◎鐘利君

一、引言

高三第二學期學生高考試焦慮對學業(yè)、心理健康影響很大，對他們進行心理輔導的時間不足。故設(shè)想，利用在學校心理健康教育常規(guī)工作收集的數(shù)據(jù)，在高三第一學期就確定出高三4月份時的重考試焦慮群體，從而有時間在高三第一學期開展“重考試焦慮團體輔導”。本研究采用一般判別分析，得到在統(tǒng)計學上可以授受的函數(shù)建立的判別規(guī)則。從而在本研究成果的基礎(chǔ)上可以“計算”出重考試焦慮的具體學生，不僅有理論價值，更具操作性，也有利于建立大數(shù)據(jù)背景下的動態(tài)監(jiān)控預警。

二、研究方法

1.被試 深圳市一所普通公辦高中2018年畢業(yè)學生。本研究共收集776位學生數(shù)據(jù)；776人中，2018年4月中學生考試焦慮量表、考試焦慮原因和自我表現(xiàn)檢查表有500位學生數(shù)據(jù)；500人中，男生306人、女生194人；理科298人、文科202人；女理科71人、男理科227人、女文科123人、男文科79人。

2.研究工具 本高中使用上?；菡\咨詢公司的學校心理測驗及檔案管理系統(tǒng)2008版中的量表。其中，90癥狀清單（SCL-90），90題，本研究中Cronbachα系數(shù)0.981。抑郁自評量表（SDS），20題，本研究中Cronbachα系數(shù)0.839。焦慮自評量表（SAS），33題，本研究中Cronbach α系數(shù)0.818。中學生考試焦慮量表，33題，本研究中Cronbachα系數(shù)為0.930，其總分在0-24之間的屬“鎮(zhèn)定”，在25-49之間的屬“輕度焦慮”，在50-74之間的屬“中度焦慮”在75-99之間的屬“重度焦慮”。考試焦慮原因和自我表現(xiàn)檢查表，50題，本研究中Cronbachα系數(shù)為0.919，其題目分為四種焦慮來源（1.擔心他人對自己的評價；2.擔心考糟了會威脅自我形象；3.擔心未來的前途；4.擔心對應試準備不足）兩種表現(xiàn)（1.身體反應；2.思維阻抑）共6個要素，每題設(shè)立了3個選項（是、否、不確定），選“是”的對應要素累記1分。

3.數(shù)據(jù)來源 2015年10月收集學生來源地、家庭結(jié)構(gòu)、獨生子女、家庭氛圍等信息。2017年10月心理普查90項癥狀清單、抑郁自評量表、焦慮自評量表。2015年6月的中考成績來源于本校教務系統(tǒng)數(shù)據(jù)。2015年10月（高一第一學期）學生填寫紙質(zhì)檔案，含有父母年齡、學歷、對父母的喜愛程度、自我評價。高三2017年8月考試是學校月考，2017年10月考試是百校聯(lián)考，2018年4月考試是市二模、2018年高考是全國Ⅰ卷。2018年4月，中學生考試焦慮量表、考試焦慮原因和自我表現(xiàn)檢查表，在高三心理課上隨堂測試。

4.數(shù)據(jù)處理 采用IBM SPSSStatistics 20進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。數(shù)據(jù)分析思路如下：

（1）通過考試焦慮的Mann-Whitney檢驗、Kruskal-Wallis檢驗，高三4月份考試焦慮與6月前學業(yè)的Spearman等級相關(guān)分析，確定與考試焦慮分有關(guān)聯(lián)的要素；

（2）通過考試焦慮與學業(yè)進步（高考與深二模成績變化）的Spearman等級相關(guān)分析、考試焦慮分的整體分布來確定考試焦慮分的分組值；

（3）對高三4月份考試焦慮分進行一般判別分析。

三、結(jié)果

1.考試焦慮分判別分析自變量的確定 以考試焦慮分非參數(shù)檢驗結(jié)果，確定判別分析的部分自變量。以高三4月份考試焦慮與6月前學業(yè)的Spearman等級相關(guān)分析結(jié)果，確定判別分析的部分自變量；判別分析分為女理科生、男理科生、女文科生、男文科生分別進行。

（1）考試焦慮分非參數(shù)檢驗。

兩獨立樣本的非參數(shù)檢驗（Mann-Whitney檢驗）結(jié)果表明：擔心考糟了會威脅自我形象在性別分組中的Mann-Whitney檢驗，顯著性差異（p=0.042）。

多個獨立樣本的非參數(shù)檢驗（Kruskal-Wallis檢驗）結(jié)果表明：考試焦慮分在父親學歷分組中顯著性差異（p=0.002），在抑郁水平分組中顯著性差異（p=0.008），人際關(guān)系程度分組中顯著性差異（p=0.018），考試焦慮水平在焦慮程度分組中顯著性差異（p=0.022）；擔心考糟了會威脅自我形象在父親學歷分組中顯著性差異（p=0.011），在抑郁水平分組中顯著性差異（p=0.042），在焦慮水平分組中顯著性差異（p=0.002）；擔心對應試準備不足在焦慮水平分組中顯著性差異（p=0.002）；擔心未來的前途在母親學歷分組中顯著性差異（p=0.049）；身體反應在父親學歷分組中顯著性差異（p=0.012），在焦慮水平分組中顯著性差異（p=0.002），在母親學歷分組中顯著性差異（p=0.030）；思維阻抑在父母學歷差分組中顯著性差異（p=0.027），在學習習慣分組中顯著性差異（p=0.010），在父親學歷分組中顯著性差異（p=0.030），在焦慮水平分組中顯著性差異（p=0.013）。

（2）高三4月份考試焦慮與6月前學業(yè)的Spearman等級相關(guān)分析。

女理科的考試焦慮分與17年8月月考理數(shù)標準分（r=-0.275，p=0.021）、17年8月月考生物標準分（r=-0.270，p=0.025）、17年8月月考理綜標準分（r=-0.244，p=0.044）、理科標準分匯總17年8月（r=-0.254，p=0.035）顯著負相關(guān)；考試焦慮水平與理綜標準分10月8月之差顯著正相關(guān)（r=0.254，p=0.046）。

男理科的考試焦慮分與17年8月月考物理標準分（r=0.203，p=0.002）、17年8月月考理數(shù)標準分（r=0.152，p=0.023）、17年8月月考理綜標準分（r=0.194，p=0.004）、17年8月月考化學標準分（r=0.159，p=0.018）、17年10月理數(shù)標準分（r=0.183，p=0.009）、理科標準分匯總17年8月（r=0.148，p=0.028）、理綜標準分匯總17年8月（r=0.161，p=0.017）顯著正相關(guān)。

男文科的考試焦慮分與17年8月月考英語標準分（r=-0.233，p=0.045）、17年10月文數(shù)標準分（r=-0.236，p=0.044）顯著負相關(guān)，考試焦慮2分組與17年8月月考文數(shù)標準分顯著負相關(guān)（r=-0.240，p=0.038）。

2.判別分析分組變量考試焦慮分的分組值的確定

（1）考試焦慮與學業(yè)進步的Spearman等級相關(guān)分析。

考試焦慮1分組與文科學業(yè)進步（高考、深二模成績變化）顯著正相關(guān)（r=0.149，p=0.037）；擔心對應試準備不足與文綜學業(yè)進步顯著正相關(guān)（r=0.198，p=0.005），擔心未來的前途與理科學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.121，p=0.039）。

考試焦慮分0-24分的個案，擔心對應試準備不足與理科學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.228，p=0.045），身體反應與文科學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.695，p=0.038）；理科學業(yè)進步與考試焦慮分（r=-0.589，p=0.027）、擔心對應試準備不足（r=-0.590，p=0.034）、擔心他人對自己的評價（r=-0.577，p=0.039）顯著負相關(guān)；考試焦慮分11-15分的個案，擔心未來的前途與理科學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.691，p=0.027），身體反應與理科學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.649，p=0.042）；選擇考試焦慮分48-50分的個案，考試焦慮分與文科學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.746，p=0.008）。在考試焦慮分中高分數(shù)段，文科學業(yè)進步與考試焦慮部分要素顯著負相關(guān)。在考試焦慮低分數(shù)段、高分數(shù)段，理科學業(yè)進步部分考試焦慮要素顯著負相關(guān)。

女理科考試焦慮分16-25分的個案，考試焦慮分與學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.594，p=0.042）；女文科考試焦慮分0-15分的個案，思維阻抑與學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.438，p=0.047），考試焦慮分16-25分的個案，擔心對應試準備不足與學業(yè)進步正相關(guān)（r=0.579，p=0.038）；男理科考試焦慮分0-15分的個案，擔心未來的前途分與學業(yè)進步顯著負相關(guān)（r=-0.414，p=0.026）。

（2）判別分析分組變量考試焦慮分的分組值的確定。

考試焦慮與學業(yè)進步的Spearman等級相關(guān)分析結(jié)果顯示，考試焦慮分48-50分段，考試焦慮分與文科學業(yè)進步顯著負相關(guān)；考試焦慮分54-58分段，考試焦慮分與理科學業(yè)進步顯著負相關(guān)?？荚嚱箲]分的分組值試設(shè)定為48、54。

依據(jù)中學生考試焦慮量表對考試焦慮水平的劃分，考試焦慮分0-24分鎮(zhèn)定、25-49分輕度焦慮、50-74分中度焦慮、75-99分重度焦慮，考試焦慮分的分組值試設(shè)定為50（因樣本中29.2%鎮(zhèn)定、55.0%輕度焦慮、15.4%中度焦慮、0.4%重度焦慮，故不考慮75）。

依據(jù)本校樣本考試焦慮分的分布，59及以上的占5.4%，54及以上占10%，51及以上占14.6%，48及以上占20%，考試焦慮分的分組值試設(shè)定為48、51、54、59。

綜合三條考慮，考試焦慮的分組值擬設(shè)為48、50、51、54、59。最后依據(jù)判別分析結(jié)果及工作實際（設(shè)想：向判別出重考試焦慮的學生發(fā)出團體輔導信息，由他們自愿報名參加；從自愿報名比例的預估來看，選擇20%合適些），確定判別分析分組變量考試焦慮分的分組值設(shè)為48分，0-47分為輕考試焦慮學生，48及以上的為重考試焦慮學生。

3.考試焦慮分的判別分析

（1）判別分析1（女生理科組）。

判別分析1（女生理科組），顯著性0.020，在0.05水平上顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表1

表1 女生理科組判別分析1的特征值及Wilks’Lambda

判別分析1（女生理科組）的判別函數(shù)為y=-0.016×物理標準分10月8月之差-0.006×17年10月生物標準分+0.006×17年8月月考英語標準分+0.006×17年10月物理標準分+0.003×理科標準分匯總17年8月-3.29?？梢愿鶕?jù)這個判別函數(shù)計算每個個案的判別得分。判別函數(shù)1在輕考試焦慮組的重心為0.208，在重考試焦慮組的重心為-1.224。判別得分與哪個重心的絕對值越小，該個案就是屬于那類。

（2）判別分析2（女生理科組）

判別分析2（女生理科組），顯著性0.004，在0.01水平上極顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表2。用典型判別式函數(shù)進行預測，80.6%個案進行了正確分類。

表2 女生理科組判別分析2的特征值及Wilks’Lambda

判別分析2（女生理科組）的判別函數(shù)為y=0.002×17年8月月考理數(shù)標準分+0.003×17年8月月考生物標準分+0.009×17年8月月考理綜標準分-0.005×理科標準分匯總17年8月+0.017×英語標準分10月8月之差+0.003×理綜標準分10月8月之差+4.859。輕考試焦慮學生重心為-0.255，重考試焦慮學生重心為1.503。

（3）判別分析3（男生理科組）。

判別分析3（男生理科組），顯著性0.047，在0.05水平上顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表3。用典型判別式函數(shù)進行預測，85.1%個案進行了正確分類。

表3 男生理科組判別分析3的特征值及Wilks’Lambda

判別分析3（男生理科組）的判別函數(shù)為y=0.009×17年8月月考物理標準分+0.001×17年8月月考理數(shù)標準分+0.005×17年8月月考理綜標準分-0.006×17年8月月考化學標準分+0.002×17年10月理數(shù)標準分-0.071×母親年齡-0.396×學習習慣+0.089×父母年齡差+0.093×身體狀況-0.922×對父親的喜愛+0.105×人際關(guān)系+0.529×人際關(guān)系程度+0.811×焦慮程度-0.46×恐怖程度+0.138×家庭結(jié)構(gòu)+0.005×物理標準分10月8月之差-0.005×化學標準分10月8月之差+0.024×中考體育等級-0.091×焦慮總分原始分-0.745。輕考試焦慮學生重心為-.410，重考試焦慮學生重心為1.487。

（4）判別分析4（男生理科組）。

判別分析4（男生理科組），顯著性0.037，在0.05水平上顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表4。用典型判別式函數(shù)進行預測，82.4%個案進行了正確分類。

表4 男生理科組判別分析4的特征值及Wilks’Lambda

判別分析4（男生理科組）的判別函數(shù)為y=0.01×17年8月月考物理標準分+0.003×17年8月月考理數(shù)標準分+0.004×17年8月月考理綜標準分-0.004×17年8月月考化學標準分+0.001×17年10月理數(shù)標準分-0.081×母親年齡-0.641×學習習慣+0.09×父母年齡差+0.113×身體狀況-0.912×對父親的喜愛+0.602×人際關(guān)系程度+0.601×焦慮程度-0.259×恐怖程度+0.159×家庭結(jié)構(gòu)+0.005×物理標準分10月8月之差-0.006×化學標準分10月8月之差+0.019×中考體育等級-0.094×焦慮總分原始分+0.359×自控能力-0.216。輕考試焦慮學生重心為-.418，重考試焦慮學生為1.515。

（5）判別分析5（男生理科組）。

判別分析5（男生理科組），顯著性0.026，在0.05水平上顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表5。用典型判別式函數(shù)進行預測，83.8%個案進行了正確分類。

表5 男生理科組判別分析5的特征值及Wilks’Lambda

判別分析5（男生理科組）的判別函數(shù)為y=0.018×17年8月月考物理標準分+0.004×17年8月月考理數(shù)標準分+-0.002×17年8月月考化學標準分+0.001×17年10月理數(shù)標準分-0.078×母親年齡-0.67×學習習慣+0.09×父母年齡差+0.125×身體狀況-0.928×對父親的喜愛+0.609×人際關(guān)系程度+0.581×焦慮程度-0.252×恐怖程度+0.165×家庭結(jié)構(gòu)+0.005×物理標準分10月8月之差-0.006×化學標準分10月8月之差+0.019×中考體育等級-0.095×焦慮總分原始分+0.389×自控能力-0.231。輕考試焦慮學生重心為-0.417，重考試焦慮學生重心為1.511。

（6）判別分析6（男生理科組）。

判別分析6（男生理科組），顯著性0.038，在0.05水平上顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表6。用典型判別式函數(shù)進行預測，81.1%個案進行了正確分類。

表6 男生理科組判別分析6的特征值及Wilks’Lambda

判別分析6（男生理科組）的判別函數(shù)為y=0.018×17年8月月考物理標準分+0.003×17年8月月考理數(shù)標準分-0.002×17年8月月考化學標準分+0.001×17年10月理數(shù)標準分-0.081×母親年齡-0.639×學習習慣+0.085×父母年齡差+0.124×身體狀況-0.93×對父親的喜愛+0.592×人際關(guān)系程度+0.6×焦慮程度-0.254×恐怖程度+0.164×家庭結(jié)構(gòu)+0.005×物理標準分10月8月之差-0.005×化學標準分10月8月之差+0.02×中考體育等級-0.096×焦慮總分原始分+0.353×自控能力-0.001×生物標準分10月8月之差+0.04。輕考試焦慮學生重心為-.418，重考試焦慮學生重心為1.513。

（7）判別分析7（女生文科組）。

判別分析7（女生理科組），顯著性0.008，在0.01水平上極顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表7。用典型判別式函數(shù)進行預測，96.2%個案進行了正確分類。

表7 女生文科組判別分析7的特征值及Wilks’Lambda

判別分析7（女生文科組）的判別函數(shù)為y=0.012×歷史標準分10月8月之差-0.002×17年10月歷史標準分+0.226×自控能力+0.398×對父親的喜愛-0.001×文綜標準分10月8月之差+0.111×父親年齡-0.006×文數(shù)標準分10月8月之差-0.007×政治標準分10月8月之差-0.783×思想品德-0.489×家庭氛圍+0.458×抑郁程度-3.666。輕考試焦慮學生重心為0.341，重考試焦慮學生重心為-2.190。

（8）判別分析8（男生文科組）。

判別分析8（男生文科組），顯著性0.035，在0.05水平上顯著，在統(tǒng)計學上可以接受該函數(shù)建立的判別規(guī)則。具體情況見表8。用典型判別式函數(shù)進行預測，70.4%個案進行了正確分類。

表8 男生文科組判別分析8的特征值及Wilks’Lambda

判別分析8（男生文科組）的判別函數(shù)為y=0.021×抑郁總分原始分+0.872×中考體育分+0.007×17年8月月考地理標準分+0.685×學習成績-8.056。輕考試焦慮學生重心為0.251，重考試焦慮學生重心為-0.880。

四、討論

1.考試焦慮與學業(yè)進步不是“倒U”關(guān)系 有一種流行的說法，考試焦慮與學習效率呈“倒U”關(guān)系。本研究中，考試焦慮與學業(yè)與學業(yè)進步的Spearman等級相關(guān)分析進步中，考試焦慮1分組與文科學業(yè)進步顯著正相關(guān)，女理科的考試焦慮分與理科標準分匯總17年8月顯著負相關(guān)，考試焦慮分48-50分的個案的考試焦慮分與文科學業(yè)進步極顯著負相關(guān)，考試焦慮分0-24分的個案的理科學業(yè)進步與考試焦慮分顯著負相關(guān)，女理科考試焦慮分16-25分的個案的考試焦慮分與學業(yè)進步顯著負相關(guān)。這樣的結(jié)果，不是“倒U”關(guān)系。若是“倒U”，考試焦慮低分段時，考試焦慮分與學業(yè)進步應是正相關(guān)；在考試焦慮高分段時，考試焦慮分與學業(yè)進步應是負相關(guān)。

學生的學業(yè)成就、學業(yè)波動，對學生心理的影響巨大，學生的主要內(nèi)容就是學業(yè)。對學生心理特征的研究，應該引入學業(yè)及學業(yè)波動對特征的影響。

2.學校有關(guān)考試焦慮教育的目標應該靈活，應該僅針對重考試焦慮群體 考試焦慮與學業(yè)進步不是“倒U”關(guān)系，提示在做有關(guān)考試焦慮的心理教育過程中，態(tài)度要做調(diào)整。就本校來看：

（1）考試焦慮可使學生行動起來，部分學科、某些群體還有考試焦慮不足、學習行動不足的現(xiàn)象；

（2）不是全面地降低考試焦慮，而應該依據(jù)實際情況，不足的要強化高考意義，分值太高的才降低考試焦慮；

（3）本校的考試焦慮分布中，15.4%中度焦慮、0.4%重度焦慮，數(shù)據(jù)不高；

（4）女理科、男理科、女文科、男文科的考試焦慮與學業(yè)進步有不同的相關(guān)關(guān)系，全面開展降低考試焦慮的教育不合適。

各校要依據(jù)本校的考試焦慮與學業(yè)進步的具體關(guān)系，靈活實施。若考試焦慮與學業(yè)進步是正相關(guān)，那說明，考試焦慮對學業(yè)的主要影響是促進作用，不需干預；只有考試焦慮分較高且與學業(yè)進步負相關(guān)，才確定為重考試焦慮，才能說明考試焦慮對學業(yè)的主要影響是抑制作用，才能必要進行心理干預，以期降低考試焦慮。

3.輕重考試焦慮的判別式在本校極具操作性 收集到相關(guān)數(shù)據(jù)（高一心理檔案、高三第一學期心理普查、高三8月、10月考試成績），依據(jù)女理科、男理科、女文科、男文科各自的判別函數(shù)，確定出高三4月份可能的重考試焦慮學生，向這些學生發(fā)出團體心理輔導組（人際關(guān)系、情緒調(diào)整或高效率學習）信息，等候他們自愿報名。這樣的話，可以在高三第一學期11月份開展“重考試焦慮團體輔導”活動。

五、結(jié)論

本研究主要獲得以下結(jié)論：

（1）考試焦慮與學業(yè)進步不是“倒U”關(guān)系；

（2）高三4月份考試焦慮分與6月前學業(yè)的Spearman等級相關(guān)，因性別、文理科呈不同關(guān)系；

（3）可以通過判別分析提前6個月預測高三4月份重考試焦慮學生。