高职生自我妨碍与自尊、学业成败归因的关系研究

朱燕菲

一、引言

自我妨碍(self-handicapping)又称自我设限、自我设阻，最早是由Berglas(1978)等在20世纪70年代提出。他认为，自我妨碍是“在表现情境中，个体为了回避或降低因不佳表现所带来的负面影响而采取的任何能够增大将失败原因外化机会的行动和选择”[1]。

Rhodewalt[2]将自我妨碍分为特质性自我妨碍( traitself-handicapping) 和情境性自我妨碍( situational self-handicapping)。前者认为不同的个体在自我妨碍行为上有不同的倾向性。特质性自我妨碍是指个体在不同时间和情境下表现出来的相对一致的自我妨碍倾向性，就像是个体的特征一样，相对固定不易变化。而情景式自我妨碍是指个体在特定情境下表现出特定的自我妨碍倾向。Leary & Sheppard[3]进一步把情景式自我妨碍形式分成两类：行为式自我妨碍(behavioral handicapping)和自陈式自我妨碍(claimed self handicapping)。行为式自我妨碍是把自我妨碍看做是一种策略性的行为。Aikin 等人[4]认为，行动式自我妨碍是指个体在投入活动之前在行动上给自己的表现设置障碍，如减少练习时间、旷课、酗酒、打架闹事等；Tice[5]进一步指出，行为式自我妨碍是指个体面对外在的评价威胁时为了保持和增强自我评价而采取的一系列行为。自陈式自我妨碍是指个体并未产生实质性的自我妨碍行为，而是在投入活动之前，过分夸大自己取得成功所存在的障碍，主观报告存在一些可能会影响自己发挥水平的因素，如身体不适、紧张等，以此作为失败以后的借口。[6]

诸多研究已经证明高低自尊水平的个体都会发生自我妨碍，只是动机各不相同；[7-8]自我妨碍确实可以使个体在归因方面获益，起到操纵他人对自我能力形象知觉的效用。[9-10]

本研究拟以高职生为被试对象，在探明高职生的特质性自我妨碍、行为式自我妨碍和自陈式自我妨碍特点的基础之上，进一步探讨高职生不同类型自我妨碍与自尊以及学业成败归因的关系，为高职教育工作提供理论指导和有益启发。

二、研究方法

1.研究对象

在江苏地区高等院校的范围内，以班级为单位进行整群抽样，发放问卷共550份，回收540份，剔除无效问卷9份(其中未完整答题6份；未按要求答题3份)，进入数据分析的有效问卷共531份。其中，高职生共319名，样本来自于南京特殊教育职业技术学院和江苏城市职业学院；本科生212名，样本来自于南京邮电大学、南京师范大学和扬州大学，问卷有效回收率约96.5%。其中女生355人，男生176人；文科生289人，理科生242人；来自城镇的242人，来自乡村的289人；独生子女213人，非独生子女318人。

2.研究工具

(1)自我妨碍量表(SHS)。采用Jones 和Rhodewalt 编制的自我妨碍量表( Self-handicapping Scale，SHS)测量高职生的特质性自我妨碍。该量表包含25个项目( 8个项目反向记分)，得分越高表示自我妨碍的特质越明显。国内研究者尚丽娟[11]报告的内部一致性系数为0.74，分半信度为0.75。在本研究中的内部一致性系数为0.76。

(2)自编行为式自我妨碍测试。基于行为式自我妨碍的定义，研究者可以利用个体针对预测试完成的练习题数来衡量个体的行为式自我妨碍程度，练习的数目越少则行为式自我妨碍程度越高。Richards、Johnson、Collins、Wood[12]认为至少有3种情境对个体是否使用自我妨碍策略有影响:任务表现情境的公开程度、个体对任务重要性的知觉、任务的本质及随后的反馈。在本实验中通过个体对任务重要性的知觉来唤起其行为式自我妨碍。

在实验中，主试宣称将要进行重要的评价性测验——智力测验，并在正式测验之前提供练习的机会，练习的题目越多成绩越好，把缺乏练习作为行为式自我妨碍的一个指标。本研究共设置了20道练习题供被试选择，1题1分，被试练习了几道题就获得相应的分数，分数区间在0到20分之间。练习题均选自国家公务员考试中较难的数字推理题，使被试对正式测验产生较大压力。本测试采用反向计分，得分越高，则行为式自我妨碍程度越高。

(3)自陈式自我妨碍问卷。采用李晓东、袁冬华修订的自陈式自我妨碍问卷，该量表是根据Midgley的量表发展而成，经验证性因素分析表明具有良好的结构效度，包括12个项目，采用5点计分，得分越高，表示自陈式自我妨碍的程度越高。[13]在本研究中的内部一致性系数为0.79。

(4)自尊量表(SES)。自尊量表由Rosenberg 于1965年编制。该量表由10个条目组成，其中5项反向计分，受试者直接报告这些描述是否符合自己，分4级计分，总分范围10-40 分，分值越高，表示自尊程度越高。[14]本次实验的内部一致性系数为0.78。

(5)多维多向归因量表(MMCS)。该量表由Lefcout 等人编制，共2部分组成，分别针对学生的学业成就和人际关系2个不同方面进行归因。量表共48题，其中24题为成功(就)归因，24题为人际关系归因。由于本研究是关于自我妨碍与学业成就归因的关系，所以只采用了24道学业成就归因的测题。该量表共有4组测题，每组6题。测量4种归因(weiner)倾向，分别是能力、努力、情境和运气。其中，能力和努力为内归因，运气和情境为外归因。每一题均按Likert五点评价尺度作答，每个领域得分范围在1—5分之间，分数越高，外归因越强。该量表内在一致性信度为0.88，重测信度为0.70，聚敛效度为0.62。[15]本次实验的内部一致性系数为0.80。

3.数据收集与统计处理

采取集体施测的方式进行问卷调查，要求被试者仔细阅读指导语和作答方式并按照自己的真实情况回答。收集上来的数据采用SPSS16.0软件进行统计处理。

三、对测量结果的统计分析

1.高职生自我妨碍基本概况

探究高职生与本科生特质性和情景式自我妨碍(包括行为式和自陈式)的差异，对2个群体不同类型自我妨碍进行独立样本t检验(见表1)。就特质性自我妨碍而言，t(319)=-3.843，p<0.001，高职生与本科生差异显著，高职生特质性自我妨碍程度低于本科生；就行为式自我妨碍而言，t(319)=5.969，p<0.001，高职生和本科生行为式自我妨碍差异显著，高职生行为式自我妨碍程度高于本科生。此外，两群体自陈式自我妨碍无显著差异。

表1 高职生与本科生不同类型自我妨碍的独立样本t检验

注：***p<0.001

2.高职生自我妨碍的人口学特点

以年级和性别为自变量，特质性自我妨碍、行为式自我妨碍和自陈式自我妨碍分别为因变量进行方差分析，结果见表2。由表2可知，高职生的特质性和行为式自我妨碍年级差异显著，行为式与自陈式自我妨碍的性别差异显著。

表2 高职生不同类型自我妨碍的人口学特点

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

进一步采用最小显著差法(LSD)对高职生的特质性自我妨碍和行为式自我妨碍在年级上的差异进行多重比较(见表3)。结果显示高职生一年级的特质性自我妨碍水平要明显高于二年级(p<0.05)和三年级的特质性自我妨碍水平(p<0.01)，3个年级行为式自我妨碍均存在显著差异(p<0.01)，高职生随着年级增加，其行为式自我妨碍水平显著下降(见表3)。

表3 高职生特质性和行为式自我妨碍在年级上的多重比较

注：*p<0.05，***p<0.001

3.高职生的自我妨碍与自尊及学业成败归因的相关分析

采用Person相关法对高职生不同类型自我妨碍与自尊及学业成败归因进行相关分析，结果见表4。结果表明，高职生特质性自我妨碍与自尊呈显著的负相关，行为式和自陈式自我妨碍与自尊相关不显著；高职生不同类型自我妨碍均与任务难度，即外部归因呈显著正相关(p<0.05)。

表4 高职生自我妨碍与自尊及学业成败归因的相关

注：*p<0.05，**p<0.01

为了进一步验证高职生群体不同类型自我妨碍与自尊、学业成败归因的关系，把高职生不同类型自我妨碍分为高低分组(得分前27%为高分组，后27%为低分组，高低分组各86名)，对不同类型高低分组自我妨碍者的整体自尊和归因方式进行t检验，结果见表5。笔者发现，高低分组特质性自我妨碍的自尊水平存在显著差异，高低分组特质性自我妨碍、高低分组行为式自我妨碍与高低分组自陈式自我妨碍在难度归因上都存在显著差异。

表5 高低分组不同类型自我妨碍与自尊及学业成败归因的独立样本t检验

注：*p<0.05，***p<0.001

四、讨论

1.自我妨碍研究中有趣的性别差异问题

高职生行为式自我妨碍存在显著的性别差异，男生会比女生表现出更多的自我妨碍行为，这一结论与Sheppard、Swim、Jackson、王申连等学者的观点一致。原因如下：

第一，男性能够体验到更多的评价性威胁，并且保护自我的动机比女性强，相比之下女性较少受到失败的威胁。[16]第二，男女两性在行为式自我妨碍上的归因获益不同。教师常常将女生的成绩低归因于缺乏能力，而将男生的成绩低归因于缺乏努力。因此，女性即使是采取了不努力等行为式自我妨碍，他人还是会把她的失败归为缺乏能力。[17]第三，男性化的角色模式促进了行为式自我妨碍。Jackson[18]认为在学校，男生更希望被别人认为是具有男子气的，因此他们用抽烟、喝酒、捣乱等行为来表现自己的男性化角色。相反，承担学业、努力学习等被认为是女子气的。第四，Hirt、McCrea和Boris[9]提出男女对努力的不同信念是产生行为式自我妨碍性别差异的原因。他们所做的一系列研究表明，男女对能力和努力的价值评价是不同的，男性更看重能力，女性更看重努力。相比于男生，女生更相信努力能够导致成功。

高职院校的女生比男生更有可能产生自陈式的自我妨碍。Harris[16]等人提出，男性在能力评价情境中，自我卷入程度更高；而女性在社会评价情境中，自我卷入程度更高。进入高职院校的女生，在经历一次高考失败之后，更加注重自己在老师和同学中的印象，在面对考试等社会评价情境中，她们畏惧二次失败。由于印象管理和自我价值保护的需要，她们倾向于用焦虑、紧张、忧虑等状态出现在众人面前，即使结果不佳，也不会给他人留下负面印象，反而获得他人关心和安慰。

2.自我妨碍研究中有趣的年级差异问题

高职生在特质性自我妨碍上存在显著年级差异，一年级的特质性自我妨碍水平要明显高于二年级和三年级的特质性自我妨碍水平，这可能与个体的状态——特质焦虑有关。[19]高职一年级同学可能认为自己没有达到高考既定目标，产生无能感，对学业和前途的焦虑情绪随即出现，造成其状态焦虑和特质焦虑程度的升高，希望通过低努力的归因方式来解释高考的失利，以此改变自己在他人心中的形象。在度过一年级的适应期时，高职生逐渐找准自己的定位，接受高考的结果，适应学校的环境，建立了新的同伴关系，状态焦虑和特质性焦虑问题有所缓和，特质性自我妨碍程度减轻，所以高职生一年级的特质性自我妨碍水平明显高于二三年级。

高职生行为式自我妨碍在三个年级中均存在显著差异，表现为随着年级增加，其行为式自我妨碍水平显著下降，而本科生在行为式自我妨碍上不存在显著的年级差异，这可能与个体表现结果重要性(价值) 的知觉有关。在影响个体自尊的因素中存在着“重要性加权” 现象，即自尊(自我价值感)取决于一个人在对他来说非常重要的方面如何评价自己。[20]高职生和本科生对学业重要性的觉知程度不同。高职生的压力源是随着年级发生变化的，高职生最初是角色适应压力，进入住宿式的高职生活，他们还未从高考失败的阴影中走出来，对现实环境不能完全接纳，更有甚者出现“破罐子破摔”心理，无暇顾及学业，以期通过低努力的归因方式而逃避学业责任；其次是自卑压力，高职生对自己的学历、学校社会声誉、自我观念等方面持消极态度，导致自卑，高职生自我要求不严格，对自己的学识和能力期望不高，倾向于用自我妨碍的方式来保护自己的形象，逃避学业，希望在其他方面获得成就感；到了高职三年级他们才逐渐意识到学业成就和就业密切相关，学业应该得到足够的重视，不能再以自我妨碍的方式来逃避压力，必须切实解决问题。

3.自我妨碍与自尊及学业成败归因的关系

高职生的特质性自我妨碍与自尊呈显著的负相关，高低分组特质性自我妨碍的自尊水平存在显著差异。研究表明，自我妨碍与低自尊呈正相关，即低自尊的个体更容易自我妨碍。[21]Rhodewalt[2]认为，自尊是失败的晴雨表，能够引发自我妨碍。在面对威胁性情境和不能确定成功或失败的情况下，个体预先体会到焦虑甚至失败情绪，尤其是预期自尊将受到威胁，因而个体采取自我妨碍这种预先应对方式。Tice[5]认为低自尊者用“如果我练习少而取得好成绩，这不能证明我能力差，如果我多加练习就会做很好”的归因来保护自尊。因为低自尊的个体更可能预料失败，忽略过去的成功经历，把未来成功的期望建立在过去失败的经历上，所以，低自尊者更可能表现失败，更多体会到不安全。

自我妨碍与归因关系的结论符合沈烈敏[22]的研究结果，她认为自我妨碍者不使用自我提高的归因模式(将成功归为内部原因)，而更倾向于使用防御的归因模式(避免做内部归因)，且容易对智力进行责任的外在归因。国内学者袁东华、李晓东[23]通过从旁观者角度看自我妨碍策略的效用的研究发现，自我妨碍确实可以使个体在归因方面获益，起到操纵他人对自我能力形象知觉的效用：成功时获得能力归因，减少努力归因；失败时增加努力归因，减少能力归因。高职生之所以外归因是由于“自利性归因偏差”现象，即对有益的结果采取内在归因以达到自我提高的目的，对不利的结果采取外在归因以达到自我保护的目的。[24]

五、结论

第一，高职生与本科生的特质性和行为式自我妨碍存在显著差异，高职生特质性自我妨碍程度低于本科生，其行为式自我妨碍程度高于本科生。

第二，高职生的行为式自我妨碍性别差异显著，男生会比女生表现出更多的自我妨碍行为。

第三，高职生一年级的特质性自我妨碍水平要明显高于二年级和三年级。随着年级增长，高职生的行为式自我妨碍水平却会显著下降。

第四，高职生的特质性自我妨碍与自尊呈显著的负相关，高自我妨碍特征的、较易产生自我妨碍行为的高职生都容易把成功或失败归结于任务难度，即外部原因。

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