大学新生入学适应状况研究组织新成员社会适应理论的校园探索概要.doc

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北京大学新教员科研启动经费资助
收稿日期: 2010-06-17; 修回日期: 2010-11-27; 网络出版日期: 2011-06-27 网络出版地址:
北京大学学报(自然科学版, 第47卷, 第4期, 2011年7月
Acta Scientiarum Naturalium Universitatis Pekinensis, Vol. 47, No. 4 (July 2011
大学新生入学适应状况研究
——组织新成员社会适应理论的校园探索
李宜轩1 陈琨2 姚翔3,† 王奕1
1. 北京大学政府管理学院, 北京 100871; 2. 北京大学光华管理学院, 北京 100871; 3. 北京大学心理学系, 北京 100871; † 通信作者, E-mail: xiangyao@
摘要 考察了组织新成员社会适应理论对于大学新生校园生活适应过程的适用性。142名北京大学2009级 本科新生在入学3个月时报告了他们的适应指标和心理健康水平; 在入学6个月时, 他们再次被邀请报告他们的心理健康水平、第一学期的成绩与社会活动表现。结果表明: 新生的入学适应水平能够有效预测入学3个月和6个月时的一般生活满意度、入学3个月时的抑郁和第一学期的学术表现与社会活动表现; 具体而言, 自我效能更能有效预测新生的一般生活满意度, 社会接受更能有效预测新生3个月时的抑郁和社会活动表现, 角色清晰更能有效预测新生的学术表现。研究结果证明组织新成员社会适应理论可以被用于研究大学新生校园生活的适应状况。
关键词 大学新生; 自我效能; 社会接受; 角色清晰; 心理健康; 行为表现 中图分类号 B84
Study of Freshman Adjustment after Enrollment:
Empirical Research in Campus Using Newcomer Adjustment Model
LI Yixuan1, CHEN Kun2, YAO Xiang3, †
, WANG Yi1
1. School of Government, Peking University, Beijing 100871; 2. Guanghua School of Management, Peking University, Beijing 100871;
3. Department of Psychology, Peking University, Beijing 100871; † Corresponding author, E-mail: xiangyao@ Abstract The present study investigated the relationship between the indicators of newcomer adjustment and the adjustment outcomes among college students. One hundred and forty-two Peking University freshmen enrolled in 2009 completed the adjustment indicators questionnaires and reported their general life satisfaction and depression 3 months after their enrollment. Six months after their enrollment, students were asked to report their recent psychological statement, and social activities and academic performance for the first semester. The results indicated that three key indicators of newcomer adjustment, that is, self-efficacy, social acceptance and role clarity could predict students’ general life satisfaction 3 and 6 months after their enrollment, depression 3 months after their enrollment and social activities, academic performance for the first semester. Specifically, self-efficacy contributed uniquely and significantly to general life satisfaction; social acceptance contributed uniquely and significantly to depression of 3 months and social activity performance; role clarity contributed uniquely and significantly to academic performance. These findings underlined the importance of the newcomer adjustment theory for freshman adjustment process of their campus life.
Key words freshmen; self-efficacy; social acceptance; role clarity; mental health; behavior
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帮助大学新生更快融入大学生活已成为社会和学术领域密切关注的重要研究课题。大学新生在面对全新的学习和生活环境时, 往往缺乏必要的心理和思想准备, 因为精神压力大与无所适从, 产生适应不良的情绪和心态, 这影响着他们的学业发展和健全人格的形成[1]。为了评价大学新生的适应状况, 研究者们编制了评估大学新生适应水平的工具, 并且考察了大学新生适应水平与其心理健康、行为表现之间的关系。例如, 有研究表明, 大学新生的学 业自我效能与他们的健康水平和学业成就正相关[2], 角色适应性好的大学新生心理更健康[3]等。但是, 现有研究结果尚缺乏理论性的整合模型以明确大学新生入学适应过程的内在作用机制, 例如, 只是 将“适应”作为一个整体的指标来进行考察, 或者单独考察某个与“适应”有关的因素对大学新生心理健康水平和行为表现的影响。这使得学校管理人员们无法借鉴这些研究成果系统指导新生更好地适应校园生活。
组织行为研究领域中有关组织新成员社会适应的理论可以为大学新生的入学适应研究带来启示。Feldman [4]指出, 新员工在组织中的适应水平可以通过工作能力和技术的提高、适当角色行为的明确、对团队规范和价值观的适应这3个方面指标来综合反映, 一般生活满意度、工作动机、工作发展意向等态度指标及工作绩效、个人职业发展、创新表现等行为指标可以作为衡量员工是否适应新组织的标准。在此基础上, Bauer等[5]进一步将自我效能、社会接受和角色清晰定义为衡量新员工组织适应水平的关键指标。元分析的结果表明, 这3个指标能够有效地预测新员工加入组织后的态度和行为表现。自我效能即了解新岗位的工作任务并确定自己能够胜任, 自我效能高的成员由于相信自己可以有好的表现, 所以更容易成功; 社会接受即逐渐被同事接受并信任, 社会接受程度高的成员由于能够与他人建立良好关系并且获得更多帮助, 所以更容易表现出色; 角色清晰即明确工作任务、任务优先顺序和时间分配, 角色清晰高的成员由于了解自己的岗位内容和上级期待, 所以更容易高质量地完成工作。
本研究认为组织新成员社会适应理论可以被运用于大学新生的入学适应过程中, 这是基于以下3个方面的原因: 首先, 两者的情景任务具有相似性, 在组织新成员社会适应理论中, 新成员适应新组织既包括适应工作变动, 也包括适应社会环境变动[6],
而大学新生入学后的主要任务也包括接受新的学习任务并且在新的社会环境中进行社会交往; 其次, 两者的结果变量具有相似性, 在组织新成员社会适应理论中, 对新成员适应结果的考察主要包括员工的工作绩效、工作发展状况和心理健康水平, 这些指标同样适用于大学新生, 大学新生是否适应大学生活也可以通过他们的学术表现、社会活动表现及心理健康水平来衡量; 最后, 两者在内在机制方面具有相似性, 都涉及转变角色定位、适应新角色的挑战及建立新的社会人际网络[5], 并且都需要经历不确定性逐渐减少的过程。不确定性减少理论认为, 当个人认为他在环境中面临不确定性时, 就会有更大的动力去搜集信息, 从而降低不确定性。新成员只有通过积极主动地寻求信息以降低环境中的不确定性, 才能使自己更好地适应环境[7]。
因此, 本研究认为, 与企业组织的研究结果相一致, 新生的自我效能、社会接受和角色清晰能够共同衡量其适应水平的高低, 且更好的适应水平意味着更好的心理健康水平与行为表现。
此外, 现有研究工作大都采用同时采集自变量和因变量的横断面方法考察新生适应水平对其心理健康水平与行为表现的影响, 因此限制了其研究结果的推广。组织新成员社会化是一个持续变化的过程[5], 与此相对应, 大学新生的校园适应也应该是一个动态的过程, 宜在不同时点上采集新生适应水平和适应结果的数据。在组织新成员社会适应的研究中, 研究者往往选择新成员进入组织后的3个月、6个月、9个月和1年这几个时间点来收集数据[5]。对大学新生而言, 在入学3个月时, 他们已对校园生活有初步了解, 并基本适应大学生活模式; 在入学6个月时, 他们已完成一个学期的学习, 可以对自己半年以来的整体适应结果做出较为理性的评判。因而, 本研究选择在新生入学3个月和6个月时依次测量其入学适应水平和行为表现, 并在这两个时点上重复测量其心理健康状况。以此为基础, 本研究试图动态地分析探讨新生的入学适应水平与其心理健康水平、行为表现的关系。
本研究将大学新生的一般生活满意度和抑郁作为衡量其心理健康状况的主要指标。有研究表明, 生活满意度、积极情感、焦虑和抑郁是心理健康的4个重要维度[8]。生活满意度, 即个体根据自己选择的标准对生活质量做出的总体评价[9]。作为心理幸福感的重要组成部分, 生活满意度被认为是衡量适
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应的重要心理健康指标。抑郁是一种因感到无力应付外界压力而产生的消极情绪[10]。在我国, 社会经济的快速发展、竞争压力的增大等社会因素, 使得抑郁在大学生群体中表现出较高的检出率。它严重降低了学生的行为效率和生活质量, 甚至会使人产生自杀的念头和行为[11]。因此, 本研究拟采用这两个变量来衡量新生的心理健康状况。最后, 与组织新成员社会适应理论中衡量新员工适应的行为结果变量相对应, 本研究采用新生的学术表现和社会活动表现来衡量他们在大学校园中的行为表现。
综上所述, 本研究认为, 大学新生的自我效能、社会接受和角色清晰作为衡量其在大学校园内适应水平的关键指标能够有效预测大学新生的一般生活满意度、抑郁、学术表现和社会活动表现。具体假设如下。
假设1: 大学新生的自我效能、社会接受和角色清晰与入学3个月和6个月时的一般生活满意度正相关, 衡量新生适应水平的整体模型能够有效预测一般生活满意度。
假设2: 大学新生的自我效能、社会接受和角色清晰与入学3个月和6个月时的抑郁程度负相关, 衡量新生适应水平的整体模型能够有效预测抑郁。
假设3: 大学新生的自我效能、社会接受和角色清晰与第一学期的学术表现和社会活动表现正相关, 衡量新生适应水平的整体模型能够有效预测学术表现和社会活动表现。
1 研究方法
1.1 被试
北京大学2009级本科生。采取分组抽样的方 式, 在被试入学满3个月时, 随机邀请北京大学4个院系(中国语言文学系、物理学院、政府管理学院和光华管理学院 的2009级本科生各45名参加研究。剔除未接受邀请的被试和无效问卷, 得到有效问卷161份, 有效回收率为89.4%。 两周后, 被试被邀请参加第2次调查研究, 得到有效问卷156份, 有效回收率为86.7%。在被试入学满6个月时, 第3次邀请被试参加研究, 得到有效问卷145份, 有效回收率为80.6%。
研究者核对信息后, 将被试的3次问卷匹配, 最终得到有效问卷142份, 最终有效回收率为78.9%。在有效问卷中, 来自男生的为70份, 占样本总数的49.3%; 女生72份, 占50.7%。被试平均年龄18.46岁, 标准差为0.73。
1.2 工具
1.2.1 自我效能
采用Chen 等[12]编制的一般性自我效能量表, 包括8个项目(如“我能达到我为自己设定的大部分目标”。研究者要求被试结合自己的学习和生活情况, 在5点量表上评估对项目陈述的赞同程度(“1”表示非常不同意, “5”表示非常同意 。在该维度上的得分越高, 表示被试的自我效能感越强。在本研究中, 该变量的内部一致性系数为0.80。
1.2.2 社会接受
选用Brock 等[13]编制的社会接受量表中的“朋友接受”分量表, 包括12个项目(如“我在大学朋友们的生活中是很重要的部分”。评价方法与自我效能相同。在该维度上的得分越高, 表示被试的社会接受程度越高。在本研究中, 为提高内部一致性, 删除了第2项和第12项, 该变量的内部一致性系数为0.80。
1.2.3 角色清晰
采用Rizzo 等[14]编制的角色清晰量表, 包括6个项目(如“我的学习和工作拥有清楚明确的目标和计划”。评价方法与自我效能相同。在该维度上的得分越高, 表示被试的角色清晰水平越高。在本研究中, 该变量的内部一致性系数为0.76。
1.2.4 一般生活满意度
采用Diener 等[15]编制的一般生活满意度量表, 包括5个项目(如“在大多数方面, 我的生活接近我的理想状态”。研究者要求被试根据自己一周内的心理状况, 在7点量表上评价对项目陈述的赞同程度(“1”表示强烈不赞同, “7”表示强烈赞同 。在该维度上的得分越高, 表示被试的一般生活满意度越高。在本研究中, 该变量在3个月时测量的内部一致性系数为0.82, 6个月时为0.80。
1.2.5 抑郁
采用Radloff [16]编制的CES-D 量表, 包括8个项目(如“你感到抑郁”。研究者要求被试采用4点量表评估在过去一周内体验到所描述情感体验的频次(“1”表示从未发生, “4”表示几乎每时每刻 。在该维度上的得分越高, 表示被试的抑郁程度越高。在本研究中, 该变量在3个月时测量的内部一致性系数为0.74, 6个月时为0.72。
1.2.6 学术表现
以学校教务部公布的GPA 为衡量指标, 要求被试报告大学一年级第一学期的GPA, 范围为0~4.0。GPA 越高, 表示被试的学术表现越好。
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1.2.7 社会活动表现
采用研究者自编的量表, 包括3个项目(如“在学生工作与社会活动方面, 你的参与程度如何”, 要求被试采用5点量表分别从社会活动的参与程度、发展意向和表现状况3个方面对自己在第一学期中的校园社会活动表现进行评价。在该维度上的得分越高, 表示被试的社会活动表现越好。在本研究中, 该变量的内部一致性系数为0.71。
除学术表现和社会活动表现外, 本研究中所使用的其他量表均为英文量表, 研究者按照Brislin
[17]
所建议的程序进行了翻译和回翻以确保所使用的量表含义与原文一致。各量表的内部一致性系数均高于0.70, 即变量测量都具有良好的内部一致性。研究者采用验证性因素分析考察了适应指标的自我效能、社会接受和角色清晰三维度结构。研究结果表明, 三维度的结构具有良好的构想效度(χ2/df=1.83, GFI=0.93, CFI=0.94, RMSEA=0.077 。此外, 本研究收集了受测者的年龄、性别和家庭人均收入等信息作为控制变量。鉴于北京大学新生都是各省市的翘楚, 高中成绩普遍突出, 且新生入学情况复杂(包括保送和自主招生, 不同省份之间的高考成绩很难比较, 因此未将高考成绩作为控制变量。
1.3 程序
在被试入学满3个月时, 随机邀请北京大学4个院系共计180名2009级本科生参与第一轮问卷调查。研究者将受邀被试随机分为几个批次, 按序到
指定教室完成问卷调查。研究者向被试简单介绍了本研究的目的, 被试填写了个人信息及自我效能、社会接受和角色清晰问卷。为了控制共同方法偏差对结果的影响, 新生入学满3个月的一般生活满意度和抑郁结果在两周之后进行收集。被试入学满6个月时, 研究者对被试进行了问卷跟踪, 邀请他们通过网络填写一般生活满意度、抑郁、学术表现和社会活动表现问卷。核对所填写的信息并确认完整无误后, 研究者将3次回答的问卷进行匹配, 并录入SPSS 程序进行统计分析。
2 结果
2.1 相关分析
入学适应水平各指标与各结果变量之间的相关关系如表1所示。在适应水平与心理健康的关系上, 大学新生的自我效能、社会接受、角色清晰与入学3个月和6个月时的一般生活满意度显著正相关(3个月时: r = 0.36, p < 0.01; r = 0.26, p < 0.01; r = 0.32, p < 0.01; 6个月时: r = 0.38, p < 0.01; r = 0.24, p < 0.01; r = 0.24, p <0.01, 与入学3个月时的抑郁显著负相关(r = −0.36, p <0.01; r = −0.41, p <0.01; r = −0.34, p < 0.01, 但新生入学6个月时的抑郁仅与角色清晰显著负相关(r =−0.19, p <0.05。在适应水平与行为表现的关系上, 新生的自我效能、社会接受、角色清晰与第一学期的社会活动表现显著正相关(r = 0.18, p <0.05; r = 0.34, p <0.01; r
表1 平均值、标准差及研究各变量之间的相关(N =142
Table 1 Descriptive statistics and Pearson inter-correlation for all measures (N =142
变量 M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 年龄 18.46 0.73 性别 0.51
0.50
人均收入 332.82 875.99 1 自我效能 3.69 0.48 [0.80]
2 社会接受 3.44 0.54 0.41** [0.80] 3 角色清晰 3.66 0.54 0.44** 0.28**[0.76] 4 生活满意度1 4.08 1.19 0.36** 0.26** 0.32**[0.82] 5 抑郁1 1.99 0.41 −0.36**
−0.41**
−0.34**−0.56**[0.74] 6 生活满意度2 4.33 1.09 0.38** 0.24** 0.24** 0.65**−0.45**[0.80] 7 抑郁2 2.09 0.74 −0.08 −0.08
−0.19*−0.29** 0.51**−0.20* [0.72]
8
GPA 分数 3.32 0.39 0.02
0.19* 0.23**
0.19*−0.19*0.27**
−0.11
-
9 社会活动表现
3.14
0.78
0.18* 0.34**
0.22**
0.13
−0.14
0.08 0.02 0.05 [0.71]
注: *表示相关在0.05水平上显著, **表示相关在0.01水平上显著(双侧检验, 方括号内为变量的内部一致性系数。性别为虚拟变量: 男=0, 女=1。家庭人均收入的单位为100元/年。生活满意度1和抑郁1为新生入学3个月时的测量值, 生活满意度2和抑郁2为新生入学6个月时的测量值(下同。
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= 0.22, p <0.01, 社会接受、角色清晰与第一学期的学术表现显著正相关(r = 0.19, p <0.05; r = 0.23, p <0.01, 但新生的自我效能与学术表现不显著相关(r = 0.02, p >0.05。
2.2 回归分析
基于相关分析, 本研究采用多元回归的方法, 控制性别、年龄和家庭人均收入等变量影响, 考察衡量新生适应水平的整体模型与新生入学后心理健康水平、行为表现的关系, 结果如表2所示。
由表2可知, 在控制了性别、年龄和家庭人均收入等变量后, 除6个月时的抑郁外, 以自我效能、社会接受、角色清晰为指标的新生适应水平整体模型能显著地增加对其他心理健康水平、行为表现变动的解释。具体而言, 对3个月和6个月时 一般生活满意度的方差, 整体模型能够提供17%(△F=9.52, p <0.01和16%(△F=8.91, p <0.01的额外解释; 对3个月时的抑郁的方差, 整体模型能够提供24%(△F=15.61, p <0.01的额外解释; 对第一学期的学术表现和社会表现的方差, 整体模型能够提供9%(△F=4.52, p <0.01和12%(△F=6.33, p <0.01的额外解释。
此外, 表2的结果显示, 在整体模型中, 大学新生的自我效能能够独立、显著地预测入学3个月和6个月时(β = 0.25, p <0.01; β = 0.33, p <0.01的一般生活满意度; 社会接受和角色清晰能够独立、显著地预测入学3个月时的抑郁(β = −0.33, p <0.01;
β = −0.16, p <0.05和第一学期的学术表现(β = 0.19,
p <0.05; β = 0.25, p <0.01; 社会接受还可以独立、显著地预测新生第一学期的社会活动表现(β = 0.29, p <0.01。
3 讨论
研究结果表明, 自我效能、社会接受和角色清晰可以作为衡量新生入学适应水平的3个指标, 整体地预测新生的心理健康水平和行为表现。大学新生在新的大学校园环境经历的社会化过程与新员工在工业组织中经历的社会化过程具有较大的相似性, 都涉及适应环境、减少不确定性、明确角色和目标以及建立人际关系等诸多方面, 因此组织新成员社会适应理论可以被用于检验大学新生入学适应的状况。
3.1 新生入学适应与心理健康
研究表明, 大学新生的适应状况对其心理健康水平有重要的影响。这与Aryee 等[18]提出的新成员适应会显著影响其心理健康的结论相吻合。
首先, 研究结果表明, 新生的自我效能、社会接受和角色清晰与其入学3个月和6个月时的一般生活满意度都相关, 且这3个指标能够在整体模型中共同预测新生的一般生活满意度, 假设1得到全部验证。这印证了成功的组织适应更容易使个体产生积极的态度, 表现出更高水平的满意度和情感承诺水平这一理论[19]。自我效能高的学生由于对自身能
表2 自我效能、社会接受、角色清晰性与大学新生入学适应表现的回归(N =142
Table 2 Regression results for self-efficacy, social acceptance and role clarity on freshmen campus adjustment outcomes (N =142
变量
生活满意度1
抑郁1 生活满意度2
抑郁2 学术表现 社会活动表现 年龄 0.00
−0.17*
0.07
−0.15
0.05
−0.06
控制变量 性别 0.00 0.18* 0.02 0.19* 0.06 −0.05 人均收入 0.17* −0.11 0.12 −0.01 −0.01 0.06 △R 2
0.03 0.08
0.01
0.07 0.00 0.02 △F 1.32 4.07** 0.60 3.22*
0.20
0.88 自我效能 0.25** −0.15 0.33** 0.05 −0.16 0.00
自变量 社会接受 0.11 −0.33** 0.10 −0.07 0.19* 0.29** 角色清晰
0.17 −0.16* 0.06 −0.18 0.25** 0.14 △R 2 0.17
0.24
0.16
0.04
0.09
0.12
△F 9.52** 15.61** 8.91** 1.76 4.52** 6.33** ΣR 2 0.20
0.32
0.18
0.10
0.10
0.14
整体模型F 5.55** 10.49** 4.81** 2.52* 2.37* 3.66** df
6, 135
6, 135
6, 135
6, 135
6, 135
6, 135
注: *表示系数在0.05水平上显著; **表示系数在0.01水平上显著(双侧检验。
北 京 大 学学 报 (自 然 科 学版 第 47 卷 力有充分的信心, 对未来有乐观的估计, 一般生活 满意度更高; 社会接受程度高的学生由于能够得到 他人更多的关怀和支持, 对自身所处环境的评价较 为正面, 因而一般生活满意度更高; 角色清晰程度 高的学生由于对自己有明确的定位, 清楚自己的方 向, 对现状及未来的迷茫和困扰较少, 因而一般生 活满意度更高。相对而言, 自我效能更能有效预测 新生的一般生活满意度, 这是因为, 作为自尊的重 要组成部分之一, 自我效能能够衡量个体对自身能 力的评价, 并且会直接影响个体对自我的接纳程度, 进而影响其一般生活满意度。按照 Campbell 等 [20] 的理论, 自我效能理应成为生活满意度最有利的预测 指标。 其次, 研究结果还表明, 新生的自我效能、角 色清晰和社会接受与入学 3 个月时的抑郁呈负相关 关系, 且这 3 个指标能够在整体模型中共同预测新 生 3 个月时的抑郁; 然而, 新生的入学适应水平并 不能显著预测 6 个月时的抑郁状况。由此, 假设 2 得到部分验证。自我效能高的新生由于更加自信和 乐观, 抑郁程度更低; 社会接受高的新生拥有良好 人际关系, 可以帮助新生消除孤独感, 抑郁程度更 低; 角色清晰对大学新生抑郁度的影响则可以用不 确定性减少理论来解释。组织新成员社会适应理论 认为, 当新成员进入组织时, 会经历角色混淆, 如 不清晰自己的责任、所属上级、与他人关系、组织 政策以及时间分配等 [14] 。所以, 新成员会采取多种 方式去搜集信息、建立关系, 减少角色混淆和环境 不确定性, 从而使自己能够适应新环境。大学新生 一般处于同一性的形成阶段, 往往面临着自我统合 与角色混乱的矛盾, 希望对自我定位、 未来生涯和职 业发展规划进行明确 [21] 。因此, 新生也需要经历减 少不确定、明确角色定位的过程。他们会推动自身 去重新构建自我认知, 消除认知不一致所带来的烦 扰 [22] 自己的圈子, 这降低了自我效能和社会接受对抑郁 的长期影响, 从而使衡量新生适应水平的整体模型 对抑郁的预测作用减弱。因此, 虽然角色清晰与新 生入学 6 个月时的抑郁仍然相关, 但整体适应水平 并不能有效预测抑郁程度。 3.2 新生入学适应与行为表现 研究结论与 Bauer 等 [23]先前的研究发现相一致, 自我效能、社会接受、角色清晰高的成员更容易有 好的行为表现。分析结果表明, 新生的自我效能、 社会接受和角色清晰与第一学期的社会活动表现 显著正相关, 社会接受和角色清晰与第一学期的学 术表现显著正相关, 但自我效能与学术表现不显著 相关; 3 个适应指标能够在整体模型中共同预测新 生的学术表现和社会活动表现。结果部分支持了假 设 3。 具体而言, 社会接受程度高的学生由于更容易 与他人相处融洽, 因而更容易获得他人的肯定, 并 对自身形成更为积极的评价, 同时也容易获得他人 的帮助进而表现优异。角色清晰高的学生由于了解 自己的特点及老师或团队等的意图, 因而更可能高 质量地完成学习和工作任务。自我效能高的学生由 于相信自己的能力, 对自身表现的评价也较为积 极, 因而更加愿意积极参与各种有挑战性的社会活 动 [24] 并 拥有更好的社 会活动表现 ; 但是相对 于社 会活动表现, 学术成绩的获得要受到能力和精力等 诸多因素的影响, 而自我效能较高的学生尽管具有 较高的成就动机, 却往往会因为精力的分散而影响 学术表现。因此, 自我效能高并不意味着学术表现 会更好。 其次, 在衡量新生适应水平的整体模型中, 社 会接受更能有效预测新生的社会活动表现。这是由 学生社会活动的特点决定的。学生在校的社会活动 以社团活动为主, 学生可以根据自己的兴趣和爱好 联合志同道合的同学, 加入或者组建社团 [25]。社会 活动的主要特征为自发性和群众性, 因此, 那些社 会接受程度较高的个体更有可能在这个过程中发挥 自己的优势, 平衡和实现组织成员的不同利益需 求 [26]。基于此, 社会接受程度的高低会直接影响大 学新生社会活动表现的好坏。 此外, 在预测新生适应结果的整体模型中, 角 色清晰能更有效地预测新生的学术表现。在学业领 域获得较好的成就和表现是大学生的主要任务之 一。然而, 新生在初入大学校园时, 往往会经历角 。如果新生面临角色混淆的困境, 就很容易产 生抑郁情绪。 在衡量新生适应水平的整体模型中, 社会接受 更能有效预测新生 3 个月时的抑郁。研究表明, 抑 郁 80% 源于人际交往不良, 良好的人际关系可以 消除孤独感, 从而在一定程度上预防抑郁情绪的发 生 [11] , 因此, 社会接受能够改善新生短期内的抑郁 状况。 然而, 从长期来看, 随着时间的推移, 那些自 我效能不高的新生逐渐接纳了现实, 不再感到抑郁, 那些社会接受程度不高的新生也能够找到并且融入 724
第4期 李 宜 轩 等 : 大 学 新 生 入 学适 应状 况 研 究 色混淆的过程, 无法对自身进行正确的定位。因此, 通过降低不确定性不断明确自身定位, 进而具有清 晰角色目标的个体更有可能在学业活动中获得好 的表现。 满意度, 社会接受更能有效预测新生 3 个月时的抑 郁和社会活动表现, 角色清晰更能有效预测新生的 学术表现。 参考文献 [1] 罗莉. 大学新生不适应性及对策浅析. 重庆邮电学 院学报: 社会科学版, 2001, 2(2: 56-59 [2] Chemers M M, Hu L, Garcia B F. Academic self-efficacy and first-year college student performance and adjustment. Journal of Educational Psychology, 2001, 93: 55-64 [3] 司 秀 玲. 大学新 生 的角 色 适应 与 心理 健 康研 究 [D]. 桂林: 广西师范大学, 2008 [4] Feldman D C. The mutiple socialization of organizational members. The Academy of Management Review, 1981, 6(2: 309-318 [5] Bauer T N, Bodner T, Erdogan B, et al. Newcomer adjustment during organizational socialization: a meta-analytic review of antecedents, outcomes, and methods. Journal of Applied Psychology, 2007, 3: 707-721 [6] Fisher C D. Organizational socialization: an integrative review. Research in Personnel and Human Resources Management, 1986, 4: 101-145 [7] Saks A M, Ashforth B E. Organizational socialization: making sense of the past and present as a prologue for the future. Journal of Vocational Behavior, 1997, 51: 234-279 [8] Headey B, Kelley J, Wearing A. Dimensions of mental health: life satisfaction, positive affect, anxiety and depression. Social Indicators Research, 1993, 29(1: 63-82 [9] Shin D C, Johnson D M. Avowed happiness as an overall assessment of the quality of life. Social Indicators Research, 1978, 5: 475-492 [10] 刘 金 同 , 李 莉 , 周 兴 前 , 等 . 大 学 生 心 理 发 展 及 素 质培养. 北京: 北京大学出版社, 1999 [11] 周平艳. 国内外抑郁影响因素的研究综述. 保山师 专学报, 2008, 27(3: 36-40 [12] Chen G, Gully S M, Eden D. Validation of a new general self-efficacy scale. Organizational Research Methods, 2001, 4(1: 62-83 [13] Brock D M, Sarason I G, Sanghvi H, et al. The perceived acceptance scale: development and validation. Journal of Social and Personal Relationships, 1998, 15: 5-21 [14] Rizzo J R, House R J, Lirtzman S I. Role conflict and 3.3 研究展望与不足 本研究试图探讨大学新生入学适应水平与适应 结果之间的关系, 却并未考虑对新生入学适应水平 产生影响的前因变量。在 Bauer 等 [5]提出的组织新 成员社会适应模型中, 组织的社会化技巧和成员个 人的信息寻求是影响组织成员适应水平的重要变 量, 因此建议在今后的研究中考察这两个变量对于 新生适应水平的影响。其次, 在衡量组织新成员社 会适应结果时, 员工离职率、组织承诺、组织公民 行为等都是重要的衡量指标, 但由于在学校中, 离 职率和与之相关的概念(例如, 离职意图并不适用, 所以我们建议后续的研究能够考察替代性变量(例 如, 退学意向、转系意向和转系行为与新生入学适 应之间的关系。 此外, 本研究尚存在以下不足之处: 首先, 研 究选取样本较小, 且参加个体均来自北京大学, 在 大学新生的整体样本中不具有共性, 例如, 作为来 自各地高中的翘楚, 他们可能在自我效能等指标上 显著