tập trung vào việc tìm kiếm các giải pháp thay vì than phiền về các vấn đề xung quanh khó khăn. Trong khi đó, những học sinh bi quan thường rút lui và âm thầm chịu đựng một mình tình trạng hiện tại, họ buông xuôi số phận, chấp nhận hoàn cảnh hiện tại mà không có bản lĩnh hành động để giải quyết vấn đề. Quan trọng hơn, những học sinh bi quan thường che dấu đi tâm trạng cảm xúc thực sự của mình, không chia sẻ khó khăn của mình với mọi người nên họ càng dễ rơi vào trạng thái bế tắc. Như vậy, chúng ta có thể khẳng định rằng những học sinh có tinh thần lạc quan có khuynh hướng sử dụng cách ứng phó mang tính hiện thực hơn. Nhìn chung, kết quả nghiên cứu này khá tương đồng với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Phước Cát Tường (2010) trong việc kết luận về tính ưu việt của tinh thần lạc quan đối với hành vi ứng phó với stress.
Bảng 3.12. Hệ số tương quan giữa tinh thần lạc quan và các cách ứng phó với stress của học sinh THPT
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | |
Lạc quan | 0,30** | -0,01 | 0,25** | 0,20** | 0,24** | 0,18** | 0,16** | -0,05 |
Bi quan | 0,06 | -0,13** | 0,08 | -0,01 | -0,07 | 0,01 | -0,09* | -0,13** |
Chung | 0,23** | -0,09* | 0,21** | 0,12** | 0,11* | 0,12** | 0,04 | -0,11** |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thực Trạng Về Cách Ứng Phó Với Stress Của Học Sinh Trung Học Phổ Thông -
Cách Ứng Phó Với Stress Của Học Sinh Thptdưới Góc Độ Khối Lớp -
Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Cách Ứng Phó Với Stress Của Học Sinh Trung Học Phổ Thôngcó Kiểu Nhân Cách Khác Nhau -
Ảnh Hưởng Của Tinh Thần Lạc Quan – Bi Quan Đến Cách Ứng Phó Với Stress Của Học Sinh Thpt -
Các Biện Pháp Góp Phần Nâng Cao Khả Năng Ứng Phó Với Stress Của Học Sinh Thpt Có Kiểu Nhân Cách Khác Nhau -
Ứng phó với stress của học sinh trung học phổ thông có kiểu nhân cách khác nhau - 21
Xem toàn bộ 239 trang tài liệu này.
Ghi chú: *: Tương quan nhị biến có ý nghĩa ở mức0.05
**: Tương quan nhị biến có ý nghĩa ở mức 0.01
1. Cấu trúc lại nhận thức 5. Tìm kiếm hỗ trợ xã hội
2. Đổ lỗi bản thân 6. Giải quyết vấn đề
3. Mơ tưởng 7. Lảng tránh vấn đề
4. Bộc lộ cảm xúc 8. Cô lập bản thân
Tuy nhiên, khi xét riêng hệ số Pearson giữa thang điểm lạc quan và các cách ứng phó chúng tôi nhận thấy sự tương quan thuận giữa điểm lạc quan và cách ứng phó ―lảng tránh vấn đề‖ (r = 0,16; p < 0,01). Một nghiên cứu trước đây của Nguyễn Phước Cát Tường và Đinh Thị Hồng Vân, 2012 cũng cho thấy một kết quả gần như tương tự (điểm số lạc quan tương quan thuận với ―lảng tránh vấn đề‖, r = 0,23; p
<0,01). Kết quả khảo sát này dường như mâu thuẫn với những kết luận về sự chủ động của những cá nhân có tinh thần lạc quan. Trong trường hợp này, kết quả phần nào phản ánh rằng, đối với các học sinh có tinh thần lạc quan thì việc lảng tránh những tình huống gây stress và loại bỏ những ý nghĩ tiêu cực ra khỏi đầu óc có vẻ dễ dàng hơn những học sinh bi quan. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu của Chesney và các cộng sự (2006) cũng đã giải thích một cách khá hợp lý cho thực tế này. Theo nhóm tác giả này, việc ―lảng tránh vấn đề‖ thành công giúp cá nhân mất ít năng lượng thần kinh và tinh thần hơn. Đồng thời, hiệu quả ngắn hạn này rất quan trọng để tạo bước đệm cho các cá nhân tiến hành các hành vi ứng phó tích cực mang tính dài hạn hơn. Tuy nhiên, chúng ta cũng nhận thấy rằng, cần tránh những lạc quan “phi thực tế” để dẫn đến mơ tưởng “tiêu cực” mà sự lạc quan này phải dựa trên những hiện thực sẵn có. Đây là một điều hết sức quan trọng, bởi ranh giới giữa chúng là khá mong manh, nếu vượt qua được thì sự thành công của họ trở nên vững vàng và là “bước đệm” cho những nghịch cảnh về sau.
Đồng thời, trong nghiên cứu này, chúng tôi tìm thấy mối tương quan giữa tinh thần lạc quan với cách ứng phó ―mơ tưởng‖ (r = 0,21; p < 0,01). Kết quả này khá tương tự với nghiên cứu trước đây của Nguyễn Phước Cát Tường (2010). Hệ số tương quan này đã phần nào phản ánh rằng, những học sinh có tinh thần lạc quan là những người thường hay mơ tưởng viển vông. Kết quả nghiên cứu này đồng nhất với quan điểm của Seligman (1998): “Cái mà người lạc quan còn thiếu, mà người bi quan lại có thừa – đó là đánh giá đúng đắn thực tế. Nếu không đánh giá đúng thực tế thì sự lạc quan có thể gây phương hại”. Như vậy, sự lạc quan chỉ đem lại kết quả mong muốn khi cá nhân nhìn nhận và đánh giá chính xác thực trạng của vấn đề.
Như vậy, nhìn chung, học sinh THPT có tinh thần lạc quan thường thích ứng tốt với các tình huống khó khăn nhờ biết cách ứng phó hiệu quả. Tuy nhiên, cần lưu ý rằng nội hàm và cấu trúc của khái niệm lạc quan và bi quan là tương đối phức tạp. Trong khi đó, thang đo LOT – R của Carver và các cộng sự (1988) được sử dụng trong nghiên cứu này đánh giá tính lạc quan dưới phương diện những mong đợi tích
cực và tiêu cực về kết quả của sự kiện trong tương lai nên khó có thể xác định tính thực tế hoặc phi thực tế của tinh thần lạc quan. Các nghiên cứu tương lai cần sử dụng một thang đo khác cụ thể hơn để khẳng định rõ hơn nữa mối tương quan giữa tinh thần lạc quan - bi quan và các cách ứng phó với stress.
3.4.1.3. Mối quan hệ giữa cách ứng phó stress và mức độ stress
Số liệu ở bảng 3.13 cho thấy mức độ stress của học sinh THPT là tương đối vừa phải, ở mức độ trung bình (với M = 3,12). Cụ thể trong số 571 mẫu khảo sát, có 431 mẫu thuộc khoảng dưới 34 điểm, tức là ở mức độ cấp tính (mức độ thấp), chiếm tỷ lệ 75,5%. Tiếp đó có 126 mẫu khảo sát nằm trong khoảng 34-40 điểm, tức là ở mức độ bắt đầu quá tải vì stress (mức độ trung bình), cần được hỗ trợ để vượt qua, chiếm tỷ lệ 22,1%. Đặc biệt có 14 mẫu khảo sát nằm trong khoảng trên 40 điểm, thuộc nhóm bị stress nặng (mức độ cao), cần được khám và điều trị, chiếm tỷ lệ2,5%.
Bảng 3.13. Mức độ stress của học sinh THPT
N | M | SD | Tần suất % | ||||||
Mức độ stress | 571 | 3,12 | 0,42 | Dưới 34 điểm | 34 – 40 điểm | 41-50 điểm | |||
431 | 75,5 | 126 | 22,1 | 14 | 2,5 | ||||
Có thể khi tiến hành khảo sát, chúng tôi lựa chọn thời điểm chuẩn bị bước vào kỳ thi học kỳ 2 và học sinh khối lớp 12 chuẩn bị cho kỳ thi tốt nghiệp THPT Quốc Gia sắp tới nên mức độ stress của học sinh giai đoạn này cao hơn so với mức bình thường.Kết quả nghiên cứu ở đây nhắc nhở các nhà quản lý giáo dục, các giáo viên và những người làm công tác hỗ trợ học sinh cần có sự quan tâm đặc biệt đến các học sinh, không chỉ giúp họ hạn chế stress mà còn giúp họ lựa chọn cách ứng phó tích cực hiệu quả.
Bảng 3.14. Hệ số tương quan giữa mức độ stress và các cách ứng phó với stress của học sinh THPT
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | |
Mức độ stress | -0,22** | 0,29** | 0,33** | 0,13** | 0,00 | -0,24** | 0,01 | 0,29** |
Ghi chú: **: Tương quan nhị biến có ý nghĩa ở mức 0.01
1. Cấu trúc lại nhận thức 5. Tìm kiếm hỗ trợ xã hội
2. Đổ lỗi bản thân 6. Giải quyết vấn đề
3. Mơ tưởng 7. Lảng tránh vấn đề
4. Bộc lộ cảm xúc 8. Cô lập bản thân
Kết quả hiển thị ở bảng trên cho thấy, mức độ stress của học sinh THPT có chi phối khá lớn đến cách ứng phó của họ. Nhiều nhà nghiên cứu cho rằng các cách ứng phó hiệu quả liên quan đến sự điều chỉnh tâm lý tích cực (dẫn theo Đinh Thị Hồng Vân, 2012). Hệ số tương quan giữa mức độ stress và các cách ứng phó stress đã minh chứng cho nhận định trên.
Số liệu khảo sát cho thấy những học sinh có mức độ stress cao thường ít sử dụng các cách ứng phó tích cực. Khi căng thẳng, lo âu ở cường độ cao, học sinh THPT thường không kiểm soát được bản thân, khó lấy lại bình tĩnh để tĩnh tâm, suy nghĩ tích cực về những gì xảy ra, tìm mọi cách để giải quyết vấn đề cũng như tìm các chỗ dựa xã hội tin cậy để chia sẻ, xin sự trợ giúp hay tìm đến các hình thức thư giãn, giải trí, thay vào đó học sinh thường chọn cách “mơ tưởng”,“cô lập bản thân”, “đổ lỗi bản thân”. Kết quả này không đồng nhất với nghiên cứu của Đinh Thị Hồng Vân là để giảm thiểu những stress trong cuộc sống các em thường bộc lộ cảm xúc của mình một cách trực tiếp bằng các hành vi ―khóc‖, ―hét thật lớn” hay
―trút giận sang người khác‖…
Nhìn vào bảng số liệu trên ta thấy, có sự tương quan nghịch giữa cách ứng phó
―giải quyết vấn đề‖ và ―cấu trúc lại nhận thức‖ với mức độ stress (r = -0,24, r =- 0,22; p<0,01). Điều này có nghĩa là những mẫu khảo sát nào có cách thức ứng phó
―giải quyết vấn đề‖, ―cấu trúc lại nhận thức‖ càng cao thì mức độ stress càng thấp và ngược lại những mẫu khảo sát nào có cách ứng phó ―giải quyết vấn đề‖, ―cấu trúc lại
nhận thức‖ càng thấp thì mức độ stress càng cao. Kết quả nghiên cứu này khá tương đồng với kết quả nghiên cứu trước đây của Coiro, Bettis, & Compas, 2017 khi cho rằng những học sinh sử dụng chiến lược ứng phó chủ động và tích cực thì có mức độ stress thấp hơn.
Kết quả phân tích ở bảng 3.14 chỉ ra rằng có tương quan thuận giữa cách ứng phó ―bộc lộ cảm xúc‖ với mức độ stress (r=0,13, p<0,01). Điều này có nghĩa là khi
―bộc lộ cảm xúc‖ càng cao thì mức độ stress càng lớn và ngược lại. Kết quả này khá tương tự với nghiên cứu trước đây của Phan Thị Mai Hương, 2007 khi cho rằng nếu bộc lộ cảm xúc một cách thái quá sẽ không làm giảm stress mà thậm chí làm cho tăng cao, khiến con người rơi vào trạng thái mất cân bằng tâm lý. Vì vậy, tính hiệu quả của cách ứng phó này còn tùy thuộc vào mức độ và cách bộc lộ.
Tuy nhiên, khác với các kết quả nghiên cứu trước đây (Author, 1996; Williams và De Lisi, 2000; Nguyễn Phước Cát Tường, 2010; Nguyễn Hoàng Đông và Hồ Công Nghiệp, 2018), ―tìm kiếm hỗ trợ xã hội‖ không có liên hệ có ý nghĩa thống kê đối với mức độ stress. Kết quả này có thể bị ảnh hưởng một phần bởi mức độ stress được đo lường là mức độ stress chung thay vì stress trong học tập. Mặt khác, không phải lúc nào học sinh cũng có thể tìm kiếm sự hỗ trợ xã hội một cách hiệu quả để từ đó làm giảm stress.
Ngoài ra kết quả phân tích ở bảng 3.14 cho thấy, có sự tương quan thuận giữa cách ứng phó ―mơ tưởng‖ với mức độ stress (r=0,33, p<0,01). Điều này cho thấy những mẫu khảo sát có cách ứng phó ―mơ tưởng‖ càng thấp thì mức độ stress càng thấp và ngược lại ―mơ tưởng‖ càng cao thì mức độ stress càng cao. Đây là cách ứng phó thuộc vào nhóm lảng tránh, theo Williams và De Lisi (2000), hành vi lảng tránh là một trong những nguyên nhân khiến mức độ stress tăng cao. Điều này cũng phù hợp với nghiên cứu gần đây nhất của tác giả Nguyễn Thị Bích Tuyền (2021), khi cho rằng ứng phó lảng tránh có mối tương quan thuận với mức độ stress (r =0,582; p < 0,01) [132].
Kết quả khảo sát trên còn cho thấy, có sự tương quan thuận giữa ―đổ lỗi cho bản thân‖ và ―cô lập bản thân‖ với mức độ stress (r = 0,29, p<0,01). Điều này cho thấy những mẫu khảo sát có cách ứng phó ―đổ lỗi cho bản thân‖, ―cô lập bản thân‖
càng thấp thì mức độ stress càng thấp và ngược lại ―đổ lỗi cho bản thân‖, ―cô lập bản thân‖ càng cao thì mức độ stress càngcao. Bởi theo tác giả Author (1996) thì chính sự tĩnh tại cho tâm hồn là điều cần thiết khi gặp stress, tuy nhiên nếu sau đó cá nhân không đối diện với thực tế để tìm hướng giải quyết thì mức độ stress lại càng gia tăng. Mặt khác, nếu cứ âm thầm chịu đựng một mình sẽ không hiệu quả so với việc tìm người chia sẻ để tìm hướng giải quyết. Những cách ứng phó ―tiêu cực‖,
―thiếu hiệu quả‖ này làm cho tình trạng stress càng nghiêm trọng. Kết quả nghiên cứu này một lần nữa khẳng định mức độ stress càng cao càng làm cho học sinh sử dụng cách ứng phó ―may rủi‖ và có thể đem lại những hậu quả nghiêm trọng cho học sinh và nó ảnh hướng đến cách ứng phó tích cực.
Kết quả khảo sát trên một lần nữa chúng ta có thể khẳng định rằng hiệu quả ứng phó với stress của học sinh THPT chưa thật cao. Điều này cho thấy, muốn nâng cao khả năng ứng phó với stress cho học sinh THPT cần phải chú ý cung cấp thêm cho học sinh những hiểu biết về stress cũng như cách phòng tránh stress. Đồng thời thường xuyên tổ chức những buổi sinh hoạt chuyên đề, thành lập những phòng tham vấn tâm lý nhằm cung cấp cho học sinh những liệu pháp tâm lý cũng như việc huấn luyện cho học sinh cách thức sử dụng chúng phù hợp. Từ đó, học sinh có khả năng tự giải tỏa khi gặp phải stress và là một biện pháp hữu hiệu giúp học sinh ứng phó tốt hơn với stress.
3.4.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến cách ứng phó với stress của học sinh trung học phổ thông có kiểu nhân cách khác nhau
Cách ứng phó với stress của học sinh THPT ở các kiểu nhân cách khác nhau có thể xuất phát từ nhiều yếu tố khác nhau. Để nghiên cứu thực trạng các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng ứng phó với stress, chúng chúng tôi đã sử dụng phép hồi quy tuyến tính bội (phương pháp Stepwide) với sự tham gia của các biến: chỗ dựa xã hội, lạc quan – bi quan, mức độ stress. Cụ thể như sau:
3.4.2.1. Ảnh hưởng của chỗ dựa xã hội đến cách ứng phó với stress của học sinh THPT
Với mục đích tìm hiểu ảnh hưởng của chỗ dựa xã hội đến cách ứng phó với stress của học sinh THPT, chúng tôi đã lựa chọn cách ứng phó với stress là biến phụ thuộc và chỗ dựa xã hội là biến độc lập. Để có thể xác định được mối quan hệ nhân
quả giữa biến số chỗ dựa xã hội và biến số các cách ứng phó thì trước tiên, hai biến số này phải đảm bảo mối quan hệ tương quan. Kết quả phân tích số liệu cho biết, có mối tương quan thuận giữa chỗ dựa xã hội và các cách ứng phó với stress của học sinh THPT (p < 0,01; r = 0,31).
Tiếp đó, ph p phân tích hồi quy cho thấy hệ số R2 = 0,098. Như vậy, chỗ dựa
xã hội có thể dự đoán 9,8% sự thay đổi các cách ứng phó với stress của học sinh THPT. Giá trị Sig của kiểm định F là 0,000 < 0,05 cho biết mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được phù hợp với tổng thể mẫu nghiên cứu.
Bảng 3.15. Phân tích hồi quy ảnh hưởng của chỗ dựa xã hội đến cách ứng phó với stress của học sinh THPT
R2 = 0,098 | |||||
R2 hiệu chỉnh = 0,097 | |||||
Sai số chuẩn của ước lượng = 0,38585 | |||||
Mô hình | Tổng các bình phương | Df | Trung bình bình phương | F | Sig |
Hồi quy | 9,219 | 1 | 9,219 | 61,919 | 0,000 |
Phần dư | 84,714 | 569 | 0,149 | ||
Tổng cộng | 93,933 | 570 | |||
Biến độc lâp: chỗ dựa xã hội Biến phụ thuộc: cách ứng phó
Với mục đích đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng thành phần trong chỗ dựa đến cách ứng phó với stress, chúng tôi đã xem x t đồng thời 03 thành phần trong chỗ dựa xã hội bao gồm: bạn bè, gia đình và người đặc biệt như là những biến độc lập và các cách ứng phó với stress là một biến phụ thuộc.
Bảng 3.16. Phân tích hồi quy ảnh hưởng của các thành phần trong chỗ dựa xã hội đến cách ứng phó với stress của học sinh THPT
Hệ số hồi quy đ chuẩn hóa | Sig | VIF | |
Beta | |||
Bạn bè | 0,152 | 0,002 | 1,490 |
Gia đình | 0,015 | 0,754 | 1,386 |
Người đặc biệt | 0,214 | 0,000 | 1,683 |
Hệ số R2 | 0,110 | ||
Hệ số R2 hiệu chỉnh | 0,106 | ||
Hệ số Sig của kiểm định F | 0,000 | ||
Biến phụ thuộc: cách ứng phó
Kết quả phân tích hồi quy cho biết: các thành phần trong chỗ dựa xã hội được đưa vào mô hình hồi quy đa biến có thể giải thích được 11% sự thay đổi cách ứng phó với stress của học sinh (R2 = 0,110). Hệ số Sig của kiểm định F = 0,000 < 0,05 cho biết mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tổng thể. Hệ số VIF của các biến độc lập < 2 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến.
Trong ba biến độc lập được đưa vào mô hình hồi quy tuyến tính, chỉ có chỗ dựa người đặc biệt và chỗ dựa bạn bè có ý nghĩa trong mô hình (p < 0,05). Trong đó chỗ dựa người đặc biệt có ảnh hưởng tích cực mạnh hơn đến cách ứng phó với stress so với chỗ dựa bạn bè; với hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta lần lượt = 0,214 và 0,152. Điều này cho thấy rằng, những học sinh mà có chỗ dựa đặc biệt vững chắc thì sẽ giúp các em dễ dàng lựa chọn được cách ứng phó tích cực. Hay nói cách khác, khi gặp khó khăn, thử thách trong cuộc sống thì chỗ dựa từ người đặc biệt sẽ giúp các em tìm ra được giải pháp tối ưu nhất cho những tình huống phát sinh.
Vậy nên để giúp học sinh THPT có được các cách ứng phó với stress hiệu quả và tích cực thì những hoạt động gắn kết với các thành viên trong lớp, nhóm bạn bè và với các thầy cô giáo cần được tăng cường. Kết quả phỏng vấn sâu cho thấy: Em N.T.H.C học sinh lớp 10 trường THPT H.H.2 (Thanh Hóa) tâm sự ―Em thường tìm đến thầy cô để hỗ trợ khi gặp khó khăn trong học đường‖. Hay bạn học