高职学生学业自我设限现状及心理机制研究

邱林飞

高职学生学业自我设限现状及心理机制研究

邱林飞

探索高职学生学业自我设限发生的心理历程。通过文献梳理构建高职学生学业自我设限心理机制模型，并根据宁波市4所高职学生的调查数据，运用t检验、方差分析、相关分析和结构方程模型，发现高职生的自我设限两维度在性别、年级和学科上存在不同程度的差异。掌握目标、内隐智力和自我效能对高职生的自我妨碍有显著负向预测作用，学业焦虑和成绩目标对高职生的自我妨碍有显著正向预测作用。

高职学生;学业;自我设限;心理机制

自我设限(self－handicapping)最早由社会心理学家Berglas和Jones(1978)所提出，他们将自我设限描述为个体在成就情境中，为了避免自尊受到威胁，通过事先设置障碍，提高失败的外在归因、成功的内在归因以维持自我价值的策略。［1］Synder和Smith(1982)认为，自我设限是个体预期可能失败、表现不佳而损害自我价值感前所采取的行动，其目的是减少个体对失败的责任承担。［2］Covinton (1992)指出，失败会影响个体的自我价值认知，因为失败被认为是低能力的反映，而低能力等同于低自我价值。因此，为了保护或提升自我价值，有些学生会尽力避免失败，而有些则会倾向于改变失败的意义——在预期失败时，他们事先寻找甚至创造一些障碍，当失败时，这些障碍成为失败时的借口，从而避免对其能力的质疑。而一旦成功，这些障碍反而会放大成功的意义，即个人能力的优秀，从而提升自我价值。［3］少数研究认为，自我设限能减少个体在成就评价前的压力与焦虑，有利于后续的成就表现。［4］但大多数研究结论显示，作为一种非适应性的成就策略(Mal－adaptive Strategies)，自我设限会导致个体忽视努力的重要性，降低能力评估，产生更多的消极情绪。Midgely和Urdan (2001)指出，在学习上相对处于劣势的学生处于自尊的保护，更容易采取自我设限［5］。对高职生而言，选择高职院校的原因大多是由于没有考上理想的大学，因此，在心理层面更倾向自卑，自我价值感偏低，在面对学业上的挑战时，更容易采取自我设限的逃避策略。然而，学业领域内已有的自我设限研究大多将焦点集中在普通大学生和初高中生上，对高职学生群体的关注较少，高职学生自我设限心理机制的研究尚处于空白，本研究试图通过对已有文献的梳理，构建高职学生自我设限心理机制模型，并通过实证的方式对构想模型进行验证。

一、文献回顾与模型构建

(一)成就目标与自我设限的关系

成就目标强调学生学习的理由和目的，是近年来学习动机最重要的指标，它能反映学生采取什么样的学习策略。早期的成就目标理论将成就目标分为掌握目标和成绩目标两类，掌握目标强调学生以学习、理解和解决问题为目的，相信通过努力就能成功，以自我表现是否提高为评价标准。成绩目标则强调学生关注的是与他人比较的结果，只要自己取得比他人更好的表现就视为成功，是一种外在的评价标准。诸多研究发现，学生对学业所持的成就目标会影响其是否采取自我设限策略，报以掌握目标的学生会强调自我比较与努力投入，因此，更多采用深层认知和自我调节学习等积极应对策略;［6］以成绩为目标的学生更重视分数高低，以及相对他人的能力表现，更容易出现自我设限的行为。例如，Midgley和Urdan(1995)发现，学生在能力评价的情境下，成绩目标倾向更为明显，同时，会更多使用自我设限策略。［7］Coudevylle和Martin

(2008)通过实验设计发现，行为式自我设限在成绩目标氛围下更容易发生。［8］由此可以推测，高职学生的成就目标可能与自我设施行为存在显著的相关性，也即高职学生的掌握目标会负向预测自我设限，而成绩目标会正向预测自我设限。

内隐智力观是指个体自身对智力的本质(即智力是否可以改变)的看法，分为智力固存观(entity theory)和智力发展观(incremental theory)。持智力固存观的个体认为成就的因素(如智力、个性等)是固定不会改变的特质，而持发展观的个体认为智力是可以经过后天努力而改变的。研究发现，个体的内隐智力观和自我价值保护具有相关性，固存观的个体认为智力、能力不会改变，因此，他们在成就环境下关注如何保护自我价值而不是学习和努力。此外，固存观的个体会认为失败是能力不足所致，是难以避免，无法克服的，因此，会事先采取自我设限的策略。［9］Ommundsen(2001)以参加体育课学生为对象调查发现认为，能力是固定不变的学生，使用自我设限的频率越高，而认为能力是可以改变的学生，采用自我设限的频率相对较少。［10］可见，学生所持有的内隐智力观可能会对自我设限具有预测作用。

自我效能感是个体对自己完成特定任务能力的判断和能力信念，而自我设限是由于对将来任务完成情况的不确定所导致的，而这种不确定性与个体的自我效能感有密切关系。李晓东等(2003)对216名初中二年级学生的研究发现，自我效能感对自我妨碍有限制的负面影响，自我效能低的学生会在预期失败时，预先通过减少努力这样的自我妨碍策略来保护自尊。［11］Pulford，Johnson和Awaida(2005)的跨国研究显示，低自我效能是预测自我设限的重要因素，个体对自我完成课业任务缺乏信息，害怕结果对自我价值造成伤害，是采取自我设限的重要动因。［12］

除了自我效能以外，学业焦虑也是自我设限的一个重要影响变量。学业焦虑是指个体在学习情境中对学业产生的紧张和不安情绪，这种情绪与学生先前的学习经验有密切关系。Prapavessis等(2003)的研究发现，自我设限的使用与认知状态焦虑有正相关。［13］Chow，H．P．H(2011)的研究一中学生为对象，比较高、低自我设限学生在学业自我概念和学习焦虑的差异发现，高自我设限的学生有较低的学业自我概念和较高的学业焦虑［14］，由此可知，学业焦虑是一个区别自我设限程度的重要变量。

综上所述，本研究提出以下假设模型:(1)高职学生的成就目标两维度能够显著预测自我设限; (2)内隐智力能显著预测自我设限;(3)自我效能感能显著预测自我效能;(4)学业焦虑能显著预测自我设限;(5)自我效能与学业焦虑在成就目标、内隐智力和自我设限之间充当中介变量作用。

二、研究对象与方法

(一)研究对象

本研究以宁波市高职学生为研究对象，采用分层随机抽样的方法，从宁波市4所高职院校中抽取高职学生作为被试，男、女被试人数尽量均衡。本次调查共发放658份问卷，回收问卷600份，回收率为91．23%，经过逐份筛选，剔除错答、漏答和有规律作答等无效问卷，得到545份有效问卷份，有效率为90．83%。有效问卷的被试分别情况为男生223名，女生322名;大一被试214名、大二被试178名、大三被试153名;工科、理科、文科被试分别为167名、181名和197名。

(二)研究测量工具

1．成就目标问卷。高职学生的掌握目标/成绩目标采用徐方忠等(2000)编制的《目标倾向问卷》，该问卷在Button的目标倾向问卷基础上修订而来，该问卷共12个题项，成绩目标和掌握目标各6个题项，采用Likert7点计分，掌握目标和成绩目标的Cronbach系数分别为0．66和0．75，再测信度分别为0．80和0．82，因子分析的结果显示问卷具有较好的构想效度。［15］

2．内隐智力问卷。研究采用测量段小菊等(2012)编制的《智力内隐人格量表》，该量表是Ziegler等编制的智力内隐人格量表(IPT)的中文修订版，该量表保持了原版的12个题项，包括稳定信念和可变信念两个分量表，总量表的Cronbach系数为0．79，重测信度为0．6;两个分量表的系数为0．77和0．72，重测信度为0．66和0．62，显示量表具有较好的稳定性。［16］

[s1-GigabitEthernet0/0/2]lacp priority 100“配置s1交换机的g/0/0/2接口优先级，确保g0/0/2接口成为转发接口，g0/0/1接口成为备份接口”

3．自我效能问卷。自我效能问卷采用华中师范大学梁宇颂(2000)编制的《学业自我效能感量表》中的学习能力自我效能分量表，该分量表包括11个题项，采用Likert5点评分，Cronbach系数为0．820，因子分析结果显示各题项都聚合在构想因子上，且因子负载均高于0．6，说明该量表具有较高的信、效度。［17］

4．学业焦虑问卷。本研究采用刘会(2014)编制的《学习焦虑问卷》对高职学生的学业焦虑进行测量，该问卷由大学生一般学业情绪问卷改编而来，共20个题项，采用Likert5点评分。问卷的Cronbach系数为0．932，折半信度为0．851，显示该问卷符合心理测量学要求。［18］

5．自我设限问卷。高职学生的自我设限采用黄爽(2006)编制的《学业自我设限问卷》(简称ASHS)进行测量。该问卷包括行为式自我设限和声称式自我设限两个分问卷，共15个题项，其中第15题为测谎题，采用Likert5点评分。该问卷两因素的折半信度分别为0．776和0．828，总问卷折半信度为0．813，两因素的Cronbach系数分别为0．803和0．828，总问卷系数为0．885，具有较高信度，此外，问卷的结构效度、内容效度和效标效度的检验结果也达到测量学标准。［19］

(三)研究过程

数据收集采用问卷调查的形式，本研究问卷的发放采用本人亲自发放和委托他人发放的形式进行，以班级为单位进行集体测试，在测试之前提示学生认真阅读指导语并仔细作答，并要求委托的主试人员按照施测要求进行问卷发放、测量和回收。回收的问卷经过筛选之后，将有效问卷录入SPSS20．0和Amos18．0软件中进行数据处理和分析。

三、结果

(一)高职学生自我设限的特征分析

为了观察高职学生的自我设限是否存在性别、年级以及学科等差异，我们将自我设限作为观察变量，性别、年级和学科等作为独立变量，进行独立样本t检验和单因素方差分析，得出以下结论。(见表1～3)

从表1的结果可以看出，男、女生在自我设限的两个维度声称式自我设限(t=2．91，p=．02＜0．05)和行动式自我设限(t=2．01，p=0．03＜0.05)上均存在着显著差异，说明男、女生在学业过程中的自我设限行为程度并不相同。从得分上看，男生在声称式自我设限和行动式自我设限(M=2．19，M=2．26)均高于女生(M=1．97，M=2．06)，说明相较于高职女生，高职男生更容易在学习过程中采取自我设限的行为策略。

表2结果显示，各年级学生在声称式自我设限上存在显著差异(F=2．78，P=．03＜0．05)，对声称式自我设限进行LSD事后检验结果显示大一学生声称式自我设限得分(M=2．14)和大二学生声称式自我设限得分(M=2．04)均显著高于大三学生(M=1．44)，大一学生与大二学生在声称式自我设限上不存在显著差异，说明大一、大二学生采取声称式自我设限行为的程度较高，大三学生较少采用声称式自我设限。各年级学生在行动式自我设限方面没有表现出显著差异(F=2．24，P=0．08＞．05)，说明各年级学生使用行动式自我设限策略的程度趋于一致。

表1 自我设限在性别差异的t检验结果

表2 自我设限在年级差异的方差分析结果

表3结果显示，各学科学生在声称式自我设限方面没有表现出显著差异(F=2．14，P=0．11

＞．05)，说明各学科学生采取声称式自我设限方式的程度基本相同。各学科学生在行动式自我设限上存在显著差异(F=2．57，P=0．04＜0.05)，对行动式自我设限进行LSD事后检验结果显示文科学生行动式自我设限得分(M= 2.20)显著高于工科学生(M=1．90)，而工科学生与理科学生，理科学生与文科学生在行动式自我设限上不存在显著差异，说明文科学生相比于工科学生在自我设限策略上更多选择行动式自我设限。

表3 自我设限在学科差异的方差分析结果

(二)各研究变量间的相关性分析

从相关矩阵表4中得知，掌握目标、内隐智力和自我效能与自我设限表现出中等强度的负相关关系，这说明掌握目标、内隐智力和自我效能水平越高的高职学生，他采用自我设限策略的可能性越小，其中与自我设限负向关联度最高的是自我效能(p=－0．27*)。成绩目标和学业焦虑与自我设限间呈现出中等强度的正相关关系，这表明，以成绩目标为主的高职学生更易于采取自我设限策略，学业焦虑较高的高职学生自我设限行为发生的可能也越高。从各变量与自我设限的相关性可以推测，掌握目标、成绩目标、自我效能和学业焦虑都可能是自我设限的预测变量，接下来将采用结构方程模型和路径分析进一步明确影响高职学生自我设限的心理变量的具体机制。

表4 各研究变量相关性分析结果

(三)基于SEM的自我设限心理机制模型验证

为了进一步验证理论构建得到的自我设限心理机制模型(见图1)，研究采用结构方程模型分析以了解各变量对自我设限的影响路径。为了使整体模型显得更为简洁、突出研究重点，本研究将掌握目标、成绩目标、内隐智力、自我效能、学业焦虑和自我设限这五个研究变量作为显变量(Manifest Construct)进行处理。本研究选取绝对拟合指数、增量拟合指数以及简要拟合指数对模型拟合结果进行评价，其中绝对拟合指数又包括:卡方值、拟合优度指数GFI，近似误差均方根RMSEA等;增量拟合指数分为:规范拟合指数NFI和比较拟合指数CFI等;简要拟合指数包括PNFI和PGFI。模型修订的标准则参照黄芳铭(2004)提出的:(1)删除测量误差为负、路径系数大于1或者不显著的路径;(2)根据Amos生成的修正指数表(MI)进行调整模型［20］。本研究首先在Amos21．0软件中建立模型，并将spss数据导入Amos软件中，采用最大似然估计法(MLE)对模型进行拟合。第一次数据拟合结果发现，拟合指数RMSEA等于0．187，超过临界值0．1，CFI和GFI值都在0．9以下，模型拟合情况不理想，这表明变量

间的理论关系与数据不相匹配，需要对因子结构进行调整。

图1 自我设限心理机制模型

根据Amos分析结果的提示，我们首先对参数出现异常的路径进行删除，本研究中掌握目标→学业焦虑，内隐智力→学业焦虑的路径系数都超过了1，因此均该进行删除，但一般建议一次释放一个参数值，因为释放一个参数将可能降低或消除第2个要释放参数的匹配改进情况，结构方程模型每次的估计都牵涉到所有方程式中所有参数的匹配度。因此，研究根据模型修正指数首先删除掌握目标→学业焦虑。将数据代入删除掌握目标→学业焦虑路径后的模型发现，内隐智力→学业焦虑路径系数依然大于，且RMSEA等于0.158，依然超过临界值1，因此，接下来从模型中删除内隐智力→学业焦虑路径。对模型重新进行拟合发现，虽然这时模型的RMSEA指数为0.087，在标准值以下，但这时发现成绩目标→自我效能的路径系数不显著，应进行删除。在对成绩目标→自我效能路径进行删除，重新代入数据进行运算后，结果显示各路径系数都正常范围内，且都通过了显著性检验，从拟合指数上看，x2/df=3．542，GFI=0.901，RMSEA=0．058，NFI=0．912，CFI= 0．913，PNFI=0．855，PGFI=0．862，均在可接受范围内，说明模型拟合度较高，为可接受模型。

通过上面对原始模型的修正，得到了三个中间模型(对掌握目标→学业焦虑，内隐智力→学业焦虑，成绩目标→自我效能进行逐个删除)，得到本研究的最终接受模型M3。(见图2)

图2 调整后的自我设限心理机制模型

四、讨论

(一)高职生自我设限的特征

不同性别高职学生的自我设限程度存在显著差异，无论在行为式自我设限还是在声称式自我设限方面，男生都报告出显著高于女生的自我设限行为，这可能是因为在学业成就上，社会对男生有较高的期望，男生会体验到更多的评价性威胁，但出于“爱面子”，他们不愿意在遇到困难时寻求他人的帮助，宁愿选择拖延、打游戏、不努力等方式来避免社会对其能力的负面评价。一些研究显示，虽然男生在行为式自我设限方面高于女生，但女生声称式自我设限的程度要高于男生，例如，声称考试感到紧张、身体不适等借口，因为这种口头示，弱比较符合女生柔弱的社会印象。［21］本研究中，男生在声称式自我设限上要显著高于女生，这可能是由于相对于女生，高职男生感知到的外界期望落差更大，承受着更大的压力，因此，会更高频率使用声称式自我设限。

随着年级的上升，高职生的自我设限程度不断降低，这可能是职生遭受到高考的挫败而进入高职院校，对于他们的自尊是个重大打击。重压之下可能导致自我保护性自我妨碍的出现。随着年级增长，在高职二年级他们逐渐适应了学校环境，自尊的敏感性有所降低，不再非常在意他人对自己的评价，自我妨碍程度与一年级相比显著下降。三年级面临就业，他们更能感受到学业成绩与就业及未来生活的密切关联，不能再以自我妨碍的消极方式应对自卑和回避评价压力，只有切实的成功表现，才能解决问题，所以三年级学生的自我妨碍程度显著低于一年级和二年级。

另外，不同学科的高职学生在自我设限的使用上存在差异，文科生比工科生和理科生更多使用自我设限策略，可能是文科生在高职入学时，入学分数比理科和工科生更低，因此，文科生比理科和工科的学生更在意保护自我价值。

(二)自我设限心理机制模型分析

由图2可知，高职学生内隐智力和掌握目标对学业焦虑和自我设限的路径系数都是负数，这表示认为智力是可以改变以及持掌握目标的高职学生会有较低的学业焦虑，并较少使用自我设限，这一结果与Midgley et al(1996)的研究结果一致［22］，掌握目标高的学生主要根据自身进步和提高程度来评价自己，不在意他人对其能力的评定，同时，持智力发展观的学生认为，能力是可以通过不断努力而提高，在学习过程中会付出更多的努力而不是逃避，因此，不容易产生自我设限。内隐智力和掌握目标与自我效能的路径系数为正值，说明认为智力是可以改变以及持掌握目标的高职学生具有较高的能力知觉。而成绩目标的学生表现出较高的学业焦虑和自我设限(路径系数为正，且显著)，说明认为智力是无法改变以及持成绩目标的高职学生会有较高的学业焦虑，并更多使用自我设限，这可能是由于成绩目标的高职学生喜欢与他人竞争，更关心的是自己在整个群体中的排名。同时，智力固定观的学生在面对成就评价时，更关注对自身能力的保护，特别是结果不确定时，宁愿寻找借口而避免丢面子。

五、结论

综上所述，笔者认为，(1)高职学生的自我设限两维度在性别、年级和学科上存在不同程度的差异。男高职生的行为式自我设限和声称式自我设限均高于女生;大一和大二高职生在声称式自我设限上高于大三高职生;文科高职生在行动式自我设限上高于工科高职生;(2)掌握目标、内隐智力和自我效能对高职生的自我妨碍有显著负向预测作用，学业焦虑和成绩目标对高职生的自我妨碍有显著正向预测作用。

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［责任编辑 秦 涛］

浙江省教育科学规划课题(项目编号:2014SCG323)

邱林飞，女，宁波城市职业技术学院讲师，硕士，主要研究方向为体育训练学。

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1674－7747(2015)32－0067－07