作弊問題越來越受到關(guān)注。最新的研究中發(fā)現(xiàn)作弊呈現(xiàn)出了作弊普遍化、作弊方式多樣性、作弊主體多元化等新時期特點(diǎn)。山東省近年來也越來越重視各類考試中的作弊問題,這些都在提示我們需要增加對作弊現(xiàn)象的關(guān)注與思考。作為高考主力軍的高中生,其作弊問題更應(yīng)引起重視。眾所周知高中生處于童年期向青年期發(fā)展的過渡時期,面臨著升學(xué)、人際、家庭、生理和心理等多方面的困惑與壓力,而已有的試驗研究證實在家長、教師或班集體的壓力下中小學(xué)生作弊人數(shù)有明顯增加的趨勢,那么高中生面臨著的眾多壓力性事件也可以在一定程度上預(yù)測高中生的作弊趨勢,因此高中生應(yīng)激源與作弊傾向之間的關(guān)系值得探索。已有的眾多研究證實應(yīng)激源事件均能在一定程度上喚醒個體的焦慮,而一項針對大學(xué)生的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)過度的應(yīng)激激發(fā)出的焦慮等負(fù)面情緒會導(dǎo)致學(xué)生更多的采取消極應(yīng)考的方式,比如在考試中作弊。因此研究中從高中生面對著眾多應(yīng)激源事件的現(xiàn)狀入手,探討應(yīng)激源與高中生作弊傾向之間的關(guān)系,同時關(guān)注了高中生焦慮水平在兩者間的作用機(jī)制。研究中研究中借助《中學(xué)生應(yīng)激源量表》、《狀態(tài)—特質(zhì)焦慮問卷》和《作弊傾向問卷》,從應(yīng)激源（外部因素）和焦慮水平（內(nèi)部因素）兩方面入手來探究... 

【文章來源】：山東師范大學(xué)山東省

【文章頁數(shù)】：56 頁

【學(xué)位級別】：碩士

【部分圖文】：

研究假設(shè)模型圖

山東師范大學(xué)碩士學(xué)位論文28由表8可知，應(yīng)激源各因素之間的相關(guān)較高，與應(yīng)激源問卷總分關(guān)系密切；狀態(tài)焦慮與特質(zhì)焦慮之間相關(guān)顯著，但相關(guān)系數(shù)不高，兩問卷都與焦慮總分之間存在著高相關(guān)；作弊傾向問卷兩因子之間相關(guān)較高，與作弊傾向相關(guān)也高達(dá)0.85和0.92。高中生的應(yīng)激源及其各因子與焦慮（狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮）之間存在顯著正相關(guān)，且與狀態(tài)焦慮的相關(guān)系數(shù)均高于與特質(zhì)焦慮的相關(guān)系數(shù)。應(yīng)激源（除家庭壓力外）與作弊傾向之間均存在顯著正相關(guān)，其中教師壓力與作弊傾向的相關(guān)系數(shù)最高。家庭壓力與作弊態(tài)度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，與作弊意向呈現(xiàn)正相關(guān)，相關(guān)均不顯著。作弊態(tài)度僅與應(yīng)激源中的教師壓力、教養(yǎng)方式壓力和社會文化壓力相關(guān)顯著，但相關(guān)很低，與其他應(yīng)激源相關(guān)均不顯著，與狀態(tài)焦慮相關(guān)也不顯著，與特質(zhì)焦慮相關(guān)顯著但相關(guān)也較低。焦慮總分（狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮）與作弊傾向（作弊態(tài)度和作弊意向）顯著正相關(guān)。3.2焦慮在應(yīng)激源與作弊傾向間的中介作用分析3.2.1假設(shè)模型的檢驗3.2.1.1應(yīng)激源、焦慮與作弊傾向假設(shè)模型的檢驗基于以上各變量間相關(guān)分析的基礎(chǔ)，將所有連續(xù)變量標(biāo)準(zhǔn)化，以在三個變量上差異都顯著的年級和性別作為控制變量，用Amos24.0構(gòu)建模型如圖2所示，模型的擬合指標(biāo)分別為χ2/df值為2.912，RMSEA值為0.063，GFI值為0.905，CFI值為0.801，TLI值為0.821，該模型擬合良好。圖2對假設(shè)模型的檢驗注：圖中虛線代表該路徑系數(shù)不顯著，實線代表該路徑系數(shù)顯著，下同。

山東師范大學(xué)碩士學(xué)位論文293.2.1.2不同維度應(yīng)激源、焦慮與作弊傾向的假設(shè)模型檢驗為探索應(yīng)激源各維度對作弊傾向的作用機(jī)制，同樣首先將所有連續(xù)變量標(biāo)準(zhǔn)化，以應(yīng)激源中的7個維度作為自變量，狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮分別作為中介變量，作弊傾向的兩個維度作為因變量，以性別和年級作為控制變量構(gòu)建模型，如圖3和圖4所示，模型的擬合指標(biāo)分別為χ2/df值為3.103，RMSEA值為0.031，NFI值為0.901，GFI值為0.903，CFI值為0.912，TLI值為0.917；χ2/df值為3.104，RMSEA值為0.031，NFI0.902，GFI值為0.904，CFI值為0.911，TLI值為0.915；兩模型擬合良好。圖3不同維度高中生應(yīng)激源、狀態(tài)焦慮與作弊傾向的結(jié)構(gòu)模型圖

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
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碩士論文
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[4]特質(zhì)—狀態(tài)焦慮對錯誤記憶的影響[D]. 汪玲.南京師范大學(xué) 2017
[5]狀態(tài)焦慮對小學(xué)生拖延行為的影響研究[D]. 宇露.江西師范大學(xué) 2017
[6]中日兩國大學(xué)生家庭功能、社會支持與特質(zhì)焦慮的關(guān)系研究[D]. 陳宇豪.華東師范大學(xué) 2017
[7]社會心理應(yīng)激下大學(xué)生狀態(tài)焦慮對條件恐懼的影響[D]. 張貝貝.河南大學(xué) 2017
[8]應(yīng)激影響特質(zhì)焦慮人群創(chuàng)造性思維的加工機(jī)制[D]. 王子娟.陜西師范大學(xué) 2017
[9]大學(xué)生作弊的文化分析[D]. 張慶玲.南京師范大學(xué) 2017
[10]L市高中生考試作弊問題及其管理對策研究[D]. 蔡明潮.河北大學(xué) 2015



本文編號：3537914