:积极的工作态度源于员工与组织之间的高水平的匹配。

员工-组织匹配能较好地预测员工的离职意向。Kristy&Kristorf(2001)的最新研究以运输公司员工为对象,比较了个人-组织匹配以及个人-工作匹配对离职意向的预测力,认为个人-组织匹配对离职意向的预测效果更好,上级和下属之间或同伴之间目标的一致程度,都与离职意向呈现负相关,与组织价值观差别比较大的员工,更可能表现出离开组织的意向。价值观的匹配程度在两年内能比较准确地预测员工流动的实际情况,因此,定期评估员工和组织之间的价值观是否匹配,能有效地预测人员的流动,有利于组织及时采取合理的管理措施。

中国台湾学者郑伯埙、郭建志(1993)关于组织文化与员工效能的研究也认为,员工知觉价值观与工作满意度成正相关且达显著水平,显示员工知觉组织价值观愈高,则其工作满意度就愈高。

二、员工与组织的价值观匹配对员工绩效的影响

现有的国外研究表明员工—组织匹配程度同工作绩效之间是有一定的相关关系。Tziner(1987)关于组织的实际成就气氛和员工理想的成就气氛之间差异的研究发现,差异比较小的员工自我评价的工作绩效更高。有研究者采用了更为客观的方式评估工作绩效,例如采用晋级次数和薪水增加的百分比作为工作绩效的评估指标。Bretz&Judge(1994)以个人与组织的匹配情况作为职业成功的预测指标,他们的研究有力地证明了员工与组织的匹配程度对员工的工作晋升与薪酬水平都有一定程度的影响。Andrews(1996)的研究将管理者分为成就型和权力型两种,并将组织的价值观也分为成就取向和权利取向两种,结果发现与组织价值观相匹配的管理者(即成就取向的组织中的成就型管理者,或权利取向的组织中的权利型管理者),其管理绩效合成分数、工作状况及晋级次数都要明显地高一些。

但中国台湾学者郑伯埙、郭建志(1995)在一项探讨组织价值观的上下契合度匹配与组织成员个人效能关系的研究中却未验证员工—组织匹配程度同工作绩效之间的显著相关关系。

他们以一家大型跨国企业的170位经营主管、261位专业职员及335位现场作业人员为对象,收集内部整合价值观与外部适应价值观的资料,通过计算专业职员、现场作业人员与经营主管的组织价值观差距,并统计分析专业职员与现场作业人员的组织承诺、组织公民行为及工作绩效等个人效能变量。研究结论是:认为上下契合度匹配与现场人员的工作绩效具有正向关系的假说并未得到支持,虽然上下契合度匹配具正面效果,但关系并不显著;在控制个人特性变量之后,除了工作绩效之外,不管是专业职员或是现场做作业人员,内部整合组织价值观的上下契合度匹配对组织承诺、组织公民行为均具有显著的预测效果,此结果支持了契合度匹配假说的主张。然而,对专业职员而言,外部适应价值观与组织公民行为的关系,却不符合契合度匹配假说的预测,而较支持优势文化假说的主张:个人的社会责任知觉愈高,则其组织公民行为愈高。

三、员工与组织的价值观匹配对组织公民行为的影响

关于员工与组织的价值观匹配对组织公民行为的影响作用,现有的研究对二者之间具有相关关系并没有达成一致性的结果。Organ(1988)在建构组织公民行为的理论时就指出,组织文化与组织公民行为具有密切的关系,当组织成员接受公司的组织文化、员工个人价值同组织价值观相似时,个人角色外的行为较好,表现超过标准。中国台湾学者郑伯埙(1992)研究期望与知觉价值观差距对组织公民行为的效果发现差距契合度匹配与利他行为、良心行为虽然是负相关,但并不显著,并不支持Organ(1988)的研究。当采用加权模式(即期待价值观×实际价值观)时,则发现外部适应价值观对利他行为及良心行为具有显著的预测效果。郑伯埙(1993)研究认为价值观一致性确实与员工工作行为有关,而且价值观契合度匹配愈高,员工愈有正向行为生产,包括有较高的组织认同、组织内化、工作满足感、同时,离职意愿较低;至于价值观一致性与组织公民行为的关系,则不太确定。

四、员工与组织的价值观匹配对员工组织承诺的影响

关于员工与组织的价值观一致性与组织承诺的关系研究,丁虹(1987)以文化鸿沟的概念,探讨组织文化一致性与组织承诺的关系,发现组织文化一致性愈高,员工的组织承诺愈高;而文化鸿沟愈大,则员工的组织承诺愈低。郑伯埙(1992)采用差距契合度匹配的概念探讨组织内部整合与外部适应两种价值观契合度匹配,与留职意愿、组织认同等两种组织承诺指标的关系,并发现内部整合价值观的期望与实际差距愈大,则员工的留职意愿与组织认同愈低。O’Reilly等人(1991)探讨员工个人价值观与组织价值观匹配与组织承诺的关系时,发现匹配度与组织内化或组织认同等规范性承诺有显著关系,但却与组织顺从或工具性承诺无关。显示组织价值观一致性应该只与某一部分的组织承诺有关。

摘要：越来越多的企业面临人员匹配与提升公司绩效的管理挑战,员工个人如何与组织更好的匹配就成为组织关注的焦点。员工个人与组织的价值观匹配是人与组织匹配的重要方面,对提高员工工作效能有重要作用。文章结合国内外学者关于员工与组织的价值观匹配及其影响作用的研究,探讨了员工与组织的价值观匹配对员工效能的具体影响。

努力提升学生数学学习的效能与价值 篇2

【关键词】数学学习；效能分析；高认知水平；课例评析

【中图分类号】G633.6 【文献标志码】A 【文章编号】1005-6009（2016）33-0122-03

【作者简介】罗强，江苏省苏州第十中学（江苏苏州，215006）副校长，正高级教师，江苏省特级教师。

2016年3月30日，由江苏教育报刊总社和江苏省中小学教研室共同组织的第11届江苏省“杏坛杯”苏派青年教师课堂教学展评在徐州市第三中学举行，我有幸受邀担任高中数学的评委。本次课堂教学展评围绕“让学习真正发生”这个主题，这一主题揭开了日常课堂教学中常常被教师们忽视的一个问题——在我们习以为常的课堂教学中，学习究竟有没有真正发生？带着这样的问题，我进行了观摩与思考。本文选取如皋市第一中学祝存建老师所教授的“基本不等式”一课进行探讨。教学设计与课堂实录可参见本刊前面祝老师的文章。

一、教学行为的特征与学习效能

“让学习真正发生”需要我们将课堂教学的评价指标从聚焦教师的教学行为，转变为聚焦学生的学习行为，并从学生的学习效能出发，评价教师的教学效能。

下面，我将本节课的教学实施过程以表格方式列出（见表1），分别对教师的教与学生的学的行为特征进行对比，同时对学生的数学学习行为进行效能分析。

研读本节课的教学，祝老师在努力提升学生数学学习的效能方面呈现出以下3个比较突出的亮点：（1）遵循“教学设计问题化”的原则，5个教学环节以及相应问题串的设计按照知识主干有层次地推进，保证了知识的结构化、系统性；（2）遵循“学习过程活动化”的原则，一方面让学生学习行为能够有效同步推进，另一方面，给予学生局部开展自主探索的空间，使学生体验了探索数学问题的过程；（3）遵循“知识深化变式化”的原则，为促进学生的深度理解，教师设置了若干干预点，通过对基本不等式的变式与构造，加深学生对数学本质的理解。

当然，从教学目标的达成情况来衡量本节课的学习效能，我也想提出一些可以改进的地方。例如，本节课的一个非常重要的教学目标是：探索并了解基本不等式的证明过程，体会证明不等式的基本思想方法。在本节课的学习中，学生第一次接触到“分析法”，教师应讲透“要证、只要证”书写中上下文的逻辑关系，并通过与“综合法”表述方式的对比强调这种书写方式的必要性。又如，“天平称量”的问题情境中，需要运用物理知识才能得出黄金的实际重量，实际教学中，祝老师回避了这一计算过程。如果祝老师能够耐心听取学生将这一计算过程口述，并辅以预设的PPT展示，则整个数学知识的发展过程将会更完整。

二、努力提升学生学习的价值

受课堂教学这样一个特定的时空环境与教学组织方式的限制，为了更好地实现“让学习真正发生”的价值追求，教师在数学教学中应该让学生的学习努力保持高认知水平，让学生在深度学习中获得数学思维的发展。

顾泠沅领导的青浦实验小组构建了“4层次架构的数学认知水平分析框架”[1]（见表2）：

其中，水平①②为记忆水平，为较低认知水平。水平③④为理解水平，属于较高认知水平。第④水平（探究性理解水平）通常称作高认知水平。实际教学中，很多教师，常常把数学教学看作是一种知识结果的传授，或者为了追求教学的顺利，而使得我们的教学不自觉地从高认知水平下降为低认知水平。[1]

QUASAR项目的研究揭示了高认知水平保持有以下7个因素[2]：①给思维和推理搭“脚手架”；②为学生提供元认知方法；③示范高水平的操作行为；④维持对证明、解释或意义的强调；⑤任务建立在已有知识基础上；⑥在概念间建立联系；⑦适当的探索时间。

回顾表1，我们可以看到，祝老师的课堂教学非常好地贯彻了上述7个因素，从而使学生的学习行为保持在高认知水平。

在此，我结合本节课的教学来谈一下局部教学处理的共性问题。

探讨问题1 如何防止学生在听讲过程中因阅读教材导致的认知水平下降？

本节课教学中，祝老师设计的多个问题都处于水平④“分析——探究性理解水平”，这些问题需要学生的独立自主的思考。但是，当学生习惯性地翻阅教材后，教师精心设计的学习活动则下降为水平③“领会——说明性理解水平”，甚至下降为水平②“概念——概念性记忆水平”。上课8分多钟时，祝老师发现这一情况，及时提醒学生“不要看书，都把书合起来”，但为时偏晚。

为应对这种情形，有如下两条建议。首先，由于教师已经制作了比较完整的PPT，因此上课伊始，教师就可以请学生将书合起来。最后小结阶段，可以请学生打开课本，并回顾小结本节课所学。

其次，可以采用先学后教策略，以促进学生的深度理解为线索组织教学，让阅读教材成为一种高水平的认知活动。可先由学生阅读教材进行自学，然后，教师通过师生对话，发现学生认知中的疑难，据此，教师再从学生的知识生长点处提出问题，从而促进学生对知识本质的深入理解。

探讨问题2 如何让学生在深度参与数学学习活动中保持主动性？

保持学生在学习中的主动性是“让学习真正发生”的应有之义。那些没有“让学习真正发生”的课堂教学，往往着眼于知识处理的优化与知识传递的效率，教师以自己的讲授代替学生思维，或者过快地将数学知识的产生完整地呈现给学生。这样的教学，追求精准的时间控制，精致的内容控制，精心的学习控制。在这种教学的表象下，学生不需要面对认知的冲突，往往呈现出单纯听讲、被动接受的学习状态，因而也不可能真正进入独立探索的思维状态。祝老师在本节课“以数释理，建构新知”这一环节的教学中，我们也看到了学生曾出现被动接收的学习状态。

解决的途径有两条，一是应该要求教师克制自己传授的欲望，“让学习真正发生”中的“让”要求教师从课堂的主宰者转变为学习资源的整合者，学习方法的指导者，学习效果的检测者。本节课的教学中，祝老师多次“让”学生上黑板或用投影仪呈现学生的学习状态，并将学生不尽完美的思维作为教学的资源，进行补充、修正和完善。

二是要求教师成为学生学习情感的促进者，学生愉悦的数学学习情感是“让学习真正发生”的启动开关，如果学生对数学学习包含热爱、成功、快乐的情感体验，对数学的理性思维形成震撼心灵的共鸣，那么，学生对数学的学习就能延伸到课外，延续到终生。本节课的教学中，祝老师亲切微笑的表情，温和鼓励的话语，以及他充满激情的教学，都会在潜移默化中感染学生。

综上，“让学习真正发生”这一主题具有强烈的现实意义，它启示我们不仅仅去上一堂高效能的课，更要努力去上一堂有价值的课。一堂高效能的课往往让我们的目光局限在这节课的知识目标，一堂有价值的课才能让我们的视线拓宽到学生数学思维、情感态度、核心素养的发展，才会让数学教学具有育人的教育价值。

【参考文献】

[1]高文君，鲍建生.中美教材习题的数学认知水平比较：以二次方程及函数为例[J].数学教育学报，2009（04）.

价值效能 篇3

本研究中,除了使用一般自我效能感量表、学业自我效能感量表,还使用了自我调节学习效能感量表以期更完整地探测中学生自我效能和学业自我妨碍之间的关系及其中介作用。

1 对象与方法

1.1 对象

抽取焦作、新乡、郑州5所中学的中学生913名为对象。年龄11～21岁,平均年龄(16.08±1.90)岁。其中男生440人,女生473人;初一132人,初二135人,初三112人,高一176人,高二196人,高三162人。城市户口学生434人,农村户口学生479人。

1.2 方法

1.2.1 测量工具 采用PsyKey心理测试系统中的学习价值怀疑量表、自我效能综合量表和自我妨碍量表进行测评。

学习价值感量表主要参考适应性学习模式量表(patterns of adaptive learning scales, PALS)[11]。本量表包括10个项目,采用5级评分,总分越高,对学习价值的怀疑就越强。该量表有较好的信效度,本研究中的Cronbach α系数为0.789。

自我效能感综合量表包括一般性自我效能感、学业自我效能感和自我调节学习效能感分量表。一般性自我效能感分量表包括10个项目,测量非特定领域的最广泛的自我效能感[12]。学业自我效能感分量表包括12个项目,测量学业领域中关于一般学习能力的自我效能感[11]。自我调节学习效能感分量表包括9个项目,测量个体对学习中的各种自我调节行为的自我效能感。自我效能感综合量表采用采取5级评分,分数越高,自我效能感越强[13]。该量表有较好的信效度,本研究中综合量表及3个分量表的Cronbach α系数分别为0.925,0.820,0.896,0.865。

自我妨碍量表包括24个项目,测查中学生在学业中常见的生病、不付出努力、拖延、情绪化等自我妨碍的借口和行为。该量表采取5级评分,分数越高,学业自我妨碍越强。该量表有较好的信效度[14]。本研究的Cronbach α系数为0.792。

1.3 统计分析

用SPSS 10.0对数据进行相关分析、回归分析和路径分析。

2 结果

2.1 中学生学习价值感、自我效能和学业自我妨碍之间的相关关系 结果发现,学习价值怀疑和自我妨碍呈显著正相关(r=0.385,P﹤0.01),自我效能感综合量表及3个分量表和自我妨碍之间均呈显著负相关(r值分别为-0.309,-0.377,-0.479和-0.469,P值均<0.01)。见表1。

注:P值均<0.01。

2.2 学习价值感、自我效能和学业自我妨碍回归分析 以学习价值怀疑、自我效能为预测变量,以学业自我妨碍为因变量进行逐步回归分析。结果发现,学习价值怀疑和自我效能感均能很好地预测学业自我妨碍。其中学习价值怀疑对学业自我妨碍有正向预测作用(β=0.261,t=8.771,P<0.01),自我效能对学业自我妨碍有负向预测作用(β=-0.384,t=-12.915,P<0.01)。

2.3 学习价值感、自我效能和学业自我妨碍之间的路径分析以学习价值怀疑、自我效能为预测变量,以学业自我妨碍为因变量进行复回归分析,发现学习价值怀疑、自我效能均直接影响学业自我妨碍。继而以学习价值怀疑为预测变量,自我效能为因变量进行回归分析,发现学习价值怀疑通过自我效能也间接影响了学业自我妨碍。见图1。

3 讨论

以往研究发现自我效能和学业自我妨碍之间呈显著负相关,自我效能越低,学业自我妨碍越高。本研究中自我效能感综合量表3个分量表及总分和自我妨碍之间均呈显著负相关,这和以往研究较为一致。学习价值怀疑和自我妨碍呈显著正相关,这和Midgley等研究结果一致[10],说明越怀疑学习价值,学业自我妨碍的程度就越高,揭示了学习态度因素对学业自我妨碍的影响。回归分析发现学习价值怀疑和自我效能均能显著地预测学业自我妨碍。其中学习价值怀疑对学业自我妨碍有正向预测作用,而自我效能对学业自我妨碍有负向预测作用。进一步的路径分析发现学习价值怀疑、自我效能均直接影响学业自我妨碍,学习价值怀疑通过自我效能间接影响了学业自我妨碍。揭示了学习价值怀疑、自我效能和学业自我妨碍之间关系密切,其中自我效能还发挥着重要的中介作用。

总之,中学生是学生身心发展的特殊时期,学业自我妨碍作为一种特殊现象,会影响学生的成绩表现。在教学实践中,应有目的地进行学习价值教育、帮助学生树立积极乐观的心态、提高学生的自信等方法,不仅可以降低学业自我妨碍,也必会带来学生全面素质的提高。

摘要：目的 了解中学生学习价值感怀疑、自我效能和学业自我妨碍之间的关系,为改善中学生学习态度提供依据。方法 采用学习价值怀疑量表、自我效能综合量表和学业自我妨碍量表,对河南省5所中学的913名中学生进行问卷调查。结果 学习价值怀疑和学业自我妨碍呈显著正相关(r=0.385,P<0.01),自我效能感综合量表3个分量表及总分和学业自我妨碍之间均呈显著负相关(P值均<0.01)。学习价值怀疑对学业自我妨碍有正向预测作用,自我效能对学业自我妨碍有负向预测作用。学习价值怀疑、自我效能均直接影响学业自我妨碍,同时学习价值怀疑通过自我效能间接影响了学业自我妨碍。结论 中学生学习价值感、自我效能和学业自我妨碍之间关系密切,进行学习价值观教育和提高自我效能对于降低学业自我妨碍可能有一定作用。

价值效能 篇4

可见, 研究多从人口统计学因素 (性别、年级等) 、体育行为因素 (参加锻炼、锻炼项目、时间等) 、教学模式 (游戏、情景教学模式等) 等外显的指标来对主观锻炼体验进行研究, 以验证主观锻炼体验在不同群体、行为、教学模式之间的差异。基于此, 笔者在分析对学生主观锻炼体验概况的基础上, 重点从身体自我价值感和一般自我效能感2个方面对主观锻炼体验形成的机制进行分析, 现将结果报道如下。

1 对象与方法

1. 1对象本调查于2013年11月21—29日, 选取山东农业大学、曲阜师范大学、泰山医学院、泰山学院4所高校, 在每所学校抽取公共体育课学生 ( 非体育学专业) 250人, 共发放问卷1 000份, 回收问卷930份, 有效问卷864份, 有效率为86.4%, 其中男生516名, 女生348名。年龄 (20.68±1.67) 岁。

1. 2方法

1. 2. 1主观锻炼体验量表采用McAuley等[9] (1994) 编制的主观锻炼体验量表 (SEES) , 该量表包括积极幸福感 (PSB) 、心理烦恼 (PD) 、疲劳 (FA) 3个维度, 每个维度4道题, 共12道题。采用李克特7级评分, 1为“非常不符合”, 7为“非常符合”;各维度得分越高分别表示积极幸福感越高, 越烦恼和越疲劳。该量表具有很好的信效度, 本测验3个维度的Cronbachα系数分别为0. 851, 0. 843, 0. 877。

1. 2. 2身体自我价值感量表采用徐霞[10] (2001) 修订的身体自尊量表中的身体自我价值感 (PSW) 分量表, 共包括6个题目。采用李克特4级评分, 1为正向的“完全符合”, 4为反向的“完全符合”, 得分越高表示身体自我价值感越高。该量表具有很好的信效度, 本测验中量表的Cronbachα系数为0.834。

1. 2. 3一般自我效能感量表采用张建新等[11]编制的中文版一般自我效能感量表 (GSES) 。GSES采用李克特4级评分, 1为“完全符合”, 4为“完全不符合”, 得分越高一般自我效能感越高。该量表具有良好的信度和效度, 本测验中量表的Cronbachα系数为0. 763。

1. 3质量控制采用集体施测的方式, 采用统一指导语指示被试填写问卷。身体自我价值感和一般自我效能感量表在体育教学课开始前20 min左右进行发放和回收, 主观锻炼体验量表在体育教学课结束后即刻进行发放和回收。

1. 4统计分析采用SPSS 19. 0软件对数据进行描述性统计、t检验、相关分析、回归分析。以P <0. 05为差异有统计学意义。

2 结果

2. 1不同性别、运动项目、生源大学生主观锻炼体验比较对不同性别、运动项目、生源大学生的主观锻炼体验进行比较, 其中运动项目分为开放式和封闭式:封闭式运动项目指运动过程中所涉及的支撑面、目标和其他人是稳定的 (如射箭、跳远、跳高等) , 反之则称之为开放式运动项目 (如足球、排球、篮球等) [12]。结果发现, 女生的心理烦恼和疲劳高于男生;参加封闭式运动项目的学生心理烦恼和疲劳高于参加开放式运动项目的学生;城市生源学生的积极幸福感和疲劳高于农村生源的学生, 心理烦恼低于农村生源的学生, 差异均有统计学意义 (P值均 <0.01) 。见表1。

2. 2大学生身体自我价值感、一般自我效能感与主观锻炼体验的相关分析大学生身体自我价值感和积极幸福感呈正相关, 与心理烦恼和疲劳呈负相关 (r值分别为0.50, -0.46, -0.06, P值均 <0.01) ;一般自我效能感与积极幸福感和疲劳呈正相关, 与心理烦恼呈负相关 (r值分别为0.09, 0.14, -0.29, P值均 <0. 01) 。

2. 3大学生身体自我价值感、一般自我效能感对积极幸福感的多元线性回归分析以积极幸福感为因变量, 以身体自我价值感和一般自我效能感为自变量, 采用Enter法进行回归分析。结果发现, 回归模型1中一般自我效能感和身体自我价值感2个指标不存在共线性 (Tolerance =0. 99, VIF =1. 01) , 回归方程检验具有统计学意义 (F =142.52, P <0.01) , 但一般自我效能感的标准化回归系数无统计学意义, 因此进行了回归模型2的构建。在模型2中剔除了一般自我效能感, 保留了身体自我价值感, 发现标准化回归系数有统计学意义, 回归方程有统计学意义 (F =282.11, P< 0. 01) , 残差基本符合正态分布。因此, 身体自我价值感可作为对学生主观锻炼体验中积极幸福感的预测指标, 该方程对积极幸福感的解释率为24.7%。见表2。

注:**P <0.01。

2. 4大学生身体自我价值感、一般自我效能感对心理烦恼的多元线性回归分析以心理烦恼为因变量, 以身体自我价值感和一般自我效能感为自变量, 采用Enter法进行回归分析。结果发现, 身体自我价值感和一般自我效能感同时进入方程, 2个自变量之间不存在共线性 (Tolerance =0. 99, VIF =1. 01) , 标准化回归系数均有统计学意义, 回归方程有统计学意义 (F =156. 78, P < 0. 01) , 残差基本符合正态分布。身体自我价值感和一般自我效能感可以作为大学生主观锻炼体验中心理烦恼的预测指标, 该方程对心理烦恼的解释率为26.7%。见表3。

注:**P <0.01。

2. 5大学生身体自我价值感、一般自我效能感对疲劳的多元线性回归分析以疲劳为因变量, 以身体自我价值感和一般自我效能感为自变量, 采用Enter法进行回归分析。结果发现, 身体自我价值感和一般自我效能感同时进入方程, 2个自变量之间不存在共线性 (Tolerance =0.99, VIF =1. 01) , 标准化回归系数有统计学意义, 回归方程有统计学意义 (F =94. 69, P <0. 01) , 残差基本符合正态分布。身体自我价值感和一般自我效能感可以作为大学生主观锻炼体验中疲劳的预测指标, 该方程对疲劳的解释率为18.0%。见表4。

注:**P <0.01。

3 讨论

本研究中女生的心理烦恼和疲劳高于男生, 在积极幸福感维度上性别差异无统计学意义。与以往研究认为男生的疲劳和积极幸福感高于女生[3,5]的结果不同。深入调查发现男女生参加的体育项目存在较大的差异, 男生参加的项目以篮球、足球等为主, 女生以健美操、瑜伽等为主, 而男女生参加的项目多是根据自身兴趣和能力等实际状况所选择的, 因此可能是锻炼后积极幸福感维度性别差异不显著的原因。

相关研究表明, 女大学生的焦虑和恐怖得分高于男生[13], 心理卫生问题检出率也大于男生[14], 可能由于男女生心理健康水平的不同, 导致女生在体育学习中出现心理烦恼的概率高于男生。而本研究调查中女生多参加类似于健美操的技能项目[15], 技术环节多而复杂, 相对难于掌握, 也可能是本研究中女生的心理烦恼比男生高的原因。从生理角度分析一般情况下男性的身体素质、功能要好于女性, 而在练习需要付出相同生理负荷的运动技能时, 导致了女生的疲劳感要高于男生[3]。

大学生的主观锻炼体验在运动项目上存在差异, 封闭式运动项目学习的学生心理烦恼和疲劳维度的得分比开放式运动项目的得分高, 可能是由于不同运动项目的特点决定的。封闭式运动项目是可以预测的、很少受环境影响, 更多强调学习的自我练习 (比如跳远、跑步等) ;开放式运动项目是受到环境影响的, 强调互动、互助的练习方式 (比如篮球、足球等) [1,4]。所以相对封闭式运动项目, 开放式运动项目的学习更有趣和多样化;相关的研究也表明开放式运动项目更加受到大学生的喜爱[16,17]。

研究发现, 大学生的主观锻炼体验在生源上差异有统计学意义, 表现为城市生源大学生的积极幸福感维度得分高、心理烦恼维度得分低。有关研究表明, 城市生源的大学生比农村生源的大学生在人际关系、抑郁、焦虑等指标上好, 并且在遇到问题时候更加倾向于采取积极的应对方式[18], 可能是城市和农村学生的不同心理健康水平和应对方式导致了积极幸福感和心理烦恼的差异。有关研究表明, 农村生源大学生的心理坚韧性要高于城市生源的大学生[19], 表明在同样生理和心理负荷的压力下, 农村生源的学生具有更好的坚韧性、更加坚定的意志和吃苦耐劳的精神, 这可能是农村生源大学生疲劳感低的原因。

相关分析发现, 身体自我价值感和积极幸福感呈正相关, 与心理烦恼和疲劳呈负相关, 说明身体自我价值感越高则积极幸福感越高, 而心理烦恼和疲劳感越低。一般自我效能感和积极幸福感和疲劳呈正相关, 与心理烦恼呈负相关, 说明一般自我效能感越高积极幸福感越高、疲劳感觉也越高, 而心理烦恼越低。

从积极幸福感的回归方程来看, 一般自我效能感的回归系数无统计学意义, 身体自我价值感的回归方程对积极幸福感具有24.7%的解释力, 表明还需要探索其他变量对积极幸福感的预测作用。身体自我价值感是对一般身体自我的满意感和自豪感[20], 是对自身状态和能力的主观判断。因此, 当具备高的身体自我价值感的时候, 则形成了指导行为的一种内在驱动力, 在驱动力的引导下, 会积极、自信地参与学习, 并努力达到既定的目标, 在该种情况下学生的体验是流畅的、喜悦的, 其积极幸福感较高。

从心理烦恼的回归方程来看, 一般自我效能感、身体自我价值感的回归系数和回归方程均有统计学意义, 表明一般自我效能感和身体自我价值感对心理烦恼具有显著的预测作用。该回归方程的解释率为26. 7% , 表明仍需探索其他变量对心理烦恼的预测作用。一般自我效能感是当个体在完成某一具体任务时, 对自己组织及完成这一任务能力的判断, 是个体对自己能力可能产生效能的认知, 是一种特定情境中的自信心, 更强调主体的元认知[21]。因此, 一般自我效能感高则表示对自己参加某项运动的能力和效能具有高的判断。同样, 身体自我价值感也是对自身能力的肯定性评价。而心理烦恼是一种负性评价, 是挫折后产生的负性心理状态, 所以身体自我价值感和一般自我效能感对心理烦恼具有负性的预测作用。

从疲劳的回归方程来看, 一般自我效能感、身体自我价值感的回归系数和回归方程均有统计学意义, 表明一自般自我效能感和身体自我价值感对心理烦恼具有显著的预测作用。但是该回归方程的解释率为18. 0%, 表明后续研究仍要探索其他的预测指标。主观锻炼体验中疲劳维度是锻炼参与者的对疲劳的主观感觉, 是对疲劳主观定性的反映。通过回归方程可知身体自我价值感与疲劳呈负相关, 即身体自我价值感越高学生的主观疲劳感觉越低。由于身体自我价值感是学生对自我能力的正性评价, 因此, 一般情况下身体自我价值感高的人参加某项运动相应的能力较高, 在进行需要付出同等生理负荷的运动时的主观疲劳感较低, 所以身体自我价值感对疲劳具有负性预测作用。而一般自我效能感对疲劳具有正向的预测作用, 可能是一般自我效能感高的学生群体对自己的能力和效能具有较高的评价, 他们在学习和锻炼的参与上担当了更加重要的角色、投入了更加多的努力、付出了更多的心理和生理负荷, 从而导致了主观疲劳感的增加。

摘要：目的 探讨大学生身体自我价值感、一般自我效能感及主观锻炼体验的关系。方法 抽取山东省4所高校的864名大学生进行问卷调查。结果 女生的心理烦恼和疲劳高于男生;参加封闭式运动项目的学生的心理烦恼和疲劳高于参加开放式运动项目的学生;城市生源的学生的积极幸福感和疲劳高于农村生源的学生, 心理烦恼低于农村生源的学生 (P值均<0.05) 。大学生身体自我价值感和积极幸福感呈显著的正相关, 与心理烦恼和疲劳呈显著的负相关 (r值分别为0.50, -0.46, -0.06, P值均<0.01) ;一般自我效能感与积极幸福感和疲劳呈显著正相关, 与心理烦恼呈显著负相关 (r值分别为0.09, 0.14, -0.29, P值均<0.01) 。回归分析结果发现, 身体自我价值感可作为对学生主观锻炼体验中积极幸福感的预测指标, 方程的解释率为24.7%;身体自我价值感和一般自我效能感可以作为大学生主观锻炼体验中疲劳的预测指标, 方程的解释率为26.7%。结论 大学生身体自我价值感、一般自我效能感对主观锻炼体验均有影响。应采取针对性的措施促使大学生积极参加体育锻炼。

价值效能 篇5

1 对象与方法

1.1 对象

采用整群抽样的方法对某医科大学2008级本科毕业生6个专业(临床、护理、中医、检验、麻醉、影像)共450名大学生进行问卷调查。共发放450份问卷,收回有效问卷415份,有效率为92.2%。

1.2 研究工具和方法

一般自我效能感量表(GSES)[1]:用于测量总体性的自我效能感。整个量表有10个问题,均为李克特4点量表。中文版的GSES最近在我国的大学生中使用,发现有良好的信度和效度。中间标准分为25分,低于25分表明自我效能感处于较低水平,高于29分说明自我效能感水平较高。

职业价值观问卷[2]:使用凌文辁等编制的职业价值观问卷。该问卷是根据文献结合我国国情编制,具有较高的信度和效度。问卷共22题,其中包括:声望地位因素项目(9题)、保健因素项目(6题)和自我发展因素项目(7题)。对每一题目的评定按Likert自评式五点量表进行:要求被试根据自己的实际,按照“很重要”、“重要”、“有些重要”、“一般”、“不太重要”5个等级进行评定,分别给予5分~1分,对被试者的回答进行统计分析。

简易应对方式量表[3]:采用由解亚宁等编制的简易应对方式量表。该量表由20个项目组成,包括积极应对和消极应对两个维度。该问卷为自评量表,采用4点评分:0 分———不采取,1 分———偶尔采取,2分———有时采取,3分———经常采取。

1.3 调查方法及数据分析

由研究人员将调查对象集中,发放问卷,采用统一的指导语,为避免被试者由于顾虑影响答卷的客观性和真实性,问卷采取无记名方式。调查完成,回收问卷,剔除无效问卷。采用SPSS11.5统计软件对数据进行分析,统计方法主要有统计描述、t检验和方差分析等。

2 结果

2.1 医学专业毕业生一般自我效能感分析

一般自我效能感现状。从总体上看,一般自我效能感的平均分为25.84(N=415,SD=5.77),分布在25分以下人数为161人,占总体人数的38.8%,高于29分的学生占总体人数的21.2%。

一般自我效能感在性别、民族、城乡和家庭状况方面的差异。由表1可知医学专业毕业生一般自我效能感在民族差异上具有统计学意义,调查分析显示回族一般自我效能感总体水平高于汉族。在性别差异上同样具有统计学意义,男生的一般自我效能感总体水平高于女生。

2.2 医学专业毕业生职业价值观状况

职业价值观结果分析。由表2可知,医学专业毕业生职业价值观总体状况为:声望地位3.38±0.69,保健3.60±0.74,自我发展3.61±0.74。在保健维度方面独生子女和非独生子女存在差异并且具有统计学意义(t=2.72,P=0.007),即非独生子女在求职中更加注重保健因素。在自我发展维度方面回族和汉族毕业生存在差异,并且具有统计学意义(t=2.77,P=0.006),即回族毕业生在求职中更注重自我发展因素。

2.3 医学专业毕业生应对方式分析

应对方式总体分布及社会实践对应对方式的影响。医学专业毕业生应对方式总体分布为:积极型应对方式2.89±0.50,消极型应对方式2.60±0.61。由表3可知,有丰富社会实践的毕业生主要采取积极型应对方式,缺乏社会实践的毕业生主要采取消极型应对方式。

2.4 医学专业毕业生自我效能感与应对方式的相关性研究

将一般自我效能感得分低于24分者分为低自我效能组,30分~40分者分为高自我效能感组。不同水平自我效能感与应对方式的比较(见表4)。自我效能感较高的毕业生主要采取积极型应对方式,自我效能感较低的毕业生主要采取消极型应对方式。对一般自我效能感与应对方式线性相关分析结果(见表5),一般自我效能感与应对方式两变量之间存在线性相关,进一步作回归分析结果为两变量有直线回归关系,具有统计学意义。

3 讨论

3.1 医学专业毕业生一般自我效能感

医学专业毕业生自我效能感总体平均分为25.84±5.77,与中国常模水平接近。医学专业毕业生的一般自我效能感在性别、民族和是否为独生子女上存在差异且具有统计学意义。在民族上产生这种差异与宁夏回族自治区信奉伊斯兰教有关,回族学生从小受民族信仰的熏陶,伊斯兰教的平等观及“两世吉庆”的思想,使其心态相对汉族大学生比较稳定,且回族学生自律性强,其行为被否认的可能也相应的减少[4]。男性毕业生一般自我效能感明显高于女性,其主要原因可能是社会对性别角色的期待有很大差异,我国的传统文化对男性的角色定位是独立自强,求助于他人是示弱的表现,这种传统观念影响着他们对自身的要求。

3.2 医学专业毕业生职业价值观特点

医学专业毕业生职业价值观特点为:首先关注自我发展,其次为保健因素,最后为声望地位。在一项针对医患关系的调查中,多数医学生认同医生收红包是“损坏医生和医院声誉、形象”[5]。从中可以看出当代大学生的职业价值观已经发生了转变。他们的职业价值观更加理性务实,面对竞争激烈和逐渐完善的就业市场,他们努力在现有条件下谋求个人发展以实现自我价值。他们也求实惠重收入,不再追求虚名,而更加注重实际[6]。毕业生职业价值观在声望地位、保健、自我发展三个不同维度上由于不同人口变量而存在差异。主要为:①在保健维度方面非独生子女在求职中在保健因素上比独生子女更加注重。这可能和毕业生从小生活的环境有关。独生子女在家庭中获得更多的关注,而非独生子女因为家庭中还有兄弟姐妹,甚至有的家庭还有重男轻女的现象,所以更加注重保健因素,更希望工作稳定,有满意的收入和福利,有良好的环境和住房等。②在自我发展维度方面回族毕业生在求职中更注重自我发展因素,明显高于汉族毕业生。这可能与回族毕业生从小受民族信仰的熏陶,伊斯兰教的平等观及“两世吉庆”的思想有关。他们的自我独立意识较强,在择业的时候更加注重自我发展。

3.3 医学专业毕业生应对方式分析

医学专业毕业生的应对方式整体偏向于积极型应对方式。有丰富社会实践经历的毕业生主要采取积极型应对方式,而缺乏社会实践经历的毕业生主要采取消极型应对方式。其主要原因可能为,有丰富社会实践经历的医学生有着丰富的面对社会复杂问题的应对经验,人际关系处理适当,对医患关系问题易于把握,当面对困难或者挫折时能够采取积极正确的方法去应对。

3.4 自我效能与应对方式的相关分析

医学专业毕业生的自我效能感与应对方式存在显著线性关系。自我效能感较高的毕业生主要采取积极型应对方式,自我效能感较低的毕业生主要采取消极型应对方式。随着自我效能感的增高,应对方式由消极型逐渐转变为积极型。一般自我效能感高的个体在面对困难情境时,信心比较充足,应对方式更加积极,会努力寻找解决方法,并能够掌握情境的变化发展信息。他们在面对工作压力、医患关系等问题时表现出较强的自信心,并付出极大地努力,也具有较好的耐受力。一般自我效能感低的个体面对压力情境时,自信心不足,常怀疑自己的能力,易产生紧张焦虑等消极情绪,容易放弃努力选择退避,甚至于寄托与幻想,也可能陷入深深的自责之中[7]。

综上所述,医学专业毕业生一般自我效能感总体水平接近我国常模,在性别、民族和是否为独生子女上存在显著差异。职业价值观从声望地位、保健及自我发展三个不同维度进行分析,发现毕业生更加注重自我发展,其次为保健,最后为声望地位。一般自我效能感与职业价值观呈显著正相关,自我效能感越高,在职业价值观的实现过程中更加注重声望地位、保健、自我发展因素。医学专业毕业生一般自我效能感影响着个体的应对方式,随着自我效能感的增高,应对方式由消极型逐渐转向积极型。所以提高毕业生的自我效能感有助于形成正确的职业价值观和积极的应对方式,有利于医学生应对未来工作压力及医患关系等问题。

摘要：目的 探讨医学专业毕业生自我效能感与职业价值观、应对方式的关系。方法 采用一般自我效能感量表(GSES)、大学生职业价值观调查问卷、简易应对方式量表对450名医学专业毕业生进行调查。结果1自我效能感总体平均分为25.84±5.77,与中国常模水平接近。受性别、民族和家庭环境等因素的影响。2职业价值观特点为:首先关注自我发展,其次为保健因素,最后为声望地位。3自我效能感较高的毕业生主要采取积极型应对方式,自我效能感较低的毕业生主要采取消极型应对方式。结论 医学专业毕业生的一般自我效能感影响其职业价值观和应对方式。所以增强毕业生的自信心,可以培养积极的应对方式和树立良好的职业价值观。

关键词：医学专业,毕业生,自我效能感,职业价值观,应对方式

参考文献

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[2]王荣山.大学生职业价值观、生涯决策自我效能与职业成熟度的关系研究[D].西安:陕西师范大学硕士论文,2007.

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[6]荆雷,张亚宁,卢莉.医科大学生职业成熟度和职业价值观研究[J].基础医学教育,2011,13(8):777-778.