Uploaded by User49023

psiokopendidikan

advertisement
Halaman 1
Syarat & Ketentuan lengkap akses dan penggunaan dapat ditemukan di
https://www.tandfonline.com/action/journalInformation?journalCode=cedp20
Psikologi Pendidikan
Jurnal Internasional Psikologi Pendidikan Eksperimental
ISSN: (Cetak) (Online) Halaman muka jurnal: https://www.tandfonline.com/loi/cedp20
Estimasi diri yang bias dari kompetensi matematika
dan motivasi dan pencapaian selanjutnya:
efek diferensial untuk pencapaian tinggi dan rendah
siswa
Eunju J. Lee
Untuk mengutip artikel ini: Eunju J. Lee (2020): Estimasi diri bias kompetensi matematika
dan
motivasi dan prestasi berikutnya: efek diferensial untuk siswa berprestasi tinggi dan rendah,
Psikologi Pendidikan, DOI: 10.1080 / 01443410.2020.1821869
Untuk menautkan ke artikel ini: https://doi.org/10.1080/01443410.2020.1821869
Dipublikasikan secara online: 24 Sep 2020.
Kirimkan artikel Anda ke jurnal ini
Tampilan artikel: 54
Lihat artikel terkait
Lihat data Crossmark
Halaman 2
Estimasi diri bias kompetensi matematika dan
motivasi dan prestasi berikutnya: diferensial
efek untuk siswa berprestasi tinggi dan rendah
Eunju J. Lee
Departemen Pendidikan, Universitas Nasional Kyungpook, Daegu, Korea Selatan
ABSTRAK
Penelitian ini menyelidiki apakah bias estimasi diri dalam
kompetensi matematika dikaitkan dengan biaya motivasi atau
manfaat, secara bersamaan dan prospektif, dan apakah ini jugaciations tergantung pada tingkat prestasi siswa. Peserta
Ada 2.807 siswa kelas tujuh yang dinilai kembali setelah 2
tahun untuk memeriksa efek longitudinal pada motivasi dan
prestasi yang disebabkan oleh penilaian berlebihan atas pesaing mereka sendiri.
tence. Ditemukan bahwa siswa berprestasi berpengalaman
manfaat jangka pendek maupun jangka panjang dengan perkiraan yang terlalu tinggi,
meskipun manfaat motivasi diratakan dan tidak ada manfaat lebih lanjut.
kecocokan diamati setelah tingkat overestimasi yang optimal.
Namun, siswa berprestasi rendah mengalami motivasi jangka pendekmanfaat nasional bahkan dengan perkiraan yang terlalu tinggi, tetapi ini
manfaat jangka pendek yang dihasilkan dari perkiraan berlebihan yang ekstrim
keluar menjadi 'piala beracun' tanpa keterampilan dan pengetahuan
untuk meningkatkan kepercayaan diri.
SEJARAH PASAL
Diterima 28 Agustus 2019
Diterima 7 September 2020
KATA KUNCI
Bias estimasi diri;
ilusi positif;
harga yg terlalu tinggi; antar
Est; keterikatan
Keyakinan umum di antara pendidik adalah persepsi siswa tentang kompetensi mereka
dan keyakinan efikasi mereka mewakili variabel penting dalam menjelaskan cara-cara yang
digunakan
siswa merasa dan berperilaku dan, akibatnya, kinerja akademis dan psikofungsi sosial (Bandura, 1997 ). Sebuah fitur yang berbagai persepsi terkait diri
ponents (misalnya konsep diri, kepercayaan diri, kompetensi yang dirasakan, atau
kemanjuran diri)
kesamaannya adalah bahwa mereka semua fokus pada cara individu memandang atau
memperkirakan
kompetensi atau kemampuan mereka sendiri. Sebagian besar penelitian tentang pandangandiri difokuskan pada
tingkat pandangan ini (tinggi atau rendah, positif atau negatif). Mahasiswa yang memiliki
kompetensi lebih termotivasi dan berprestasi lebih baik daripada siswa yang memiliki
kompetensi. Namun, ada pemahaman yang berkembang dalam literatur bahwa
keselarasan keyakinan subjektif dan hasil objektif yang sesuai juga berperan
peran penting dalam menjelaskan varian dalam kinerja dan penyesuaian di atas dan di atas
yang dijelaskan oleh tingkat kompetensi diri yang dirasakan sendiri (Butler, 2011).
HUBUNGI Eunju J. Lee
[email protected]
Departemen Pendidikan, Universitas Nasional Kyungpook, Daegu 702701, Korea Selatan
ß 2020 Informa UK Limited, diperdagangkan sebagai Taylor & Francis Group
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
https://doi.org/10.1080/01443410.2020.1821869
Halaman 3
Setiap individu sangat berbeda dalam hal seberapa positif mereka mengevaluasi kemampuan
mereka. Beberapa
individu memiliki pandangan yang sangat tinggi tentang diri mereka sendiri, sedangkan yang
lain memiliki pandangan yang cukup realistis.
tic atau bahkan pandangan yang terlalu negatif tentang diri mereka sendiri (John &
Robins, 1994 ; Kwan et al.,
2004 ). Siapa yang cenderung lebih adaptif di sekolah dan lebih baik dalam belajar? Satu area
literatur mendukung hipotesis ilusi positif, yang menyatakan bahwa positif
Persepsi diri, meskipun terlalu positif, memiliki sejumlah manfaat penyesuaian
(Taylor & Brown, 1988 ). Ini tidak hanya mencakup penyesuaian psikologis (yaitu mental
kesehatan dan kesejahteraan; Bouffard et al., 2011 ) dan penyesuaian sosial (yaitu
popularitas;
Dufner et al., 2012 ), tetapi juga penyesuaian akademik, seperti peningkatan minat, tugas persistence, dan prestasi (Bonneville-Roussy et al., 2017; Dupeyrat et al., 2011 ). Di
Sebaliknya, peneliti lain telah mengajukan persepsi diri yang realistis dan akurat
evaluasi diri adalah prasyarat untuk fungsi psikologis, sosial, dan akademik adaptif.
tioning (Robins & Beer, 2001 ), dan lebih baik untuk memiliki akurasi, daripada bias, perpersepsi kompetensi seseorang (Narciss et al., 2011). Namun, beberapa peneliti
telah membuktikan bahwa self-estimation kompetensi dikaitkan dengan lebih banyak
biaya, meskipun manfaatnya tidak selalu lebih sedikit, daripada pandangan diri yang realistis
(Gonida &
Leondari, 2011). Selain itu, peneliti lain telah melaporkan bahwa
estimasi dikaitkan dengan manfaat jangka pendek dan biaya jangka panjang, dan pada
paling tidak dalam jangka panjang, hal itu akan mengganggu penyesuaian psikologis (Robins
& Beer, 2001 ).
Dengan demikian, semakin banyak penelitian memberikan dukungan untuk ketidaksesuaian
akun estimasi diri bias. Apakah persepsi diri bias positif lebih
menguntungkan daripada persepsi diri yang realistis dengan demikian tetap tidak
meyakinkan. Namun demikian, ini
masalah ini perlu mendapat perhatian peneliti karena persepsi siswa tentang kompetensi
mereka.
tence dan keyakinan efikasi mereka merupakan variabel penting dalam menjelaskan cara
masuk
yang siswa rasakan dan berperilaku dan, akibatnya, penyesuaian dan perkembangan mereka
(Brendgen et al., 2004). Untuk mengeksplorasi apakah estimasi perbandingan yang terlalu
positif
petence benar-benar bermanfaat untuk fungsi akademis, penelitian ini mengakui tujuh
masalah eral yang harus diatasi yang mungkin berkontribusi pada kurangnya
temuan yang konsisten.
Pertama, penjelasan tentang temuan campuran memperhitungkan metode definisi
membuat bias perkiraan diri. Mengingat bahwa penilaian kompetensi yang berlebihan
diartikan sebagai
pandangan diri yang terlalu positif, penilaian adalah membandingkan laporan diri dengan
objektif
kriteria eksternal (Kwan et al., 2004). Perhatian utama adalah sejauh mana kriteriaion cocok dengan estimasi diri (Murphy et al., 2018 ). Jika perkiraan diri lebih luas dari
kriteria (misalnya penilaian diri kemampuan akademis umum dibandingkan dengan
matematika
prestasi), estimasi diri mungkin berisi pengetahuan sejati yang tidak terukur
aspek kemampuan (misalnya prestasi sains) yang kemudian salah muncul sebagai
overestimation (atau underestimation). Jadi, kecuali sumber yang dinilai sesuai
dengan ukuran kepercayaan diri yang dibandingkan dengan mereka, mereka akan melayani
untuk mengacaukan hasil.
Dalam konteks yang serupa, bias estimasi diri juga akan berfungsi paling baik dalam
memprediksi mereka
konsekuensi bila sesuai dengan hasil yang dirancang untuk itu
meramalkan. Artinya, bias estimasi diri dalam matematika sangat penting untuk memprediksi
hasil yang berhubungan dengan matematika.
datang, bukan hasil di bidang subjek lain atau di domain lain. Leduc dan
Bouffard (2017) mendukung gagasan ini dengan menunjukkan bahwa estimasi diri bias
dalam
2
EJ LEE
Halaman 4
kompetensi akademis tidak terkait dengan variabel fungsi sosial, yang mungkin menyarankan
menunjukkan bahwa korelasinya bisa spesifik untuk berfungsi di domain yang sama. Bahkan,
ukuran khusus domain dari bias estimasi diri paling tepat dalam pemahamankonsekuensi mereka, mengingat bahwa individu yang sama mungkin sangat optimis-
tic dalam beberapa kegiatan sementara meragukan diri sendiri pada orang lain
(Bandura, 1997).
Seperti yang terlihat dari tinjauan literatur yang ada, konsekuensi dari
bias estimasi mungkin berbeda di seluruh domain (Murphy et al., 2018 ), serta metode
mendefinisikan bias perkiraan diri (Butler, 2011). Dengan demikian, penelitian ini membahas
hal ini
masalah dengan meminta peserta untuk memperkirakan kompetensi mereka pada domain
tertentu (mis
matematika) dan membandingkannya dengan kemampuan nyata dalam domain yang sesuai
(yaitu matematika
nilai ujian sebagai kriteria). Studi ini juga berfokus pada kekuatan prediksi
Bias perkiraan diri khusus matematika pada hasil khusus matematika (yaitu keterlibatan dan
minat dalam matematika serta prestasi matematika) sebagai indikator utama estimasi diri
hasil bias.
Kedua, penjelasan lain yang mungkin untuk temuan campuran berkaitan dengan perbedaan
tersebut
aspek konsekuensi bersamaan dan longitudinal. Beberapa peneliti berpendapat
pandangan negatif terselubung dari overestimasi, mengingat bahwa manfaat cross-sectional
dari overestimasi
perkawinan harus cepat berlalu dan pada akhirnya menyebabkan hasil yang merugikan dalam
jangka panjang
(Gresham et al., 2000 ). Mereka mengemukakan bahwa penilaian diri yang terlalu positif
akan menjadi tantangan
dibebani oleh umpan balik realistis dari orang lain dan sebagai hasilnya, motivasi intrinsik,
positif
emosi, dan perilaku positif akan berkurang. Misalnya, Robins dan Beer (2001)
menunjukkan bahwa ilusi positif tentang diri menyertai tingkat kesejahteraan yang tinggi
jangka pendek, sedangkan itu terkait dengan penurunan kesejahteraan selama periode yang
lebih lama
waktu. Berdasarkan temuan ini, mereka mengklaim bahwa ada manfaat jangka pendek dan
biaya jangka panjang dari ilusi positif tentang diri. Argumen ini menyarankan itu
Studi cross-sectional dan longitudinal akan menghasilkan kesimpulan yang berbeda.
Selain itu, banyak penelitian tentang penilaian diri yang bias terhadap kompetensi akademik
meneliti hubungannya dengan prestasi akademik, sedangkan sedikit penelitian
menguji hubungannya dengan hasil motivasi. Dalam salah satu studi longitudinal,
Murphy dkk. (2018 ) menguji pengaruh dari estimasi inflasi siswa sendiri
intelijen atas upaya mereka dan menunjukkan bahwa tidak ada cross-sectional atau
efek gitudinal pada usaha. Namun, temuan mereka terbatas pada penyelidikan overestimasi dalam kecerdasan umum daripada kompetensi dalam bidang subjek tertentu.
Mengingat bahwa konsekuensi bias estimasi diri mungkin berbeda di seluruh domain
(Leduc & Bouffard, 2017 ; Murphy dkk., 2018), studi longitudinal membahas hal ini
masalah akan memberikan bukti kuat dari efek longitudinal pada motivasihasil nasional.
Ketiga, masalah kritis yang harus dieksplorasi adalah apakah efek estimasi diri bias
akan sama untuk semua siswa. Meskipun beberapa penelitian telah meneliti hal ini,
kenyataannya memang demikian
cukup masuk akal untuk mengharapkan bahwa tidak semua individu akan mendapatkan
keuntungan (atau penderitaan) yang sama
perkiraan berlebihan, dan berbagai faktor dapat memoderasi efek ini (Brendgen et al.,
2004 ). Studi ini menyatakan bahwa tingkat pencapaian merupakan salah satu faktor tersebut.
Schunk (1991) telah mengklaim bahwa meskipun efikasi diri yang tinggi mengarah pada
kinerja yang kompeten.
formance, mungkin tidak dilakukan jika siswa kurang memiliki keterampilan yang diperlukan
untuk menjunjung tinggi
keyakinan. Demikian pula, Chen ( 2003 ) membuktikan bahwa estimasi diri bias meskipun
positif
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
3
Halaman 5
dapat meningkatkan motivasi untuk meningkatkan kinerja masa depan, keterampilan yang
mendasari individu
juga faktor signifikan dalam keberhasilan akademis mereka. Ini menyiratkan bahwa masuk
akal
Manfaat overestimation akan lebih besar bila individu memiliki yang mendasarinya
keterampilan dan pengetahuan.
Usher dan Pajares ( 2006) menemukan bahwa sumber efikasi diri berbeda sebagai suatu
fungsi
posisi relatif siswa di kelas akademik mereka. Pengalaman penguasaan, perwakilan
pengalaman, dan keadaan fisiologis masing-masing memprediksi keyakinan efikasi diri
tinggisiswa berprestasi. Namun, tidak ada sumber yang meramalkan keyakinan efikasi diri
akademis
siswa berprestasi rendah, dan hanya keadaan fisiologis yang memprediksikan efek
pengaturan diri mereka
keyakinan cacy. Hal ini menunjukkan bahwa self-efficacy siswa yang berprestasi rendah
tidak
didasarkan pada pengalaman penguasaan. Dengan demikian, siswa yang berprestasi lebih
kecil kemungkinannya untuk melakukannya
memiliki keyakinan efikasi diri mereka ditopang (Usher & Pajares, 2008 ) dan, akibatnya,
kecil kemungkinannya untuk mempertahankan efikasi diri dalam kegiatan pembelajaran.
Secara keseluruhan, penelitian ini mengharapkan bahwa efek overestimasi akan terjadi
lebih besar di antara siswa berprestasi yang memiliki kemampuan dan pengetahuan yang
dibutuhkan
langkan. Sebaliknya, siswa yang berprestasi rendah seharusnya tidak mengalami motivasi
longitudinal.
manfaat nasional sebagai hasil dari penilaian yang berlebihan atas kompetensi matematika
mereka, mengingat itu
kepercayaan diri mereka tidak didasarkan pada keahlian yang dibutuhkan atau pengalaman
penguasaan (Usher &
Pajares, 2006).
Akhirnya, efek bias estimasi diri akan bergantung tidak hanya pada underlymemiliki kemampuan tetapi juga pada besarnya perkiraan yang terlalu tinggi. Sebagian besar
temuan sebelumnya
difokuskan pada hubungan linier antara bias estimasi diri dan penyesuaian; itu
semakin banyak individu meningkatkan diri, semakin baik (atau lebih buruk) mereka harus
menyesuaikan diri
(Taylor et al., 2003 ). Jika demikian, apakah itu berarti bahwa bahkan perkiraan berlebihan
yang ekstrim dari
petence akan bermanfaat? Masuk akal untuk mengharapkan overestimasi yang moderat
akan memerlukan manfaat penyesuaian, tetapi perkiraan yang terlalu tinggi mungkin
memerlukan penyesuaian
biaya (Dufner et al., 2015 ). Misalnya, satu posisi teoretis menegaskan bahwa ada
sebuah marjin yang optimal dari perspektif ilusi positif (Baumeister, 1989). Artinya, efeknya
akan bergantung pada besarnya perkiraan siswa yang terlalu tinggi; meski sedang
perkiraan yang terlalu tinggi akan memerlukan manfaat penyesuaian, perkiraan yang sangat
melambung
kompetensi diri harus dikaitkan dengan kesulitan motivasi lebih lanjut. Ini mengusulkan
bahwa asosiasi lengkung daripada hubungan linier sederhana ada antara overestimasi dan penyesuaian. Namun demikian, hanya dalam beberapa kasus memiliki asosiasi
lengkungtions antara overestimation dan fungsi psikologis telah dilaporkan (mis
Brendgen et al., 2004 ; Dufner dkk., 2015 ). Beberapa penelitian telah mengeksplorasi margin melebih-lebihkan akademis sehubungan dengan fungsi akademis. Saat ini
studi berusaha untuk mengatasi keterbatasan ini seperti yang dijelaskan di bawah ini.
Penelitian ini
Untuk mengklarifikasi efek bias estimasi diri dalam kompetensi akademik pada siswa
motivasi dan prestasi berikutnya, penelitian ini berusaha memperluas sebelumnya
penelitian dengan menyelidiki (a) bias estimasi diri khusus domain dan yang sesuai
hasil dalam domain itu, (b) efek moderasi dari tingkat prestasi siswa, (c)
tingkat marjinal bias perkiraan diri untuk konsekuensi positif, dan (d) bersamaan
4
EJ LEE
Halaman 6
efek, serta efek longitudinal. Diharapkan bahwa (a) estimasi diri bias dalam
kompetensi matematika akan memiliki efek lengkung pada minat matematika, keterlibatan,
dan
prestasi; (b) setiap efek positif dari bias perkiraan diri akan lebih umum
untuk siswa berprestasi tinggi daripada siswa berprestasi rendah; (c) setiap efek positif dari
estimasi diri akan lebih umum secara bersamaan daripada secara prospektif. Ini
studi mengadopsi desain longitudinal yang mencakup dua tahun sekolah, dan ini
diperbolehkan
pemeriksaan efek longitudinal dari bias perkiraan diri dalam matematika pada siswa
minat, keterlibatan, dan prestasi dalam matematika.
metode
Peserta dan prosedur
Studi ini adalah bagian dari proyek longitudinal yang lebih luas (GEPS) memeriksa
pengembanganfungsi psikologis, sosial, dan akademik selama sekolah dasar
tahun hingga akhir tahun sekolah menengah di Korea Selatan. Sebanyak 4.051 sevSiswa kelas tujuh dari 61 sekolah sampel diundang untuk berpartisipasi dalam penelitian
ini. Itu
sekolah mewakili berbagai sekolah di provinsi G Korea Selatan. Dari ini
populasi, total 2.807 siswa kelas tujuh (52,5% laki-laki) berpartisipasi dalam
pelajari dan selesaikan semua item survei.
Survei dilakukan saat peserta kelas tujuh, dan mereka
dinilai kembali 2 tahun kemudian ketika mereka berada di kelas sembilan, meliputi sebuah
rentang usia dari 13 hingga 15 tahun. Tingkat respons di kedua survei adalah 89%
( n ¼2.496). Hasil tes Little's Missing Completely at Random menunjukkan hal itu
tidak ada bias karena nilai yang hilang; v 2 (196) ¼ 146.73, hal ¼ .196. Data dikumpulkan
diajarkan di sekolah selama jam kelas reguler selama bulan terakhir setiap tahun sekolah.
Selama prosedur, siswa diyakinkan bahwa tanggapan mereka akan diterima
dirahasiakan. Pekerjaan itu secara etis ditinjau oleh lembaga tuan rumah dan
disetujui sebelum pengumpulan data dimulai.
Setiap awal semester, siswa mengikuti tes untuk matematika, bahasa Korea, dan
Bahasa Inggris, dan ditempatkan di tiga kelas prestasi yang berbeda berdasarkan setiap mata
pelajaran
nilai ujian. Peserta diklasifikasikan menjadi berprestasi rendah (24,8%), berprestasi sedang
(36,4%), dan tingkat pencapaian tinggi (38,8%) pada Time 1. Tingkat prestasi siswa sebagai
ditentukan oleh keanggotaan salah satu dari tiga kelas matematika digunakan sebagai
moderator
variabel dalam penelitian ini.
Pengukuran
Semua item survei mengacu pada kelas matematika siswa atau matematika sebagai mata
pelajaran
dan mereka dikelola dalam bahasa Korea. Siswa menanggapi setiap item di Likert
skala mulai dari satu ( sama sekali tidak benar ) hingga lima ( sangat benar ).
Kompetensi yang dirasakan dalam matematika
Lima item diadopsi dari skala efikasi diri dari Strategi yang Dimotivasi untuk
Kuesioner Belajar (Pintrich & De Groot, 1990 ). Item yang dinilai subkeyakinan jektif tentang kinerja matematika mereka (misalnya, 'Saya bahkan bisa mengerti
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
5
Halaman 7
hal-hal rumit yang disajikan di kelas matematika ',' Saya yakin saya dapat menerima nilai
yang baik
dalam matematika ', dan' Saya yakin bahwa saya dapat melakukan pekerjaan dengan sangat
baik pada masalah dan tugas
ditugaskan untuk kelas matematika '). Koefisien Cronbach a dalam penelitian ini adalah
0,933 dan
0,953 untuk Waktu 1 (T1) dan Waktu 2 (T2), masing-masing.
Prestasi dalam matematika
Semua siswa mengikuti tes prestasi standar nasional yang serupa
untuk tes prestasi siswa internasional, yaitu TIMSS (The Trends in
Studi Matematika dan Sains Internasional. Nilai ujian matematika dari ujian nasional ini
digunakan baik sebagai variabel hasil dan standar eksplisit untuk mengukur bias dalam
penilaian kompetensi diri siswa dalam matematika. Skor tes berkisar dari 0
hingga 100.
Ketertarikan pada matematika
Empat item dari Kuesioner Minat Studi (Schiefele et al., 1993) diadaptasi
untuk merujuk secara khusus pada mata pelajaran matematika dan untuk menyesuaikan
dengan kelompok sasaran remaja
siswa. Skala menilai minat pribadi dalam subjek matematika, mengetuk mempengaruhikomponen ive, kognitif, dan perilaku dari konstruksi. Item sampel termasuk 'I
suka membaca buku dan memecahkan pemikir hebat yang berhubungan dengan matematika
',' Ketika saya mengerjakan matematika, saya beberapakali benar-benar terserap ', dan' Saya ingin mengetahui lebih banyak tentang beberapa
hal-hal yang kita tangani di kelas matematika '. Koefisien Cronbach a dalam penelitian ini
adalah 0,867 dan 0,889 untuk T1 dan T2.
Keterlibatan dalam pembelajaran matematika
Siswa melaporkan keterlibatan mereka sendiri dalam pembelajaran matematika menggunakan
alat ukur
memilih untuk memanfaatkan keterlibatan perilaku mereka dalam kegiatan pembelajaran di
kelas
(Skinner et al., 2008 ). Keterlibatan perilaku dinilai menggunakan lima item itu
memanfaatkan upaya, perhatian, dan ketekunan siswa saat memulai dan berpartisipasi
Kegiatan Pembelajaran. Item sampel termasuk 'Saya memperhatikan di kelas matematika',
'Saat saya masuk
kelas matematika, saya berpartisipasi aktif dalam kegiatan kelas ', dan' Saya mempersiapkan
pelajaran berikutnya di
rumah'. Koefisien Cronbach a dalam penelitian ini adalah 0,876 dan 0,895 untuk T1 dan T2,
masing-masing.
Bias estimasi diri dalam kompetensi matematika
Bias estimasi diri dalam kompetensi matematika didefinisikan sebagai sejauh mana
kompetensi matematika yang diterima lebih tinggi (atau lebih rendah) daripada kemampuan
matematika yang sebenarnya sebagai
dinilai dengan prestasi matematika. Biasanya, laporan diri tentang kemampuan aktual
mengalami kemunduran
ke ukuran kriteria dari konstruksi yang sama ini untuk membuat indeks estimasi diri
bias yang tidak bergantung pada 'realitas' (Gramzow & Willard, 2006; John & Robins, 1994).
Penelitian ini mengadopsi strategi tersebut, yaitu metode self-criterion residual (SCR),
untuk mendapatkan skor bias estimasi diri. Secara khusus, kompetensi matematika yang
dipersepsikan sendiri di
T1 mengalami regresi pada kriteria eksternal prestasi matematika di T1 di seluruh
seluruh sampel. Skor residual standar di T1 digunakan sebagai indeks harga diri
bias kawin. Skor residu standar di atas nol menunjukkan
persepsi kompetensi matematika daripada yang diharapkan berdasarkan matematika
6
EJ LEE
Halaman 8
pencapaian ( overestimation ), sedangkan skor residual di bawah nol mewakili lebih
persepsi negatif tentang kompetensi matematika ( underestimation ).
Satu keuntungan utama dari metode ini adalah bahwa skor bias estimasi-diri, dengan definisi, secara statistik tidak bergantung pada kriteria. Oleh karena itu, korelasi antara selfskor bias estimasi dan hasil tidak dapat didorong atau ditekan oleh tumpang tindih
kriteria (Dufner et al., 2015). Dalam sampel ini, korelasi antara
skor matematika dan kompetensi matematika nilai diri di kedua penilaian semuanya di atas r
¼ .40 ( p <.001). Ini menunjukkan bahwa varian residual yang cukup besar ada pada siswa
kompetensi matematika yang dinilai sendiri; ini tidak dihitung dengan prestasi matematika.
Untuk menguji kemungkinan hubungan lengkung antara perkiraan diri siswa
bias dan fungsi akademik berikutnya (minat, keterlibatan, dan prestasi),
istilah kuadrat dari skor residual standar juga dihitung.
Strategi analitik
Dua set analisis regresi linier hirarkis dilakukan; satu yang terlibat
datang di T1 (minat dan keterlibatan), sedangkan hasil lain yang terlibat di T2
(minat, keterlibatan, dan prestasi). Serangkaian analisis regresi hierarkis
diulangi, dengan hasil yang berbeda sebagai berikut. Pertama, regresi linier hierarkis
analisis dilakukan untuk memeriksa hubungan bersamaan antara harga diri siswa
bias pasangan dan hasil motivasi (baik minat matematika atau keterlibatan matematika)
di T1. Seiring dengan jenis kelamin siswa, nilai matematika di T1 dimasukkan di urutan
pertama
langkah regresi untuk mengontrol efek prediksi dari variabel-variabel ini
hasil motivasi (Brendgen et al., 2004 ; Stephens et al., 2015 ). Di detik
langkah, skor bias estimasi diri dan skor bias kuadrat dimasukkan sebagai indeks
variabel independen untuk memungkinkan pemeriksaan kontribusi unik mereka. Yang ketiga
langkah, istilah interaksi dua arah (skor bias estimasi diri oleh kelompok kemampuan dan
skor bias kuadrat oleh kelompok kemampuan) ditambahkan ke persamaan.
Kedua, analisis regresi linier hirarkis dilakukan untuk menguji hubungan tersebut
antara bias perkiraan diri siswa di T1 dan konsekuensi prospektif di T2
(minat, keterlibatan, dan prestasi). Untuk tujuan ini, jenis kelamin, nilai matematika
T1, dan variabel hasil yang sama di T1 dimasukkan sebagai variabel independen di
langkah pertama. Pendekatan ini memungkinkan pemeriksaan efek jangka panjang prospektif
terlalu tinggi (atau meremehkan) kompetensi matematika pada fungsi akademik
di T2 sambil mengontrol stabilitas variabel hasil (minat, keterlibatan, atau
prestasi dalam matematika), serta jenis kelamin. Pada langkah kedua, bias estimasi diri
skor dan skor bias kuadrat di T1 dimasukkan sebagai variabel independen. Di
langkah ketiga, istilah interaksi dua arah ditambahkan ke persamaan.
Hasil
Analisis awal
Korelasi nol dari variabel penelitian disajikan pada Tabel 1 . Seperti bisa
dilihat, kompetensi matematika secara signifikan berhubungan dengan prestasi matematika,
keduanya setuju
baru-baru ini dan secara prospektif ( r s ¼ .42 dan .34, masing-masing; p s <.001). Estimasi
diri
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
7
Halaman 9
Meja
1.
Deskriptif
statistik,
Cronbach
Ts
alfa,
dan
tanpa urutan
korelasi
koefisien
antara
variabel.
Jenis kelamin
Mengikutsertakan.
T1
Mengikutsertakan.
T2
Bunga
T1
Bunga
T2
Comp.
T1
Comp.
T2
Perf.
T1
Perf.
T2
SEB
T1
SEB
sq
T1
SEB
T2
SEB
sq
T2
Mengikutsertakan.
T1
.04
Mengikutsertakan.
T
2
SEBUAH
0,03
0,47
AA
SEBUAH
Bunga
T1
.12
ÃÃÃ
0,61
AA
SEBUAH
40
ÃÃÃ
Bunga
T2
.10
ÃÃÃ
0,41
AA
SEBUAH
0,67
ÃÃÃ
.44
ÃÃÃ
Comp.
T1
.12
ÃÃÃ
0,61
AA
SEBUAH
0,41
ÃÃÃ
0,74
ÃÃÃ
.46
AA
SEBUAH
Comp.
T2
.11
ÃÃÃ
.45
AA
SEBUAH
0,67
ÃÃÃ
.45
ÃÃÃ
0,79
AA
SEBUAH
0,53
AA
SEBUAH
Perf.
T1
SEBUAH
.04
SEBUAH
0,39
AA
SEBUAH
0,39
ÃÃÃ
0,33
ÃÃÃ
.36
AA
SEBUAH
0,42
AA
SEBUAH
.45
ÃÃÃ
Perf.
T2
SEBUAH
0,03
.31
AA
SEBUAH
0,42
ÃÃÃ
.28
ÃÃÃ
0,38
AA
SEBUAH
0,34
AA
SEBUAH
.46
ÃÃÃ
0,63
AA
SEBUAH
SEB
T1
.15
ÃÃÃ
.50
AA
SEBUAH
0,27
ÃÃÃ
0,66
ÃÃÃ
0,34
AA
SEBUAH
0,91
AA
SEBUAH
0,37
ÃÃÃ
0,00
0,09
AA
SEBUAH
SEB
sq
T1
0,06
AA
SEBUAH
0,03
SEBUAH
0,07
AA
SEBUAH
0,07
ÃÃÃ
SEBUAH
.05
SEBUAH
SEBUAH
.08
AA
SEBUAH
SEBUAH
.04
SEBUAH
.04
SEBUAH
SEBUAH
.05
AA
SEBUAH
0,07
ÃÃÃ
SEB
T2
0,14
ÃÃÃ
0,34
AA
SEBUAH
0,54
ÃÃÃ
.36
ÃÃÃ
0,69
AA
SEBUAH
0,41
AA
SEBUAH
0,89
ÃÃÃ
0,18
AA
SEBUAH
0,00
0,37
ÃÃÃ
SEBUAH
0,02
SEB
sq
T2
0,03
SEBUAH
.04
SEBUAH
SEBUAH
.10
ÃÃÃ
SEBUAH
.04
SEBUAH
SEBUAH
.08
AA
SEBUAH
SEBUAH
.04
SEBUAH
SEBUAH
.11
ÃÃÃ
SEBUAH
0,06
AA
SEBUAH
SEBUAH
.12
AA
SEBUAH
SEBUAH
0,02
.23
AA
SEBUAH
SEBUAH
0,06
AA
Cronbach
Ts
Sebuah
0,88
0,90
0,87
0,89
0,93
0,95
M
3.24
3.32
3.06
3.10
3.22
3.27
49.95
49.97
SD
0,95
1.01
0,93
0,98
0,96
1.03
10.04
10.02
Kecondongan
SEBUAH
0,17
SEBUAH
0,33
SEBUAH
.05
SEBUAH
.12
SEBUAH
.10
SEBUAH
0,18
SEBUAH
.11
0,47
Kurtosis
SEBUAH
0,16
SEBUAH
0,21
SEBUAH
0,01
SEBUAH
0,03
SEBUAH
0,14
SEBUAH
0,33
SEBUAH
1.09
SEBUAH
0,86
Catatan.
Mengikutsertakan.:
Keterikatan;
Comp .:
Kompetensi;
Perf .:
kinerja;
SEB:
perkiraan diri sendiri
bias;
SEB
sq
:
SEB
kuadrat.
Jenis kelamin
adalah
berkode
0
¼
gadis,
1
¼
anak laki-laki.
T1
¼
pertama
penilaian
(kelas
7);
T2
¼
kedua
penilaian
(kelas
9,
2
tahun
setelah
T1).
ÃÃÃ
p
<
0,001.
AA
p
<
0,01.
SEBUAH
p
<
.05.
8
EJ LEE
Halaman 10
bias dalam kompetensi matematika dikaitkan dengan minat matematika baik secara
bersamaan maupun
prospektif ( r s ¼ . 66 dan .34, p s <.001) serta dengan keterlibatan matematika, keduanya
secara bersamaan dan prospektif ( r s ¼ .50 dan .27, p s <.001). Siswa yang overestidikawinkan, kompetensi matematika mereka cenderung melaporkan keterlibatan yang lebih
tinggi dan interest dalam matematika. Selain itu, perkiraan berlebihan memiliki hubungan yang jauh lebih
kuat dengan
minat dibandingkan dengan keterlibatan, baik secara bersamaan maupun prospektif ( z s ¼
9.35 dan
2.80, p s <.01).
Untuk memeriksa lebih lanjut apakah jenis kelamin dan tingkat prestasi di T1 terkait
self-estimasi bias, siswa diklasifikasikan menjadi lima kelompok berdasarkan harga diri
mereka.
indeks bias pasangan; overestimator ekstrim (lebih tinggi dari 2,00), underestimator ekstrim
(lebih rendah dari À2.00), overestimator sedang (antara 1.00 dan 2.00), sedang
underestimators (antara À1.00 dan À2.00), dan estimator realistis (antara À1.00
dan 1.00). Tabel 2 menunjukkan frekuensi dan persentase dari lima kelompok.
Ada perbedaan gender yang signifikan dalam hal klasifikasi kelompok; v 2 (4) ¼
65.83, hal <.001. Sisa standar yang disesuaikan ( d ij ) menunjukkan bahwa secara signifikan
lebih
anak perempuan dibandingkan anak laki-laki diamati dalam kelompok underestimators
sedang ( d ij ¼ 3.8)
dan penduga realistis ( d ij ¼ 3.6), dan secara signifikan lebih sedikit anak perempuan
daripada anak laki-laki dalam kelompok
dari overestimator sedang ( d ij ¼ À6.5) dan overestimators ekstrim ( d ij ¼ À3.5). Ini
menunjukkan bahwa lebih banyak anak laki-laki melebih-lebihkan kompetensi matematika
mereka, sedangkan lebih banyak anak perempuan
ditemukan meremehkan kompetensi matematika mereka. Mengingat bahwa gadis ditemukan
mengungguli anak laki-laki ( t ¼2.06, p <.05), anak laki-laki lebih cenderung menjadi
overestimator
spektif kinerja mereka.
Selain itu, ada perbedaan signifikan dalam klasifikasi kelompok di seluruh
kelompok tingkat prestasi yang berbeda; v 2 (8) ¼ 118.30, hal <.001. Jauh lebih banyak
underestimator sedang ( d ij ¼ 5.3) dan underestimator ekstrim ( d ij ¼ 3.2)
diamati pada kelompok berprestasi rendah, sedangkan overestimators ( d ij
¼ 7.6) diamati pada kelompok siswa berprestasi.
Menariknya, tidak ada perbedaan yang signifikan dalam proporsi overestimators di tiga kelompok ( d ij <0,10).1
Efek bersamaan dari bias estimasi diri pada minat dan keterlibatan
Efek bersamaan pada bunga
Seperti yang terlihat di atas Tabel 3, analisis regresi yang melibatkan minat matematika di T1
sebagai
hasil mengungkapkan bahwa anak laki-laki menunjukkan minat lebih dari anak perempuan (b
¼ .13, p <.001).
Minat matematika siswa di T1 meningkat karena terlalu tinggi mereka menilai kompetensi
matematika
Tabel 2. Frekuensi (dan persentase) underestimators, akurat, dan overestimators pada tiga
tingkat pencapaian yang berbeda (pada waktu 1 di kelas 7) dan lintas gender.
Berprestasi rendah Med-berprestasi Berprestasi tinggi
Total
Anak laki-laki
Cewek
Total
Ekstrem di bawah
31 (40,8%) a
32 (42,1%) a
13 (17,1%) b
76 (100%)
42 (53,3%) a
34 (44,7%) a
76
Sedang di bawah 123 (37,4%) a
124 (37,7%) b
82 (24,9%) c
329 (100%) 138 (41,9%) b
191 (58,1%) a
329
Realistis
462 (24,6%) a
696 (37,1%) a
718 (38,3%) a
1.876 (100%) 936 (49.9%) b
940 (50,1%) a
1.876
Sedang
48 (11,9%) a
127 (31,5%) b
228 (56,6%) c
403 (100%) 272 (67,5%) b
131 (32,5%) a
403
Ekstrim berakhir
14 (25,0%) a
21 (37,5%) a
21 (37,5%) a
56 (100%)
41 (73,2%) b
15 (26,8%) a
56
N
678 (24,7%) 1.000 (36,5%) 1.062 (38,8%) 2.740 (100%) 1.429 (52,2%) 1.311 (47,8%) 2.740
Catatan. Grup berarti berbagi langganan yang sama tidak berbeda secara signifikan pada
tingkat .01.
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
9
Halaman 11
di T1 meningkat (b ¼ .66, p <.001). Ada hubungan linier positif antara siswa
penyok terlalu tinggi terhadap kompetensi dan minat matematika. Meskipun diri kuadratBias estimasi di T1 tidak terkait dengan minat matematika bersamaan, efek kuadrat
bervariasi di tingkat prestasi siswa (b ¼ .16, p <.001). Untuk menafsirkan sifat
interaksi, efek kuadrat diperiksa pada tiga pencapaian yang berbeda
level. Ada efek linier positif untuk ketiga kelompok, dan ukuran efek ini
tidak berbeda di seluruh kelompok (semua z s <1,50). Sebaliknya, ada yang signifikan
perbedaan kelompok dalam efek lengkung ( z s <3,53). Ada garis lengkung negatif
efek untuk siswa berprestasi rendah (b ¼ À.08, p <.05), sedangkan ada positif
efek lengkung untuk siswa berprestasi menengah dan tinggi (bs> .05, p s <.05).
Untuk menguraikan temuan ini, Gambar 1 (sisi kiri) menggambarkan hubungan antara
besarnya bias estimasi diri siswa dalam kompetensi matematika dan konkuren
minat matematika untuk kelompok prestasi yang berbeda. Seperti yang bisa dilihat, untuk
medium- dan
siswa berprestasi, overestimasi terkait dengan minat matematika yang lebih tinggi
meremehkan itu terkait dengan minat matematika yang lebih rendah. Menariknya, tidak ada
sigperbedaan yang signifikan antara overestimator sedang dan overestimator ekstrim, indikator
menyatakan bahwa ada tingkat perkiraan yang terlalu tinggi dan tidak ada manfaat lebih
lanjut dari
melebih-lebihkan melebihi level ini. Namun, pola hasil ini tidak
diamati untuk siswa berprestasi rendah, yang malah menunjukkan peningkatan linier dalam
matematika
bunga karena perkiraan berlebihan meningkat. Bahkan perkiraan diri yang sangat meningkat
terkait dengan
minat matematika yang lebih tinggi daripada perkiraan diri yang cukup meningkat.
Efek bersamaan pada keterlibatan
Seperti yang terlihat di bagian bawah Tabel 3 , keterlibatan matematika siswa di T1
meningkat sebagai
overestimasi mereka kompetensi matematika di T1 meningkat (b ¼ .50, p <.001). Sana
Tabel 3. Efek bersamaan linear dan kuadrat dari perkiraan berlebihan kompetensi matematika
pada interest dan keterlibatan dalam matematika.
Langkah 1
Langkah 2
LANGKAH 3
b
b
b
b
b
b
sr
ES ( f 2 )
Bunga T1
Jenis kelamin
.25
.13ÃÃÃ
0,06
.03Ã
0,06
.03Ã
.05
0,00
Prestasi T1
0,03
.34ÃÃÃ
0,03
.34ÃÃÃ
0,03
.33ÃÃÃ
0,42
0,39
T1 SEB
0,62
.66ÃÃÃ
0,59
.63ÃÃÃ
30
.20
T1 SEB
sq
À.01
À.02
À.11
À.16ÃÃÃÃ
À.10
0,02
Kelas SEB
0,00
0,01
0,00
0,00
SEB
sq  Kelas
.05
.16ÃÃÃ
.10
0,02
R2
.13ÃÃÃ
.55ÃÃÃÃ
.56ÃÃÃ
DR2
.42ÃÃÃ
.01ÃÃÃÃ
Keterlibatan T1
Jenis kelamin
.10
.05ÃÃ
À.05
À.03
À.06
À.03Ã
0,00
0,00
Prestasi T1
.04
.39ÃÃÃ
.04
.39ÃÃÃ
.04
.37ÃÃÃÃ
0,39
0,29
T1 SEB
.48
.50ÃÃÃ
0,41
.44ÃÃÃ
.20
.05
T1 SEB
sq
0,02
0,03
À.10
À.15ÃÃÃ
0,02
0,02
Kelas SEB
0,02
.04
0,00
0,00
SEB
sq  Kelas
0,06
.19ÃÃÃ
0,02
0,02
R2
.16ÃÃÃ
.40ÃÃ
0,41ÃÃÃ
DR2
.24ÃÃÃÃ
.01ÃÃÃÃ
Catatan. SEB¼ bias estimasi diri; SEB persegi ¼ SEB kuadrat; Jenis kelamin diberi kode 0
¼ perempuan, 1 ¼ laki-laki. b ¼ kopi tidak standar
cients; b ¼ koefisien standar; sr ¼ koefisien korelasi semi-parsial; Ukuran efek ES¼.
ÃÃÃ p <.001.
ÃÃ p <.01.
à p <.05.
10
EJ LEE
Halaman 12
adalah efek linier positif dari bias estimasi diri pada keterlibatan matematika. Sebagai
tambahan,
efek kuadrat tergantung pada tingkat prestasi siswa (b ¼ .19, p <
0,001). Meskipun tidak ada efek lengkung signifikan yang ditemukan pada pencapaian
rendah atau sedang
siswa, ada efek lengkung positif pada siswa berprestasi tinggi (b ¼ .08, p <
0,01), yang berbeda secara signifikan dengan yang ditemukan pada siswa berprestasi rendah
( z ¼2,54). Gambar 1 (sisi kanan) menggambarkan hubungan antara besaran siswa
bias estimasi diri dan keterlibatan matematika bersamaan untuk tiga pencapaian yang
berbeda-
tingkat ment.
Efek longitudinal dari bias estimasi diri pada minat, keterlibatan, dan
kinerja
Efek longitudinal pada bunga
Seperti yang terlihat di atas Tabel 4 , overestimasi kompetensi matematika di T1 positif
prediksi minat matematika di T2 (b ¼ .19, p <.001). Sebaliknya, self-estimabias di T1 tidak memprediksi minat matematika di T2, menunjukkan bahwa ada yang positif
hubungan linier antara bias perkiraan diri siswa di T1 dan minat matematika di T2
(lihat Tabel 4 , bagian atas). Selain itu, hubungan ini tergantung pada pencapaian siswatingkat ment. Efek linier prospektif signifikan hanya untuk medium dan
siswa berprestasi tinggi (masing-masing b ¼ .23 dan .17, p s <.001), tetapi tidak quadefek ratic. Untuk siswa berprestasi rendah, hanya efek lengkung yang mencapai signifikansi
tingkat cant (b ¼ À.12, p <.01) dimana pengaruh positif terhadap minat matematika menurun
sebagai overestimation meningkat
Gambar 2 (sisi kiri) menggambarkan bahwa, untuk siswa berprestasi sedang dan tinggi,
overestimation terkait dengan minat matematika yang lebih tinggi sementara underestimation
terkait
untuk menurunkan minat matematika. Menariknya, tidak ada perbedaan yang signifikan
antara keduanya
overestimators sedang dan overestimators ekstrim, menunjukkan bahwa ada martingkat akhir dari perkiraan terlalu tinggi tetapi tidak ada manfaat lebih lanjut dari perkiraan
yang terlalu tinggi di luar ini
tingkat. Pola hasil yang berbeda diamati untuk siswa yang berprestasi rendah
menunjukkan penurunan yang signifikan dalam minat matematika setelah tingkat optimal
overestimation, menunjukkan bahwa perkiraan yang terlalu tinggi memiliki efek merugikan pada
matematika
bunga secara longitudinal.
Efek longitudinal pada keterlibatan
Seperti yang dapat dilihat pada Tabel 4 (bagian bawah), terdapat pola hasil yang analog
dengan
efeknya pada bunga. Anak laki-laki menunjukkan lebih sedikit pertunangan dibandingkan
anak perempuan (b ¼ À.04, p <.05).
Gambar 1. Prediksi minat T1 dan keterlibatan dalam matematika dari over / underestimation
matematika
kompetensi di T1 sesuai dengan tingkat pencapaian.
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
11
Halaman 13
Penaksiran berlebihan kompetensi matematika di T1 secara positif memprediksi matematika
yang lebih tinggi
keterlibatan di T2 (b ¼ .13, p <.001). Selain itu, bias estimasi diri kuadrat di T1
prediksi matematika yang negatif di T2 (b ¼ À.04, p <.05).
Seperti yang terlihat pada temuan sebelumnya untuk minat dalam matematika, istilah
interaksi
dimasukkan pada langkah berikutnya memberikan kontribusi yang signifikan pada model,
menunjukkan itu
baik efek linier dan efek kuadrat tergantung pada prestasi siswa
level. Efek linier prospektif hanya signifikan untuk media dan tinggi
siswa berprestasi (bs ¼ .12 dan .15 masing-masing, p s <.001,), tetapi tidak kuadrat
efek. Untuk siswa berprestasi rendah, hanya efek lengkung yang mencapai signifikan
tingkat (b ¼ À.15, p <.001); efek positif pada keterlibatan matematika menurun karena overestimasi meningkat. Seperti yang terlihat pada Gambar 2 (sisi kanan), pola hasil yang analog
ditemukan dengan itu untuk minat matematika seperti yang dilaporkan di atas.
Gambar 2. Prediksi minat dan keterikatan T2 dalam matematika dari perkiraan berlebihan /
meremehkan matematika
kompetensi di T1 sesuai dengan tingkat pencapaian.
Tabel 4. Efek longitudinal linier dan kuadrat dari perkiraan berlebihan kompetensi
matematika pada
minat dan keterlibatan dalam matematika.
Langkah 1
Langkah 2
LANGKAH 3
b
b
b
b
b
b
sr
ES ( f 2 )
Bunga T2
Jenis kelamin
0,14
.07ÃÃÃ
.12
.06ÃÃ
.11
.06ÃÃ
0,07
0,00
Prestasi T1
0,02
.24ÃÃÃÃ
0,03
.29ÃÃÃ
0,03
.27ÃÃÃ
0,27
.10
Bunga T1
0,37
.35ÃÃÃÃ
0,22
.21ÃÃÃ
0,21
.20ÃÃÃ
.15
0,03
T1 SEB
0,19
.19ÃÃÃ
.08
.08
0,03
0,00
T1 SEB
sq
À.01
À.02
À.13
À.18ÃÃÃÃ
À.08
0,01
Kelas SEB
.04
.10
.04
0,00
SEB
sq  Kelas
.05
.17ÃÃÃ
.08
0,01
R2
.25ÃÃÃ
.27ÃÃÃ
.28ÃÃÃ
DR2
.02ÃÃÃ
.01ÃÃÃÃ
Keterlibatan T2
Jenis kelamin
À.07
À.04Ã
À.10
À.05
À.11
À.05ÃÃ
À.06
0,00
Prestasi T1
0,02
.24ÃÃÃÃ
0,03
.27ÃÃÃ
0,03
.25ÃÃÃ
.25
0,09
Keterlibatan T1
40
.38ÃÃÃ
32
.30ÃÃÃ
.31
.29ÃÃÃ
0,26
.10
T1 SEB
.13
.13ÃÃÃ
À.01
À.01
À.01
0,00
T1 SEB
sq
À.03
À.04Ã
À.18
À.25ÃÃÃÃ
À.12
0,01
Kelas SEB
0,06
.12Ã
.05
0,00
SEB
sq  Kelas
0,07
.21ÃÃÃ
.10
0,01
R2
.27ÃÃÃ
.29ÃÃÃ
.30ÃÃÃ
DR2
.02ÃÃÃ
.01ÃÃÃÃ
Catatan. Bias perkiraan diri SEB¼; SEB persegi ¼ SEB kuadrat. Jenis kelamin diberi kode 0
¼ perempuan, 1 ¼ laki-laki. b ¼ coefficients; b ¼ koefisien standar; sr ¼ koefisien korelasi semi-parsial. Ukuran efek ES¼.
ÃÃÃ p <.001.
ÃÃ p <.01.
à p <.05.
12
EJ LEE
Halaman 14
Efek longitudinal pada prestasi matematika
Seperti yang terlihat pada Tabel 5, analisis regresi yang melibatkan pencapaian di T2 sebagai
hasil
mengungkapkan bahwa bahkan setelah prestasi matematika di T1 diperhitungkan, siswa
overestimasi kompetensi matematika di T1 secara positif memprediksi pencapaian
matematika merekament di T2 (b ¼ .07, p <.01), sedangkan bias estimasi diri kuadrat tidak (lihat
Tabel 5 ). Langkah yang melibatkan istilah interaksi tidak mencapai signifikansi statistik,
menunjukkan bahwa hubungan ini tidak berbeda di antara tingkat pencapaian siswa.
Diskusi
Sementara beberapa penelitian yang ada menunjukkan bahwa kecenderungan individu untuk
melebih-lebihkan
kompetensi mereka mungkin memiliki sejumlah manfaat penyesuaian, penelitian lain
menyarankan
yakin bahwa penilaian diri yang realistis lebih bermanfaat. Untuk mengeksplorasi
konsekuensi dari
bias estimasi diri, penelitian ini menguji apakah (a) bias estimasi diri diprediksi
minat atau keterlibatan di atas pencapaian dan sementara memperhitungkan gender
perbedaan, dan (b) apakah pengaruh bias estimasi diri bervariasi tergantung pada
besarnya bias estimasi diri itu sendiri, dan (c) apakah efeknya bervariasi tergantungpada tingkat pencapaian. Ini dieksplorasi melalui cross-sectional dan juga
melalui model longitudinal. Temuan utama sekarang dibahas.
Mengenai efek linier bersamaan dari bias estimasi diri, penemuan iniTemuan menunjukkan bahwa siswa menganggap diri mereka sangat kompeten, meskipun
sebenarnya tidak
benar, lebih mungkin untuk secara aktif terlibat dalam pembelajaran matematika dan menjadi
interested dalam matematika. Selain itu, siswa dengan persepsi yang terlalu positif
kompetensi cenderung mengalami minat dan keterlibatan yang lebih tinggi, dan lebih baik
prestasi dalam matematika selama periode waktu 2 tahun. Efek jangka panjang ini signifikan
tidak bisa, di luar pengaruh tingkat minat, keterlibatan, dan pencapaian sebelumnya.
Ini mengurangi kemungkinan bahwa hubungan antara overestimation dan
variabel hasil hanya karena pengukuran kontemporer.
Tabel 5. Efek longitudinal linier dan kuadrat dari perkiraan berlebihan kompetensi
matematika pada
prestasi dalam matematika.
Langkah 1
Langkah 2
LANGKAH 3
b
b
b
b
b
b
sr
ES ( f 2 )
Kinerja T2
Jenis kelamin
À.38
À.02
À.43
À.02
À.44
À.02
À.03
0,00
Prestasi T1
0,59
.59ÃÃÃÃ
0,61
.61ÃÃÃ
0,61
.61ÃÃÃ
0,55
.50
Bunga T1
0,53
.05ÃÃ
0,07
0,01
.04
0,01
0,00
0,00
Keterlibatan T1
.50
.05Ã
0,33
0,03
30
0,03
0,03
0,00
T1 SEB
0,69
.07ÃÃ
0,82
.08
0,03
0,00
T1 SEB
sq
À.13
À.02
À.53
À.07
À.04
0,00
Kelas SEB
À.09
À.02
À.01
0,00
SEB
sq  Kelas
0,21
0,06
0,03
0,00
R2
.39ÃÃÃ
0,40ÃÃÃ
0,40ÃÃÃ
DR2
.01ÃÃ
0,00
Catatan. SEB¼ bias estimasi diri; SEB persegi ¼ SEB kuadrat. Jenis kelamin diberi kode 0
¼ perempuan, 1 ¼ laki-laki. b ¼ kopi tidak standar
cients; b ¼ koefisien standar; sr ¼ koefisien korelasi semi-parsial. Ukuran efek ES¼.
ÃÃÃ p <.001.
ÃÃ p <.01.
à p <.05.
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
13
Halaman 15
Lebih penting lagi, ada margin overestimasi optimal yang akan dihasilkan
dalam konsekuensi positif, dan efek lengkung ini berbeda tergantung pada siswa
tingkat pencapaian. Untuk siswa berprestasi menengah dan tinggi, sambil melebih-lebihkan
memiliki efek positif jangka pendek maupun jangka panjang pada minat dan keterlibatan,
manfaat motivasi ini diratakan dan tidak ada manfaat lebih lanjut yang diamati setelah a
ambang overestimasi. Artinya, minat dan keterlibatan matematika sangat
siswa yang terlalu percaya diri sama tingginya dengan siswa yang terlalu percaya diri.
Ini menunjukkan bahwa ada manfaat motivasi tetapi tidak ada biaya harga diri yang
meningkat.
kation untuk siswa berprestasi menengah dan tinggi.
Sebaliknya siswa yang berprestasi rendah, meskipun yang mereka alami bersifat jangka
pendek
manfaat bahkan dengan perkiraan berlebihan yang ekstrim, mengalami penurunan tajam dan
mereka
Penaksiran yang terlalu tinggi terhadap kompetensi diri sendiri merusak motivasi mereka
selama jangka waktu tertentu
waktu. Ini menunjukkan bahwa keuntungan jangka pendek dihasilkan dari perkiraan yang
terlalu tinggi
ternyata menjadi 'piala beracun' bagi siswa tanpa keterampilan dan pengetahuan untuk bol-
ster dan dukung perkiraan diri mereka yang meningkat. Robins dan Beer ( 2001) telah
menegaskan
bahwa ilusi positif tentang diri memiliki manfaat jangka pendek dan biaya jangka
panjang. Itu
temuan ini menunjukkan bahwa hal ini terjadi pada siswa yang berprestasi rendah. Di barisan
dengan gagasan yang dikemukakan oleh Baumeister et al. ( 1996 ), siswa berprestasi rendah
dengan
Pandangan diri yang sangat membesar mungkin akhirnya menyadari bahwa kemampuan
mereka tidak setinggi itu
seperti yang diharapkan dan, jika mereka cenderung gagal, kehilangan minat dan menarik
keterlibatan merekament dalam belajar.
Penemuan ini memverifikasi bahwa efek positif jangka panjang dari perkiraan yang terlalu
tinggi adalah
lebih umum untuk siswa berprestasi, sedangkan siswa berprestasi rendah menjalani
efek merugikan dalam jangka panjang. Ini mendukung gagasan bahwa kompetensi keyakinan
hanya bermanfaat jika ada keterampilan dan pengetahuan yang mendasari (Chen, 2003 ;
Schunk, 1991 ). Hal ini juga mendukung pandangan yang dikemukakan oleh beberapa
peneliti bahwa upaya tersebut
menuju peningkatan pandangan diri positif mungkin tidak selalu menjadi yang paling
strategi intervensi priate untuk semua siswa (misalnya David & Kistner, 2000). Seperti yang
ditunjukkan di
studi ini, peningkatan lebih lanjut dalam kepercayaan diri untuk siswa berprestasi mungkin
menghasilkan motivasi yang lebih tinggi pada saat itu, tetapi mungkin tidak menghasilkan
motivasi jangka panjang lebih lanjut
manfaat motivasi kecuali pengetahuan dan prestasi untuk menegakkannya meningkat
pandangan diri juga hadir.
Secara keseluruhan, penelitian ini menekankan bahwa efek overestimasi bervariasi
tingkat prestasi siswa dan di seluruh besarnya perkiraan yang terlalu tinggi. Jadi, kami
harus mempertimbangkan tingkat prestasi siswa untuk meningkatkan keyakinan kompetensi
mereka.
Mempertahankan pandangan diri yang terlalu tinggi tidak bermanfaat daripada memegang
posisi
penilaian diri sendiri bagi siswa yang berprestasi menengah dan tinggi dan berbahaya bagi
siswa
siswa berprestasi rendah.
Dengan pemikiran ini, bagaimana bisa melebih-lebihkan, atau ilusi positif dari kompetensi,
berkontribusi positif terhadap motivasi dan prestasi matematika, bahkan setelah mengontrol
motivasi dan prestasi matematika sebelumnya? Meski tidak lengkap, pemenuhan diri
efek ramalan dapat menjelaskan mekanisme ini. Nubuatan yang terwujud dengan sendirinya
biasanya
mengacu pada kejadian di mana harapan seseorang tentang orang lain mengarahkannya
berperilaku dalam beberapa cara untuk mengkonfirmasi harapan tersebut (Madon et
al., 1997 ;
Rosenthal, 2003). Dapat dikatakan bahwa ekspektasi seseorang tentang diri mereka sendiri
mungkin
14
EJ LEE
Halaman 16
juga menuntun mereka untuk berperilaku dengan cara yang menegaskan harapan mereka
sendiri (Mattern
et al., 2010 ). Dengan demikian, siswa yang melebih-lebihkan kemampuannya lebih tertarik,
berkomitmen, dan gigih dalam pekerjaan sekolah mereka dan akibatnya mencapai lebih dari
mereka yang tidak melebih-lebihkan kemampuan mereka. Demikian pula, efek positif dari
overestiperkawinan juga bisa menyiratkan bahwa efek negatif mungkin timbul dari meremehkan.
Bouffard dkk. ( 2003 ) telah menunjukkan bahwa siswa dengan ilusi ketidakmampuan pramengirimkan pola motivasi yang memburuk (motivasi intrinsik rendah dan kebanggaan
berkurang
dalam hasil mereka, sikap yang lebih negatif terhadap upaya) dan kinerja akademis yang
lebih burukance. Penelitian ini juga mengungkapkan bahwa meremehkan ekstrim lebih buruk dari
meremehkan sedang terlepas dari tingkat prestasi siswa. Penemuan masa depan
sebaiknya menyelidiki apakah meremehkan sama maladaptifnya dengan perkiraan berlebihan
bersifat adaptif.
Patut diakui bahwa pengaruh estimasi diri bias dalam kompetensi
harus dibedakan dari bias estimasi diri dalam pembelajaran (yaitu kalibrasi
ketidakakuratan pemahaman). Beberapa peneliti telah mengusulkan bahwa tidak akurat
evaluasi diri dapat menyebabkan pencapaian rendah melalui penetapan tujuan yang tidak
efektif dan pengaturan diri sendiri.
lation (Beyer, 1999). Dengan demikian, mereka telah menyoroti pentingnya pemantauanbelajar sendiri, yang mendukung pengendalian belajar dan praktik yang efektif (Chen &
Zimmerman, 2007 ). Dunlosky dan Rawson ( 2012) lebih lanjut menyarankan agar siswa
mungkin dapat meningkatkan pembelajaran mereka jika mereka dilatih untuk memantau
mereka secara akurat
belajar dan menggunakannya untuk mengontrol latihan selanjutnya dengan benar. Sekilas, ini
Argumen tentang akurasi kalibrasi pembelajaran tampaknya bertentangan dengan
menyajikan temuan tentang manfaat overestimasi. Namun, setidaknya ada tiga
berbagai jenis terlalu percaya diri (Moore & Schatz, 2017 ); overestimation (memikirkan itu
Anda lebih baik dari Anda), overplacement (keyakinan berlebihan bahwa Anda lebih baik
daripada yang lain), dan terlalu banyak mengambil keputusan (terlalu yakin Anda tahu yang
sebenarnya). Dengan demikian, multifasifat terlalu percaya diri membuatnya sulit untuk didefinisikan, dan akibatnya, untuk
clude konsekuensinya. Studi tentang akurasi kalibrasi pembelajaran difokuskan
tentang seberapa akurat siswa menilai kinerja mereka pada tes atau tugas pembelajaran
tertentu
bahwa mereka telah menjalani (JOL; penilaian pembelajaran), sedangkan penelitian ini
menyangkut keakuratan (dan bias) estimasi diri kompetensi beserta caranya
siswa dengan baik mampu melaksanakan tugas yang diberikan. Studi ini menyarankan
estimasi diri yang bias secara positif dari kompetensi matematika, bahkan jika tidak selalu
didirikan, mengarah pada peningkatan motivasi dan pembelajaran, sementara itu tidak
mengabaikan
pengaruh akurasi penilaian pada pembelajaran.
Implikasi untuk penelitian masa depan
Penelitian ini memiliki beberapa keterbatasan yang perlu diperhatikan saat
menginterpretasikan
temuan. Pertama, ketika mengukur terlalu percaya diri, satu perhatian utama adalah seberapa
selaras
domain penilaian diri adalah dengan domain ukuran hasil (file
sejauh mana kriteria cocok dengan evaluasi diri). Sejauh mana keyakinan tersebut
kecocokan dengan kenyataan dapat bervariasi tergantung pada jenis dan konseptualisasi overkeyakinan selama ukuran sesuai dengan definisi. Tentang
bias estimasi diri dalam pembelajaran (yaitu akurasi kalibrasi, metakognitif JOL), subjektif
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
15
Halaman 17
ukuran kepercayaan harus sesuai persis dengan ukuran hasil, dengan demikian
menilai kepercayaan pada item tertentu atau pada tingkat tes (Dunlosky et al., 2016 ). Dalam
kontra
trast, tentang overconfidence dalam istilah overestimation yang menunjukkan hal itu
seorang individu berpikir dia lebih baik daripada dirinya, meskipun itu juga menyangkut
derajat
yang mana kriteria tersebut cocok dengan evaluasi diri, tidak mutlak harus cocok
ukuran subjektif kepercayaan dengan ukuran hasil baik pada tingkat item atau
pada tingkat ujian. Selama tindakan subjektif itu menyimpang dari
kriteria diukur, itu akan mewakili tingkat over- / under-estimasi
kompetensi sendiri. Oleh karena itu, untuk menghitung bias perkiraan diri dalam penelitian
ini,
evaluasi kompetensi matematika dibandingkan dengan hasil nyata di
domain sponding sebagai nilai matematika nyata pada tes matematika standar nasional.
Meski demikian, harus diakui bahwa tidak ada jaminan bagi mahasiswa
akan langsung mengacu pada nilai tes matematika standar nasional ketika mereka
memperkirakan
mengawinkan kompetensi matematika mereka, mengingat kompetensi matematika yang
dilakukan evaluasi diri
tidak sesuai persis dengan nilai tes matematika. Penelitian di masa depan diharapkan
mengatasi batasan ini.
Kedua, studi ini menguji bias khusus matematika dan konsekuensi spesifik
matematikanya. Itu
tidak jelas apakah temuan ini dapat diterapkan pada bidang studi lain. Bouffard
dkk. ( 2003) mengemukakan bahwa konsekuensi estimasi diri bias kompetensi
tergantung pada seberapa menantang mata pelajaran sekolah dan, oleh karena itu, seberapa
besar komitmenDibutuhkan upaya dan upaya agar dapat bekerja dengan baik. Studi replikasi jelas
diperlukan untuk mendapatkan pemahaman yang lebih baik tentang efek overestimasi dalam
tantangan yang lebih sedikitdomain ing.
Ketiga, penelitian ini tidak meneliti kognisi atau perilaku spesifik itu
mungkin memediasi hubungan antara bias estimasi diri dan hasil motivasi berikutnyadatang. Mengingat bahwa efek jangka panjang dari bias estimasi diri bervariasi tergantung
pada indikator
tingkat pencapaian vidual, diperlukan lebih banyak penelitian untuk memahami bagaimana
dan mengapa
beberapa siswa yang terlalu percaya diri mengalami konsekuensi positif sementara siswa
yang terlalu percaya diri
siswa penyok tidak. Dalam konteks yang sama, mengingat pandangan sendiri yang bias
negatif
kompetensi dapat merusak motivasi dan prestasi, penelitian di masa depan
harus memeriksa mengapa beberapa siswa secara konsisten meremehkan kompetensi mereka,
sebagai
serta bagaimana dan mengapa mereka mempertahankan bias negatif yang melemahkan
meskipun
memperkuat bukti kemampuan dan pencapaian aktual mereka (Butler, 2011).
Efek overestimation bisa berbeda-beda untuk sekelompok individu tertentu
karakteristik atau dalam keadaan tertentu. Dengan demikian, temuan ini menunjukkan
menyatakan bahwa efek bervariasi dengan tingkat prestasi siswa dan dengan besarnya
tude terlalu tinggi. Namun, ini mungkin bukan satu-satunya faktor yang menjelaskan
kompleksitas fenomena bias estimasi diri. Faktor relevan yang tidak dianggap sebagai
yang dipertimbangkan dalam penelitian ini melibatkan efek tingkat kelas pada bias perkiraan
diri.
Meskipun tingkat kinerja siswa yang sebenarnya merupakan sumber masukan penting bagi
mereka
keyakinan kompetensi sendiri, tingkat kompetensi ini juga sebagian dibentuk oleh umum
tingkat kinerja rekan dan teman sekelas mereka juga. Misalnya, berprestasi
siswa di kelas berprestasi tinggi akan mengungkapkan pandangan diri yang berbeda dari
berprestasi tinggimemasukkan siswa dalam kelas berprestasi rendah (yaitu efek kolam besar-ikan-kecil; Marsh
dkk., 2008).
16
EJ LEE
Halaman 18
Selain itu, fenomena bias estimasi diri dapat terwujud dalam berbagai cara dan cara
derajat yang berbeda berdasarkan karakteristik yang relevan secara budaya. Namun,
meskipun budaya
perbedaan tural dalam prevalensi bias perkiraan diri (Heine & Hamamura, 2007), beberapa
peneliti mengungkapkan bahwa konsekuensinya mungkin tidak berbeda dengan budaya
(misalnya Chung
dkk., 2016 ; O'Mara dkk., 2012). Kendati demikian, pilihan remaja Korea sebagai
peserta penelitian membuka sejauh mana temuan ini berlaku untuk orang lain
populasi. Studi lebih lanjut diperlukan dengan peserta dari budaya yang berbeda untuk
mengeksplorasi kemungkinan bahwa konsekuensi dari bias perkiraan diri mungkin berbeda
budaya, seperti yang disarankan oleh untai lain dari penelitian sebelumnya (Kang et
al., 2003).
Singkatnya, studi lebih lanjut yang memeriksa sumber, korelasi, dan konsekuensi dari
bias estimasi di antara siswa yang berbeda dalam konteks yang berbeda dapat membantu kita
untuk
memperoleh pemahaman yang lebih baik tentang konsekuensi dari sikap diri siswa yang
terlalu positif.
persepsi kompetensi.
Implikasi untuk latihan
Penelitian ini menghasilkan implikasi praktis penting untuk pengajaran sekolah menengahers. Meskipun mungkin tidak terbatas pada domain matematika, ini penting bagi para guru
untuk menyadari penurunan kepercayaan diri siswa pada kompetensi, minat, dan kesenangan
ment dalam matematika (Pinxten et al., 2014 ). Secara keseluruhan, mengakui konsekuensi
positifces peningkatan estimasi diri kompetensi matematika, meningkatkan persepsi siswa
kompetensi matematika mereka sendiri akan memiliki konsekuensi yang menguntungkan
untuk motivasi merekaasi dan kinerja dalam matematika. Pendidik dapat berperan dalam mempromosikan harga diri
fidence dan memperbaiki ilusi inkompetensi (Butler, 2011). Melalui seperti itu
upaya, mengidentifikasi individu yang berisiko menyimpan estimasi diri yang bias negatif
penting untuk memungkinkan intervensi awal yang bertujuan untuk meningkatkan
kepercayaan diri dan untuk melindungi terhadap perkembangan dari pemenuhan diri yang
negatif
cies (Jacobs et al., 2012 ).
Lebih penting lagi, penelitian ini juga menyoroti bahwa ada beberapa siswa
yang tidak akan mendapat manfaat dari intervensi praktis yang dirancang untuk
meningkatkan kepercayaan diri
petence. Kepercayaan diri yang sangat meningkat pada siswa yang berprestasi rendah
mungkin menempatkan mereka pada
risiko jangka panjang meskipun ada manfaat jangka pendek dalam motivasi. Sangat mungkin
bahwa mereka mungkin
menolak dukungan akademis yang sangat dibutuhkan, atau melebih-lebihkan pembelajaran
mereka dan
berhenti belajar sebelum mereka sepenuhnya dipahami (Boekaerts & Rozendaal, 2010). Jadi,
meningkatkan kepercayaan diri lebih lanjut dari siswa berprestasi tampaknya tidak mungkin
mendapatkan keuntungan ketika para siswa ini tampaknya tidak menderita karena kurangnya
kepercayaan diri
saat mempertimbangkan kemampuan kinerja aktual mereka. Penelitian ini juga menyiratkan
siswa berprestasi yang terlalu meremehkan kompetensi mereka
mendapatkan manfaat paling besar dari intervensi tersebut, mengingat bahwa mereka telah
mencapai yang diperlukan
keterampilan dan pengetahuan. Secara keseluruhan, guru harus menargetkan dan
meningkatkan kepercayaan diri
dence dan kinerja secara bersamaan untuk membangun keuntungan belajar yang
berkelanjutan.
Kesimpulan
Studi ini meneliti konsekuensi konkuren dan prospektif dari estimasi diri
bias dalam kompetensi matematika pada minat, keterlibatan, dan prestasi dalam matematika
dan
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
17
Halaman 19
diperiksa lebih lanjut apakah asosiasi ini akan berbeda tergantung pada siswa
tingkat pencapaian. Penelitian ini menunjukkan bahwa siswa berprestasi menengah dan tinggi
penyok mengalami manfaat jangka pendek maupun jangka panjang yang terkait dengan
mation, meskipun manfaat motivasi merata dan tidak ada manfaat lebih lanjut
diamati setelah tingkat overestimasi yang optimal. Sebaliknya, siswa yang berprestasi rendah
penyok mengalami manfaat motivasi jangka pendek bahkan dengan perkiraan yang terlalu
tinggi,
tetapi manfaat jangka pendek yang dihasilkan dari perkiraan yang terlalu tinggi ini ternyata
bermanfaat
sebuah 'piala beracun' dengan tidak adanya keterampilan dan pengetahuan untuk mendukung
kepercayaan. Secara keseluruhan, melebih-lebihkan kemampuan seseorang memiliki manfaat
jangka pendek dan panjang
manfaat terutama bagi siswa berprestasi menengah dan tinggi. Siswa yang berprestasi rendah
mengalami beberapa manfaat dari perkiraan yang terlalu tinggi kecuali jika nilainya sangat
tinggi.
Catatan
1 . Variasi antara sekolah dalam kompetensi diri matematika dan nilai tes matematika
diperiksa.
Korelasi Intraclass (ICC) kompetensi diri matematika dan nilai tes matematika adalah 0,001
dan
0,003, masing-masing. Mempertimbangkan ukuran cluster rata-rata, efek desain kurang dari
2.0;
masing-masing adalah 1,028 dan 1,085. Hal tersebut menunjukkan bahwa perbedaan antar
sekolah sedang
tidak signifikan untuk mempengaruhi hasil.
Pernyataan pengungkapan
Tidak ada potensi konflik kepentingan yang dilaporkan oleh penulis.
Pendanaan
Penelitian ini didukung oleh dana dari National Research Foundation of Korea [NRF2018S1A5A2A01035532].
Referensi
Bandura, A. ( 1997). Kemanjuran diri: Latihan pengendalian . Warga kehormatan.
Baumeister, RF ( 1989) . Margin ilusi yang optimal. Jurnal Psikologi Sosial dan Klinis ,
8 (2), 176–189. https://doi.org/10.1521/jscp.1989.8.2.176
Baumeister, RF, Smart, L., & Boden, JM (1996 ). Hubungan egoisme yang terancam dengan
kekerasan
dan agresi: Sisi gelap dari harga diri yang tinggi. Ulasan Psikologis , 103 (1), 5–33. https: //
doi.org/10.1037/0033-295x.103.1.5
Beyer, S. (1999 ). Perbedaan gender dalam keakuratan ekspektasi dan evaluasi kelas. Seks
Peran , 41 (3/4), 279–296. https://doi.org/10.1023/A:1018810430105
Boekaerts, M., & Rozendaal, JS (2010 ). Menggunakan beberapa indeks kalibrasi untuk
menangkap
gambaran kompleks tentang apa yang mempengaruhi keakuratan perasaan percaya diri
siswa. Belajar dan
Instruksi , 20 (5), 372-382. https://doi.org/10.1016/j.learninstruc.2009.03.002
Bonneville-Roussy, A., Bouffard, T., & Vezeau, C. ( 2017). Lintasan bias evaluasi diri dalam
prioritas
mary dan sekolah menengah: Anteseden orang tua dan konsekuensi akademis. Jurnal dari
Psikologi Sekolah , 63 , 1–12. https://doi.org/10.1016/j.jsp.2017.02.002
Bouffard, T., Boisvert, M., & Vezeau, C. (2003 ). Ilusi ketidakmampuan dan korelasinya
antara anak-anak sekolah dasar dan orang tua mereka. Pembelajaran dan Perbedaan
Individu ,
14 (1), 31–46. https://doi.org/10.1016/j.lindif.2003.07.001
18
EJ LEE
Halaman 20
Bouffard, T., Vezeau, C., Roy, M., & Lengelé, A. ( 2011) . Stabilitas bias dalam evaluasi diri
dan
hubungan dengan kesejahteraan di antara anak-anak sekolah dasar. Jurnal Internasional
Pendidikan
Penelitian , 50 (4), 221–229. https://doi.org/10.1016/j.ijer.2011.08.003
Brendgen, M., Vitaro, F., Turgeon, L., Poulin, F., & Wanner, B. ( 2004) . Apakah ada sisi
gelap dari posisiilusi tive? Penaksiran berlebihan kompetensi sosial dan penyesuaian selanjutnya secara
agresif
dan anak-anak yang tidak agresif. Jurnal Psikologi Anak Abnormal , 32 (3), 305–320. https: //
doi.
org / 10.1023 / B: JACP.0000026144.08470.cd
Butler, R. (2011 ). Apakah ilusi positif tentang kompetensi akademik selalu adaptif, di bawah
semua
keadaan: Hasil baru dan arah masa depan. Jurnal Internasional Penelitian Pendidikan ,
50 (4), 251–256. https://doi.org/10.1016/j.ijer.2011.08.006
Chen, P. ( 2003) . Menjelajahi keakuratan dan prediktabilitas keyakinan efikasi diri ketujuhsiswa kelas matematika. Perbedaan Pembelajaran dan Individu , 14 (1), 77–
90. https://doi.org/
10.1016 / j.lindif.2003.08.003
Chen, P., & Zimmerman, B. ( 2007). Sebuah studi perbandingan lintas nasional tentang
keakuratan self-effikeyakinan cacy siswa matematika sekolah menengah. Jurnal Pendidikan Eksperimental ,
75 (3), 221–244. https://doi.org/10.3200/JEXE.75.3.221-244
Chung, J., Schriber, RA, & Robins, RW (2016 ). Ilusi positif dalam konteks akademis: A lonstudi gitudinal peningkatan diri akademik di perguruan tinggi. Kepribadian & Psikologi
Sosial
Buletin , 42 (10), 1384–1401. https://doi.org/10.1177/0146167216662866
David, CF, & Kistner, J. A . (2000 ). Apakah persepsi diri positif memiliki "sisi
gelap"? Pemeriksaan
tentang hubungan antara bias persepsi dan agresi. Jurnal Psikologi Anak Abnormal ,
28 (4), 327–337. https://doi.org/10.1023/a:1005164925300
Dufner, M., Denissen, JJ, Van Zalk, M., Matthes, B., Meeus, WH, van Aken, MA, &
Sedikides,
C. (2012 ). Ilusi kecerdasan positif: Tentang hubungan antara peningkatan intelektual diri
dan penyesuaian psikologis. Journal of Personality , 80 (3), 537–
572. https://doi.org/10.1111/j.
1467-6494.2011.00742.x
Dufner, M., Reitz, AK, & Zander, L . (2015 ). Anteseden, konsekuensi, dan mekanisme:
Aktif
interaksi longitudinal antara peningkatan diri akademik dan penyesuaian psikologis.
Journal of Personality , 83 (5), 511–522. https://doi.org/10.1111/jopy.12128
Dunlosky, J., Mueller, ML, & Thiede, K. W . (2016 ). Metodologi untuk menyelidiki metamemori: Masalah dan jebakan. Dalam J. Dunlosky dan SUK Tauber (Eds.), Oxford handbook
of
metamemory . Oxford: Oxford University Press.
Dunlosky, J., & Rawson, KA (2012 ). Terlalu percaya diri menghasilkan prestasi yang
rendah: Diri yang tidak akurat
evaluasi merusak pembelajaran dan retensi siswa. Pembelajaran dan Instruksi , 22 (4),
271–280. https://doi.org/10.1016/j.learninstruc.2011.08.003
Dupeyrat, C., Escribe, C., Huet, N., & Regner, I. (2011 ). Bias positif dalam penilaian diri
matematikakompetensi ematika, tujuan pencapaian, dan prestasi matematika. Jurnal Internasional
Penelitian Pendidikan , 50 (4), 241-250. https://doi.org/10.1016/j.ijer.2011.08.005
Gonida, EN, & Leondari, A. (2011 ). Pola motivasi di kalangan remaja dengan bias dan
keyakinan efikasi diri yang akurat. Jurnal Internasional Penelitian Pendidikan , 50 (4), 209–
220.
https://doi.org/10.1016/j.ijer.2011.08.002
Gramzow, RH, & Willard, G. (2006 ). Membesar-besarkan kinerja saat ini dan masa lalu:
Diri yang termotivasi
peningkatan versus memori rekonstruktif. Buletin Psikologi Kepribadian & Sosial , 32 (8),
1114–1125. https://doi.org/10.1177/0146167206288600
Gresham, FM, Lane, KL, MacMillan, DL, Bocian, KM, & Ward, SL ( 2000) . Efek positif
dan bias ilusi negatif: Perbandingan antar domain konsep diri sosial dan akademik.
Jurnal Psikologi Sekolah , 38 (2), 151–175. https://doi.org/10.1016/S0022-4405(99)00042-4
Heine, SJ, & Hamamura, T. ( 2007) . Untuk mencari peningkatan diri di Asia
Timur. Kepribadian dan
Ulasan Psikologi Sosial, 11 (1), 4–27. https://doi.org/10.1177/1088868306294587
Jacobs, KE, Szer, D., & Roodenburg, J. (2012 ). Efek moderasi kepribadian di
akurasi perkiraan kecerdasan sendiri. Personality and Individual Differences , 52 (6), 744–
749.
https://doi.org/10.1016/j.paid.2011.12.040
PSIKOLOGI PENDIDIKAN
19
Halaman 21
John, OP, & Robins, RW ( 1994 ). Akurasi dan bias dalam persepsi diri: Perbedaan individu
dalam
peningkatan diri dan peran narsisme. Jurnal Kepribadian dan Psikologi Sosial ,
66 (1), 206–219. https://doi.org/10.1037/0022-3514.66.1.206
Kang, S., Alat Cukur, PR, Sue, S., Min, K., & Jing, H. (2003 ). Pola khusus budaya di prediktion of life satisfaction: Peran emosi, kualitas hubungan, dan harga diri. Kepribadian &
Buletin Psikologi Sosial , 29 (12), 1596–1608. https://doi.org/10.1177/0146167203255986
Kwan, VS, John, OP, Kenny, DA, Bond, MH, & Robins,
RW (2004 ). Merekonseptualisasikan individu
perbedaan vidual dalam bias peningkatan diri: pendekatan interpersonal. Review Psikologis ,
111 (1), 94–110. https://doi.org/10.1037/0033-295X.111.1.94
Leduc, C., & Bouffard, T. (2017 ). Dampak evaluasi diri bias sekolah dan perusahaan sosial
petence pada fungsi akademik dan sosial. Perbedaan Pembelajaran dan Individu , 55 , 193–
201.
https://doi.org/10.1016/j.lindif.2017.04.006
Madon, S., Jussim, L., & Eccles, J. ( 1997) . Mencari nubuatan yang terwujud dengan
sendirinya.
Jurnal Kepribadian dan Psikologi Sosial , 72 (4), 791-809. https://doi.org/10.1037/00223514.
72.4.791
Marsh, HW, Trautwein, U., Lüdtke, O., & Köller, O. ( 2008) . Perbandingan sosial dan bigfish-littleefek kolam pada konsep diri dan konstruksi kepercayaan diri lainnya: Peran umum dan
spesifik
orang lain. Jurnal Psikologi Pendidikan , 100 (3), 510-524. https://doi.org/10.1037/00220663.
100.3.510
Mattern, KD, Burrus, J., & Shaw, E. (2010 ). Ketika yang terampil dan tidak terampil tidak
menyadari:
Konsekuensi untuk kinerja akademik. Self and Identity , 9 (2), 129–141. https://doi.org/10.
1080/15298860802618963
Moore, DA, & Schatz, D. ( 2017) . Tiga wajah terlalu percaya diri. Sosial dan Kepribadian
Kompas Psikologi, 11 (8), e12331. https://doi.org/10.1111/spc3.12331
Murphy, SC, Barlow, FK, & von Hippel, W. ( 2018) . Tes longitudinal dari tiga teori overkepercayaan. Ilmu Psikologi Sosial dan Kepribadian , 9 (3), 353-363. https://doi.org/10.1177/
1948550617699252
Narciss, S., Koerndle, H., & Dresel, M. (2011 ). Akurasi evaluasi diri dan kepuasan dengan
kinerja
formance: Adakah biaya atau manfaat afektif dari bias evaluasi diri yang
positif? Internasional
Jurnal Penelitian Pendidikan , 50 (4), 230-240. https://doi.org/10.1016/j.ijer.2011.08.004
O'Mara, EM, Gaertner, L., Sedikides, C., Zhou, X., & Liu, Y. (2012 ). Eksperimen
longitudinal
tes panculturality peningkatan diri: Peningkatan diri mempromosikan psikologis
kesejahteraan baik di Barat maupun di Timur. Jurnal Penelitian di Kepribadian , 46 (2), 157163.
https://doi.org/10.1016/j.jrp.2012.01.001
Pajares, F. (2006 ). Efikasi diri selama masa kanak-kanak dan remaja: Implikasi bagi guru
dan
orangtua. Dalam F. Pajares & T. Urdan (Eds.), Keyakinan kemanjuran diri remaja (hlm. 339368).
Informasi usia.
Pintrich, PR, & De Groot, EV (1990 ). Komponen pembelajaran motivasi dan mandiri dari
kinerja akademik kelas. Jurnal Psikologi Pendidikan , 82 (1), 33-40. https: // doi.
org / 10.1037 / 0022-0663.82.1.33
Pinxten, M., Marsh, HW, De Fraine, B., Van Den Noortgate, W., & Van Damme, J. ( 2014) .
Suka matematika atau merasa kompeten dalam matematika? Efek timbal balik pada
mathematprestasi ics dan pengeluaran upaya matematika yang dirasakan. Jurnal Pendidikan Inggris
Psikologi , 84 (Pn 1), 152–174. https://doi.org/10.1111/bjep.12028
Robins, RW, & Beer, JS (2001 ). Ilusi positif tentang diri: Manfaat jangka pendek dan jangka
panjang
biaya berjangka. Jurnal Kepribadian dan Psikologi Sosial , 80 (2), 340352. https://doi.org/10.
1037 / 0022-3514.80.2.340
Rosenthal, R. (2003 ). Komunikasi terselubung di laboratorium, ruang kelas, dan dunia nyata.
Arah Saat Ini dalam Ilmu Psikologi , 12 (5), 151–154. https://doi.org/10.1111/1467-8721.
t01-1-01250
Schiefele, U., Krapp, A., Wild, KP, & Winteler, A. ( 1993). Der "Fragebogen zum
Studieninteresse"
(FSI) [Kuesioner Minat Studi]. Diagnostica , 39 (4), 335–351.
Schunk, DH ( 1991) . Kemanjuran diri dan motivasi akademis. Psikolog Pendidikan , 26 (3),
207–231. https://doi.org/10.1207/s15326985ep2603&4_2
20
EJ LEE
Halaman 22
Skinner, E., Furrer, C., Marchand, G., & Kindermann, T. (2008 ). Keterlibatan dan
ketidakpuasan dalam
ruang kelas: Bagian dari dinamika motivasi yang lebih besar? Jurnal Psikologi Pendidikan ,
100 (4), 765–781. https://doi.org/10.1037/a0012840
Stephens, HF, Kistner, JA, & Lynch, RJ (2015 ). Perhitungan skor perbedaan di
konteks persepsi diri yang bias tentang penerimaan. Jurnal Psikopatologi dan Perilaku
Penilaian , 37 (3), 442–453. https://doi.org/10.1007/s10862-014-9466-6
Taylor, SE, & Brown, JD (1988 ). Ilusi dan kesejahteraan: Perspektif psikologis sosial
tentang
kesehatan mental. Buletin Psikologis , 103 (2), 193–210.
Taylor, SE, Lerner, JS, Sherman, DK, Sage, RM, & McDowell, NK ( 2003) . Potret dari
peningkat diri: Dapat disesuaikan dengan baik dan disukai atau tidak cocok dan tidak
memiliki teman? Jurnal dari
Kepribadian dan Psikologi Sosial, 84 (1), 165–176.
Usher, EL, & Pajares, F. (2006 ). Sumber keyakinan kemanjuran akademis dan pengaturan
diri dari enteranak sekolah menengah. Psikologi Pendidikan Kontemporer , 31 (2), 125–141. https: // doi.
org / 10.1016 / j.cedpsych.2005.03.002
Usher, EL, & Pajares, F. (2008 ). Sumber efikasi diri di sekolah: Tinjauan kritis literatur
dan arah masa depan. Review Penelitian Pendidikan , 78 (4), 751–
796. https://doi.org/10.3102/
0034654308321456
PSIKOLOGI PENDIDIK
Nama mahasiswa:
NIM:
No
Bentuk
Kurikulum
Jenis Mata
Pelajaran
Mata pelajaran
Kurikulum
terpisah
1 berdasarkan mata
Mata pelajran
pelajaran
gabungan
Kurikulum Inti
2
Kurikulum
Terpadu
Kurikulum
berdasarkan proses
soaial dan fungsi
kehidupan
Eksperience/activity
curricullum
Contoh Mata Pelajaran
Download