本研究在查閱大量的文獻的基礎上,建構出關于高中生惡意妒忌和善意妒忌的結構維度,經(jīng)過開放式問卷的調查,形成初測量表,通過探索性因素分析和驗證性因素分析,最終自編了一套信效度通過檢驗的高中生惡意妒忌和善意妒忌的量表。采用自編妒忌量表和我國心理學家王極盛編制的《中國中學生心理健康量表》對河北省某高中的600名學生進行了調查,探討高中生惡意妒忌和善意妒忌的特點以及與心理健康水平之間的相關。本研究共分為兩個部分:研究一圍繞高中生惡意妒忌和善意妒忌量表的編制展開;研究二圍繞高中生惡意妒忌和善意妒忌的特點展開以及高中生惡意妒忌和善意妒忌與心理健康的相關展開。研究一結果建構出惡意妒忌和善意妒忌的內容結構。最終編制出信效度通過檢驗的量表。其中《高中生惡意妒忌量表》包括5個維度,分別是:學業(yè)妒忌、人際妒忌、外貌妒忌、經(jīng)濟妒忌和升學妒忌,總共22個題項。《高中生善意妒忌量表》包括3個維度,分別是:自我動力、自我心態(tài)和自我成就,總共14個題項。研究二結果結果表明:（1）高中生的惡意妒忌在年級上存在顯著差異;高中生惡意妒忌的經(jīng)濟妒忌維度在性別、生源地上存在顯著差異;高中生惡意妒忌的學業(yè)妒忌維度在是否獨生子女上存... 

【文章來源】：河北師范大學河北省

【文章頁數(shù)】：64 頁

【學位級別】：碩士

【部分圖文】：

高中生善意妒忌量表探索性因素分析碎石圖

23個題目提取的3個因子對于原始數(shù)據(jù)的解釋度較為理想。其中因子1的特征值為9.323，解釋方差百分比為33.396%，因子2的特征值為1.361，解釋方差百分比為8.077%，因子3的特征值為1.014，解釋方差百分比為5.943%。根據(jù)碎石圖可知，折線在成分3以后趨向平緩，并在之前急劇下降，說明17個題目提取3個因子較為合適。根據(jù)因子荷載值得標準進行了題目的刪減。刪除15、17、18題。表15旋轉成分矩陣題目成分123b220.781b210.778b200.737b250.734b230.713b240.7b190.7b160.615b70.816b50.746b140.712b10.844b30.715b60.654圖2高中生善意妒忌量表探索性因素分析碎石圖

25經(jīng)濟40.909升學30.85由表16可知，各個維度的信度α值都大于0.8，這說明各個維度的信度值是能夠達到此次研究的標準的，也就是說明各個維度的數(shù)據(jù)可靠性良好。其中學業(yè)妒忌維度的α值為0.942，大于0.9。其中人際妒忌維度的α值為0.887，大于0.8。其中外貌妒忌維度的α值為0.881，大于0.8。其中經(jīng)濟妒忌維度的α值為0.909，大于0.9。其中升學妒忌維度的α值為0.85，大于0.8。3.3.3.2高中生惡意妒忌量表結構效度檢驗通過以上的探索性因素分析，可以得到關于高中生惡意妒忌的維度結構模型，還需要通過驗證性因素分析進行進一步驗證分析，來檢驗探索出的理論模型的正確性。表17惡意妒忌量表整體擬合系數(shù)表X2/dfRMSEAIFITLICFI2.8630.0790.9320.9210.932由表17可知，X2/df的值為2.863，小于3，適配理想；RMSEA為0.079是小于0.08的，適配理想；而且IFI值為0.932，TLI值為0.921，CFI值為0.932，都是大于0.9的，表明結果適配良好。綜合來看，學業(yè)妒忌，人際妒忌，外貌妒忌，經(jīng)濟妒忌，升學妒忌整體的模型適配良好,高中生惡意妒忌量表結構效度良好。圖3高中生惡意妒忌驗證性因素分析路徑圖

【參考文獻】：
期刊論文
[1]善意妒忌和惡意妒忌:解析源自向上社會比較情緒的不同動機[J]. 劉得格,黃曉治,李煥榮,楊華,楊丹敏.  廣州大學學報(社會科學版). 2018(05)
[2]惡意妒忌和善意妒忌的影響因素與作用機制[J]. 劉得格,李文東,陳文晶.  心理科學進展. 2017(02)
[3]嫉妒的心理學研究進展[J]. 史占彪,張建新,李春秋.  中國臨床心理學雜志. 2005(01)

碩士論文
[1]初中生人際親密感與心理健康和學業(yè)成績的關系及其干預研究[D]. 鄢雋.上海師范大學 2018
[2]妒忌情緒對攻擊性的影響[D]. 李文超.山西師范大學 2017
[3]善意妒忌的內容結構及相關研究[D]. 牛倩倩.河南大學 2014
[4]大學生妒忌的量表編制及其相關研究[D]. 何騰騰.西南大學 2013



本文編號：3541200