大学生心理资本与学业成就关系实证研究

张宝芳，单云迎，张 瑶

(曲阜师范大学，山东 日照 276800)

引言

衡量高等院校人才培养质量的一个重要标准就是学生的学业成就。高等院校如何提高人才的培养质量，大学生如何提升自己的学业成就，成为当前大学教育需要解决的重要问题，而解决的关键就是探讨大学生学业成就的构成因素。此外，大学生的心理资本也是反映学业成就的一个重要指标，了解大学生的心理资本状况以及心理资本与学业成就的关系对提高大学生的学业成就具有重要的现实意义。

学业成就是指学生经过学习和训练后所获得的学业方面的知识和技能，是学生在整个大学阶段内学习状况的综合表现，包含学习认知能力、沟通能力、自我管理能力和人际促进四个维度[1]，影响大学生学业成就的因素可能是父母的学历、学校氛围、专业承诺等外部因素，也可能是心理资本、学习投入、自我效能感等内部因素。相关研究发现，父母的学历、学生的学习目标、学业参与和社交参与均会对学生的学业成就产生正向影响作用[2]。大学生的专业承诺与学习投入及其各因子对学业成就有中等程度的正向影响作用[3]。学生的自我效能感与其学业成就存在显著的正相关关系，并且学习动机与学业成就也存在正相关关系[4]。此外，有研究发现，大学生的心理资本会对学业成就产生正向预测作用[5]。

到目前为止，学者们比较认同的心理资本的概念是由Luthans等提出的，心理资本是指人在成长和发展过程中表现出来的一种可测量、可开发和有助于提高学习和工作绩效的积极的心理状态[6]。心理资本主要包含自我效能感、希望、乐观和韧性四个维度[7]。心理资本能够对个体的主观幸福感、学习投入、学业成就等变量产生影响。心理资本对主观幸福感具有正向预测作用，并且心理资本各个维度对主观幸福感的各个维度都有正向预测作用[7]。心理资本与大学生的学习投入之间存在显著的正相关关系[8]。

通过对已有文献的回顾和分析可以发现，国内外学者对大学生心理资本和学业成就已有了一定的研究。但是，对于学业成就量表及其维度的研究不够。并且，目前国内学者对心理资本与大学生学业成就关系的研究比较少。本研究在此基础上，提出的假设为：(1)大学生学业成就量表包括知识与技能、认知与思维、人际促进和创新与实践四个维度；(2)心理资本与学业成就之间存在显著的正相关关系；(3)心理资本各个维度与学业成就的各个维度均存在相关关系。

1 方法

1.1 被试

以国内6所普通高等院校全日制在校大学生为被试对象，采用分层随机抽样的方法选取了大一至大四的本科生为研究对象，共发放调查问卷900份，回收有效问卷830份，有效回收率为92.2%。

1.2 研究工具

本研究采用张阔、张骞、董颖红编制的“积极心理资本问卷”[7]。该调查问卷共有26个项目，包括希望、乐观、韧性和自我效能感四个维度。本研究在实际应用时，从中选取20个题项：希望(5个项目)、乐观(5个项目)、韧性(5个项目)、自我效能感(5个项目)。采用Likert五级选项法计分，分别以1、2、3、4、5表示“完全不符合”“不符合”“无法确定”“符合”“完全符合”。

大学生学业成就的测量采用的是自编的学业成就量表。问卷的编制参考了杨娜[1]的大学生学业成就量表。该量表共25个项目，包括知识与技能(6个项目)、认知与思维(6个项目)、人际促进(7个项目)和创新与实践(6个项目)四个维度，采用Likert五级选项法计分。

1.3 测验步骤

问卷调查以班级为单位进行施测，不限定答题时间。首先由主试向被试讲明调查目的，调查中需要注意的事项，答题完毕当场收回，最后对收到的问卷进行分拣，将答题质量差和回答不完整的问卷剔除。

1.4 数据分析

调查数据采用SPSS20.0和AMOS20.0软件进行统计分析。首先将搜集到的830份有效样本数据录入SPSS软件中，然后运用SPSS软件对数据进行探索性因子分析，最后运用AMOS软件构建结构方程模型，对数据进行验证性因子分析。

2 结果与分析

2.1 大学生学业成就问卷的信度和效度分析

为保证问卷的可信性和有效性，需要对问卷进行信度和效度分析。效度分析结果显示， KMO 值为0.881>0.8，Bartlett球形检验的卡方值为5531.523，p<0.0001，数据显示可以做因子分析。运用SPSS软件，对问卷的25个项目进行主成分分析(Principal Component Analysis, PCA)，抽取特征值大于1 的因子，采用最大平衡值法进行正交旋转，旋转时采用Kaiser正态化方式，取消因子负荷小于0.5的项目，旋转在8次迭代后收敛，得到各项目的因子负荷矩阵见表1。

从表1 可以看出，共聚合出四个因子，四个因子累计解释的总方差为46.24%。根据聚合在哪个因子的题项多，就以哪个因子命名。项目B20、B21、B23、B17在第一个因子上负荷较高，故该因子被命名为“创新与实践”；项目B3、B5、B10、B13在第二个因子上负荷较高，该因子被命名为“认知与思维”；项目B1、B4、B6、B9在第三个因子上负荷较高，该因子被命名为“知识与技能”；项目B7、B15、B16在第四分因子上负荷较高，该因子被命名为“人际促进”。问卷的Cronbacha 信度系数为0.862，Spearman-Brown和 Guttman 分半信度系数均达到0.738，说明该问卷具有良好的信度。

2.2 大学生心理资本和学业成就的整体状况

分别计算大学生心理资本和学业成就在各维度上得分的均值和标准差，分析结果见表2。从表2中的内容可知，大学生学业成就的四个维度：创新与实践、认知与思维、知识与技能和人际促进的整体平均得分均在3以上，表明大学生的整体学业成就情况是正面的；大学生心理资本的四个维度：韧性平均得分在3以下，但自我效能、希望和乐观的平均得分都在3以上，说明大学生的整体心理资本状况是良好的。

表1 大学生学业成就因子负荷矩阵

表2 大学生心理资本与学业成就的均值和方差

采用单因素分析法，对不同年级、性别、专业、生源地、是否是学生干部和是否是独生子女的大学生学业成就进行分析。分析结果显示：学业成就在大学生是否是学生干部方面存在显著差异(F=15.175，p=0.000<0.001), 学生干部的学业成就高于非学生干部；学业成就在性别、年级、专业、生源地、是否是独生子女方面不存在显著差异。

对不同年级、性别、专业、生源地、是否是学生干部和是否是独生子女的大学生心理资本进行分析，分析结果显示：心理资本存在显著的年级差异(F=3.643，p=0.012<0.05)，三年级大学生的心理资本水平显著高于一、二、四年级；心理资本在大学生是否是学生干部上存在显著差异(F=7.219，p=0.012<0.05)，学生干部的心理资本水平高于非学生干部；心理资本在是否是独生子女上存在显著差异(F=3.026，p=0.015<0.05)，非独生子女的心理资本水平高于独生子女；大学生的心理资本在性别、专业、生源地方面不存在显著的差异。

2.3 大学生心理资本和学业成就的相关分析

为了初步验证大学生心理资本与学业成就之间的相关关系，需要探究大学生心理资本各个维度与学业成就各个维度之间的相关性，结果见表3。

由表3可以看出，希望和知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践存在显著的正相关关系，相关系数介于0.292-0.375之间；乐观对知识与技能、认知与思维、人际促进和创新与实践有显著的正向影响；韧性和知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践呈正相关关系，其中与知识与技能、人际促进、创新与实践的相关关系相对较弱；自我效能和知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践之间的相关性相对较高，相关系数介于0.264-0.461之间。

表3 大学生心理资本和学业成就的相关分析

注：*p<0.05，**p<0.01。

2.4 大学生心理资本对学业成就的回归分析

通过大学生心理资本与学业成就的散点图检验两者之间的关系，可以发现心理资本和学业成就的四个维度均成线性关系，说明可以进行线性回归分析。以大学生心理资本的四个维度为自变量，以学业成就的四个维度为因变量构建回归模型，分析结果见表4。

表4 心理资本和学业成就的回归分析

回归分析结果表明，大学生心理资本对学业成就有预测作用，心理资本各维度共同解释了知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践24%、25%、18%、25%的变异。

2.5 大学生心理资本和学业成就的结构方程模型

相关的统计分析已证明大学生心理资本与学业成就之间存在关系，为了更好地验证理论模型的合理性，采用AMOS软件，构建大学生心理资本与学业成就之间的结构方程模型，模型见图1。

从图1中测量模型输出的路径系数可以看出，各项路径系数均达到了显著的水平，表明各测量指标对其潜在变量具有较高的影响力(比如，知识与技能 B1，其标准化的回归系数为0.64，表示潜在因素知识与技能对测量指标B1的直接影响值为0.60，其预测力为0.602=0.36)；心理资本对学业成就具有显著的正向影响作用(γ =0.95，p>0.001)。

图1 大学生心理资本与学业成就关系的结构方程模型

输出结果显示，卡方与自由度之比(x2/df)为2.793小于3，表示模型适配良好；残差均方根(RMR)的值为0.039小于0.05，表明模型可接受；近似均方根误差(RMSEA)为0.047小于0.05，表明该模型达到了理想水平；拟合优度指数(GFI)为0.925>0.9，表明模型适配度较好；增值适配度指标：标准拟合指数(NFI)、相对拟合指数(CFI)、递增拟合指数(IFI)的值分别为0.903、0.900、0.901；简约适配度指标：PGFI、PNFI的值分别为0.744、0.739均大于0.5，表示该模型可接受。

3 讨论

(1)大学生学业成就量表

通过信度和效度分析发现，大学生学业成就量表的KMO 值为0.881>0.8，p<0.0001，表明该量表具有良好的效度；问卷的Cronbacha alpha信度系数为0.862，Spearman-Brown和 Guttman 分半信度系数达到0.738，说明该量表有良好的信度。因子分析结果显示，共聚合出4个因子：知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践。验证性因子分析结果显示，学业成就量表的各项适配度指标均在合理范围内，表明大学生学业成就量表具有良好的结构效度。

(2)大学生心理资本和学业成就的整体状况

本研究通过实证分析发现，大学生学业成就各个维度(知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践)的均值都在3以上，心理资本的希望、乐观、自我效能三个维度的均值也在3以上，而韧性维度的均值在3以下，但是通过回归标准化残差的直方图分析发现，心理资本和学业成就的得分分布近似服从正态分布，表明大学生在心理资本和学业成就方面的整体状况是优良的。

本研究发现，学生干部的学业成就高于非学生干部，可能是由与学生干部在人际促进和创新与实践方面表现比非学生干部更积极。学生干部的心理资本高于非学生干部，三年级大学生的心理资本高于一、二、四年级，非独生子女的心理资本高于独生子女。这些研究结果与已有研究相似。例如，王健慧等人研究证实，非独生子女的心理资本高于独生子女[10]。

(3)大学生心理资本和学业成就的关系

在已有相关文献研究中，对心理资本的研究虽然不少，但是对大学生心理资本与学业成就关系的研究却很少。本研究通过探索性因子分析和验证性因子分析发现，大学生的心理资本与学业成就有着密切的关系。心理资本与知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践之间均存在显著相关性，相关系数介于0.157-0.378之间。回归分析结果显示，大学生心理资本各维度共同解释了学业成就四个维度(知识与技能、认知与思维、人际促进、创新和实践)18%-25%的变异。本研究通过构建结构方程模型的方式发现，大学生心理资本与学业成就之间的积差相关系数为92%，说明大学生心理资本与学业成就之间存在显著的正相关关系。

结论

通过探索性因子分析和验证因子分析证实，自编的学业成就量表具有良好的信度和效度，且结构方程的整体拟合度良好；大学生知识与技能、认知与思维、人际促进和创新与实践四个方面的基本情况是良好的；大学生在希望、乐观和自我效能方面的整体表现是正面的，但是也有部分大学生缺乏韧性；大学生心理资本对学业成就具有显著的正向预测作用；希望、乐观、自我效能与知识与技能、认知与思维、人际促进和创新与实践均存在显著的正相关关系；韧性和知识与技能、认知与思维、人际促进和创新与实践之间的正相关性相对较弱。