初一新生職業探索、心理韌性與希望感的關系

干登·傲登格日麗 朝魯門 王素萍

〔摘要〕采用職業探索問卷、心理韌性量表和希望感問卷，對617名初一新生進行問卷調查，探討職業探索、心理韌性和希望感的關系。結果表明：內初班學生在職業探索、行為探索、情感探索、目標專注、希望感、動力思維上均高于走讀班學生;走讀班學生在情緒控制、積極認知上均高于內初班學生;女生在職業探索、行為探索、認知探索、目標專注上均高于男生;男生在積極認知上高于女生。職業探索與希望感呈正相關，職業探索與心理韌性呈正相關，心理韌性與希望感呈正相關;心理韌性在職業探索和希望感間起中介作用。因此，初一新生的職業探索能力高，其心理韌性越強，希望感越高;心理韌性在職業探索和希望感之間具有中介效應。

〔關鍵詞〕初一新生;職業探索;心理韌性;希望感

〔中圖分類號〕G44 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1671-2684（2019）22-0012-06

一、引言

《中小學心理健康教育指導綱要（2012年修訂）》對于心理健康教育總目標提出了明確的要求，即提高學生群體的心理素質，培養他們積極樂觀、健康向上的心理品質，充分開發他們的心理潛能，促進學生身心和諧可持續發展，為他們健康成長和幸福生活奠定基礎?！盀槊總€學生提供更多的選擇機會，促進學生學科興趣與個性特長的發展”是新高考制度改革的核心要義;未來職業綜合性發展及國家經濟發展對人才的需求將生涯規劃教育提上日程。有研究表明，生涯規劃教育宜盡早開始，甚至可以提前到中學階段，而初中階段職業生涯教育的重點是職業探索，即尋找自己感興趣的職業，只有基于自身感興趣的職業才會使中學生真正發揮自身的潛能。

職業探索是指個體對自己的性格、能力、氣質、興趣、價值觀及各種不同的職業或工作內涵、工作類型進行探索，在這個過程中有目的、有意識地了解自己周圍的環境，認識可供自己利用的資源，形成一定的技能，獲得相應的認知和情感反饋，以便對未來的職業發展目標確定更明確的導向，而其最終目的是為了實現自我的發展與整合。以往對職業探索影響因素的研究主要集中在家庭和個體因素上[1]，而我國關于職業探索的研究多集中在大學生，較少涉及中學生。心理韌性是個人面對生活逆境、創傷、悲劇、威脅或其他生活重大壓力時的良好適應，它意味著面對生活壓力和挫折的“反彈能力”，是近些年來積極心理學研究的熱點課題[2]。希望是一種基于內在成功感的積極的動機狀態，是為了實現目標而形成的個體的認知評估機制，在這個實現過程中基于內外環境尋求可能方法，以及采取的系列行動[3]。Snyder，Lehman和Kluck等[4]指出，當個體抱有健康的希望感時，會更清晰地設定目標，更具有信心與動機，也會創造替代性的選擇路徑。國內研究表明，希望感是促進流動兒童生涯發展的保護性因素[5]，希望感與心理韌性存在正相關[6]，即通過加強對心理韌性的輔導促進希望感。本研究以新疆初一內初班和走讀班[7]為主體，考察其職業探索、心理韌性和希望感的狀況并探討三者的關系，對注重中學生職業探索、優化非智力因素及深入開展素質教育提出有效建議。

二、研究方法

（一）被試

采取整群取樣法，在新疆維吾爾自治區奎屯市第八中學和第十中學初一年級以班級為單位發放問卷700份，回收有效問卷617份，回收率為88.14%。其中包括奎屯市第八中學即重點中學464人（75.2%），奎屯市第十中學即普通中學153人（24.8%）;男生351人（56.9%），女生266人（43.1%）;內初班395人（64%），走讀班222人（36%）。詳見表1。

（二）工具

1.中學生職業探索量表（CES中學版）

中學生職業探索量表（CES中學版）是鄭久華等[8]根據Stumpf. S. A編制的職業探索問卷（CES）修訂的，修訂后的量表包括行為探索（信息數量、目標聚焦、有目的系統探索、環境探索、自我探索）、情感探索（對擁有信息的滿意度、探索的壓力、決策的壓力）和認知探索（就業前景、職業探索結果的確定性、獲取信息的方法、外部探索的手段、對理想職位重要性的認識）3個維度，共63個題項。采用李克特5點計分，得分越高表示中學生職業探索的水平越高。該問卷的信效度良好，本研究中該問卷的內部一致性系數為0.944，效度為0.925。

2.青少年心理韌性量表（RSCA）

采用胡月琴等[2]編制的問卷，包括目標專注、情緒控制、積極認知、人際助力、家庭支持5個因子，其中前3個為個人力方面，后2個為支持力方面，共27個題項（11個反向題）。采用李克特5點計分（從“1=完全不符合”到“5=完全符合”），得分越高表示心理韌性水平越高。以往研究顯示該量表具有良好的信效度，而在本研究中其內部一致性系數為0.324，效度為0.855。其中目標專注、情緒控制、積極認知、人際助力、家庭支持5個分維度的內部一致性系數分別為0.712，0.390，0.606，-0.014，-0.512。

3.兒童希望感量表（CHS中文版）

采用趙必華等[9]翻譯的量表，兒童希望感量表包括路徑思維和動力思維2個維度，共6個題項。用李克特6點計分（從“1=從不”到“6=總是”），得分越高表示希望水平越高。信度為0.797，效度為0.824。

（三）數據處理

用SPSS20.0軟件[10]進行描述統計、獨立樣本t檢驗、單因素方差分析、相關分析和中介效應分析，以p<0.05為差異有統計學意義。

三、數據分析

（一）初一新生職業探索、心理韌性和希望感的差異性分析

運用獨立樣本t檢驗法，以學校類別、班級類別、性別、家庭來源地、是否獨生子女為變量進行差異性分析，結果表明：重點中學（±s=2.91±0.39）在情緒控制上高于普通中學（±s=2.83±0.40），差異[t（dF=615）=2.15，p<0.05]有統計學意義，重點中學的學生與普通中學的學生在其他方面沒有差異。農村學生（±s=3.81±0.64）在目標專注上高于城市學生（±s=3.71±0.67），差異[t（dF=615）=-1.99，p<0.05]有統計學意義;城市學生（±s=2.96±0.38）在情緒控制上高于農村學生（±s=2.82±0.39），差異[t（dF=615）=-4.37，p<0.001]有統計學意義;城市和農村學生在其余方面沒有差異。獨生子女（±s=2.94±0.42，±s=3.92±0.62）在情緒控制、家庭支持上高于非獨生子女（±s=2.87±0.38，±s=3.92±0.62），差異[t1（dF=615）=-2.07，p<0.05;t2（dF=615）=2.01，p<0.05]有統計學意義;非獨生子女（±s=2.85±0.57）在人際助力上高于獨生子女（±s=2.75±0.61），差異[t（dF=615）=-2.02，p<0.05]有統計學意義;獨生子女和非獨生子女在其余方面沒有差異。

內初班學生在職業探索、行為探索、情感探索、目標專注、希望感、動力思維上均高于走讀班，差異有統計學意義（p<0.05）;走讀班學生在情緒控制、積極認知上均高于內初班學生，差異有統計學意義（p<0.05）;而內初班和走讀班在認知探索、心理韌性、人際助力、家庭支持、路徑思維上沒有差異。女生在職業探索、行為探索、認知探索、目標專注上均高于男生，差異具有統計學意義（p<0.05）;男生在積極認知上高于女生，差異具有統計學意義（p<0.05）;男女生在其余維度上沒有差異。詳見表2。

運用單因素方差分析法以年齡、父親和母親文化程度為變量進行差異性分析，結果表明：年齡在積極認知維度[F（dF1=3，dF2=613）=3.23，p<0.05]上的差異具有統計學意義，其余維度沒有差異。經 LSD法的多重比較發現，11歲（±s=3.20±0.50）>12歲（±s=2.91±0.50）>13歲（±s=2.90±0.49）>14歲（±s=2.67±0.51），表明隨著年齡的增長，個體的積極認知水平呈現遞減趨勢，差異顯著（p<0.05）。

父親的文化程度在職業探索和情感探索[F1（dF1=5，dF2=611）=2.87，p<0.05;F2（dF1=5，dF2=611）=2.88，p<0.05]上的差異具有統計學意義，在其余維度上沒有差異。經 LSD法的多重比較發現，在職業探索上，小學（±s=3.17±0.45）<初中（±s=3.28±0.42）<中專（±s=3.33±0.32）<高中（±s=3.36±0.52）<大專（±s=3.38±0.55）<本科（±s=3.40±0.50），在情感探索維度上，小學（±s=3.27±0.49）<初中（±s=3.39±0.46）<中專（±s=3.42±0.44）<高中（±s=3.48±0.54）<本科（±s=3.49±0.49）<大專（±s=3.49±0.53），小學與初中、高中、大專和本科有差異（p<0.05），與中專沒有差異（p>0.05）;表明父親文化程度越高，中學生職業探索和情感探索水平越高。母親的文化程度在職業探索、認知探索和人際助力[F1（dF1=5，dF2=611）=2.54，p<0.05;F2（dF1=5，dF2=611）=2.65，p<0.05;F3（dF1=5，dF2=611）=2.31，p<0.05]上的差異具有統計學意義，在其余維度上沒有差異。經 LSD法的多重比較發現，在職業探索上小學（±s=3.27±0.49）<初中（±s=3.26±0.42）<大專（±s=3.28±0.46）<中專（±s=3.35±0.48）<高中（±s=3.38±0.49）<本科（±s=3.44±0.53），小學和初中分別與高中、本科有差異（p<0.05），在認知探索上，小學（±s=3.34±0.50）<初中（±s=3.37±0.48）<大專（±s=3.40±50）<高中（±s=3.47±0.56）<中專（±s=3.50±0.57）<本科（±s=3.60±0.62），小學、初中、大專分別與本科有差異（p<0.05），在人際助力上的差異大專（±s=2.70±0.51）<中專（±s=2.73±0.68）<本科（±s=2.77±0.67）<小學（±s=2.80±0.58）<初中（±s=2.83±0.58）<高中（±s=2.97±0.52），小學、初中、中專分別與高中有差異（p<0.05），高中分別與大專、本科有差異（p<0.05）;表明母親文化程度越高，中學生職業探索和情感探索水平越高，而文化程度最高的母親不一定對孩子人際助力的影響最大，反之文化程度最低的母親也不定對孩子人際助力的影響最小。顯而易見，父母文化程度的高與低影響青少年的教育抱負，父母的文化程度高對青少年的發展有更高的期望和規劃，這種期望和規劃會影響父母的教養方式，進而促進青少年學業和職業的發展[11]。

（二）職業探索、心理韌性和希望感的相關分析

職業探索與希望感、心理韌性都呈正相關;希望感與心理韌性呈正相關。其中，情緒控制與心理韌性、積極認知和人際助力呈正相關，與職業探索及各維度、目標專注和家庭支持、希望感及各維度無關;積極認知與心理韌性和人際助力呈正相關，與職業探索及各維度、目標專注、家庭支持、希望感及各維度呈負相關;人際助力與認知探索、目標專注、家庭支持、希望感及各維度呈負相關，與職業探索、行為探索和情感探索無關。詳見表3。

（三）心理韌性在職業探索與希望感間的中介效應分析

首先，檢驗心理韌性、職業探索和希望感之間是否存在線性關系。結果表明：職業探索*心理韌性呈線性關系[F（dF1=1，dF2=16）=29.44，p<0.001]，職業探索*希望感呈線性關系[F（dF1=1，dF2=16）=189.50，p<0.001]，心理韌性*希望感[F（dF1=1，dF2=285）=35.38，p<0.001]，線性假設成立。

其次，采用一元線性回歸和依次檢驗回歸系數法[12]檢驗心理韌性在職業探索與希望感間的中介效應。在第一步和第二步的回歸方程中，回歸系數均達到顯著水平（p<0.001），結果表明心理韌性在職業探索與希望感間起部分中介作用，且效應顯著。詳見表5和圖1。

四、討論

本研究顯示，職業探索、心理韌性和希望感兩兩之間均存在正相關。職業探索和心理韌性呈正相關，心理韌性與希望感呈正相關，這與已有的研究結果是一致的。也就是說，中學生進行職業探索時若有較強的心理韌性，能激發和提升其對未來生活的希望感。因此，初一新生的職業探索、心理韌性與希望感密切相關，這證實了本研究假設。

在此基礎上，本研究通過檢驗心理韌性的中介效應，探索了職業探索對希望感的影響機制。結果發現，職業探索和心理韌性都會對希望感產生影響，而且職業探索通過心理韌性對希望感產生間接影響，心理韌性在職業探索和希望感之間起著中介作用，即注重職業探索、增強心理韌性，可以提升希望感。學生能夠堅持未來夢想，充滿希望地學習，必將成為社會有用的人才，在各自的職業中發光發熱，貢獻自身的力量。

五、結論與啟示

初一新生的職業探索能力高，其心理韌性越強，希望感就越高;心理韌性在職業探索和希望感之間具有中介作用。這一研究結果的啟示是：教育工作者除了讓初一新生具備積極的職業探索能力外，還可以通過干預初一新生的心理韌性來提高希望感，心理韌性的增強能有效提升學生的希望感。另外，本研究還發現，內初班學生在職業探索、行為探索、情感探索、目標專注、希望感、動力思維上均高于走讀班學生，走讀班學生在情緒控制、積極認知上均高于內初班學生;女生在職業探索、行為探索、認知探索、目標專注上均高于男生，男生只是在積極認知上高于女生。在實際工作中要重點關注走讀班和男生的職業探索，通過加強其心理韌性來提升其希望感，從而更有效地促進初中階段的教育教學工作。

依據初一年級學生的心理特點和生涯發展要求，實施適時的生涯教育和輔導，是實施生涯教育的關鍵。將生涯團體輔導和中學心理健康教育課程相融合教學，通過多樣的教學方法提升初一新生的心理韌性和希望感來加強他們對職業探索的認知。例如：完善健全交叉綜合式支持系統即家校合作模式、提升學生心理韌性的水平;注重學生的心理健康教育，讓學生發揮主觀能動性;合理管理情緒，注重教學過程中的挑戰式學習;培養學生設立目標的能力和生涯規劃的意識，進行心理韌性的干預訓練等[13]。

參考文獻

[1]王瑜. 高中生職業生涯探索及其相關研究[D]. 開封：河南大學，2011.

[2]胡月琴，甘怡群. 青少年心理韌性量表的編制和效度驗證[J]. 心理學報，2008（8）：902-912.

[3]Snyder C R. Handbook of Hope：theory，measures，and applications[M]. Salt Lake City，Academic press，2000.

[4]陳宛玉. 以希望感的觀點談流動兒童的生涯輔導策略[J]. 中小學心理健康教育，2017（17）：4-6.

[5]郝振，崔麗娟. 流動兒童生活滿意度狀況及其影響因素研究[J]. 中國德育，2014（11）：11-14.

[6]戚亞惠，韋雪艷. 不同學業成績中職生學業自我效能感、希望特質和心理韌性的關系分析[J]. 職業技術教育，2016（14）：69-73.

[7]張珂. 論疆內初中班的創辦對新疆民族基礎教育的影響[J]. 兵團教育學院學報，2007（1）：71-72.

[8]鄭久華，張淑華，葉露露，等. 中學生職業探索問卷的修訂[J]. 現代生物醫學進展，2010（9）：1729-1732.

[9]趙必華，孫彥. 兒童希望量表中文版的信效度檢驗[J]. 中國心理衛生雜志，2011（6）：454-459.

[10]王寶進. 英文視窗版SPSS與行為科學研究[M]. 北京：北京大學出版社，2007.

[11]Hill，N E，Castllino，D R，Land Ford，J E，et al. Parent academic involvement as related to school behavior，achievement，and aspirations：demographic variations across：adolescence[J]. Child Development，2004（75）：1491-1509.

[12]溫忠麟，張雷，侯杰泰，等. 中介效應檢驗程序及其應用[J]. 心理學報，2004（5）：614-620.

[13]侯穎超，李梅. 論中學生心理韌性的培養[J]. 學理論. 2014（26）：203-204.

（作者單位：1.新疆維吾爾自治區奎屯市第八中學，奎屯，833200;2.新疆維吾爾自治區奎屯市第一小學，奎屯，833200;3.新疆維吾爾自治區奎屯市第十中學，奎屯，833200）

編輯/劉 芳