高職學生學業自我設限現狀及心理機制研究

邱林飛

高職學生學業自我設限現狀及心理機制研究

邱林飛

探索高職學生學業自我設限發生的心理歷程。通過文獻梳理構建高職學生學業自我設限心理機制模型，并根據寧波市4所高職學生的調查數據，運用t檢驗、方差分析、相關分析和結構方程模型，發現高職生的自我設限兩維度在性別、年級和學科上存在不同程度的差異。掌握目標、內隱智力和自我效能對高職生的自我妨礙有顯著負向預測作用，學業焦慮和成績目標對高職生的自我妨礙有顯著正向預測作用。

高職學生;學業;自我設限;心理機制

自我設限(self－handicapping)最早由社會心理學家Berglas和Jones(1978)所提出，他們將自我設限描述為個體在成就情境中，為了避免自尊受到威脅，通過事先設置障礙，提高失敗的外在歸因、成功的內在歸因以維持自我價值的策略。［1］Synder和Smith(1982)認為，自我設限是個體預期可能失敗、表現不佳而損害自我價值感前所采取的行動，其目的是減少個體對失敗的責任承擔。［2］Covinton (1992)指出，失敗會影響個體的自我價值認知，因為失敗被認為是低能力的反映，而低能力等同于低自我價值。因此，為了保護或提升自我價值，有些學生會盡力避免失敗，而有些則會傾向于改變失敗的意義——在預期失敗時，他們事先尋找甚至創造一些障礙，當失敗時，這些障礙成為失敗時的借口，從而避免對其能力的質疑。而一旦成功，這些障礙反而會放大成功的意義，即個人能力的優秀，從而提升自我價值。［3］少數研究認為，自我設限能減少個體在成就評價前的壓力與焦慮，有利于后續的成就表現。［4］但大多數研究結論顯示，作為一種非適應性的成就策略(Mal－adaptive Strategies)，自我設限會導致個體忽視努力的重要性，降低能力評估，產生更多的消極情緒。Midgely和Urdan (2001)指出，在學習上相對處于劣勢的學生處于自尊的保護，更容易采取自我設限［5］。對高職生而言，選擇高職院校的原因大多是由于沒有考上理想的大學，因此，在心理層面更傾向自卑，自我價值感偏低，在面對學業上的挑戰時，更容易采取自我設限的逃避策略。然而，學業領域內已有的自我設限研究大多將焦點集中在普通大學生和初高中生上，對高職學生群體的關注較少，高職學生自我設限心理機制的研究尚處于空白，本研究試圖通過對已有文獻的梳理，構建高職學生自我設限心理機制模型，并通過實證的方式對構想模型進行驗證。

一、文獻回顧與模型構建

(一)成就目標與自我設限的關系

成就目標強調學生學習的理由和目的，是近年來學習動機最重要的指標，它能反映學生采取什么樣的學習策略。早期的成就目標理論將成就目標分為掌握目標和成績目標兩類，掌握目標強調學生以學習、理解和解決問題為目的，相信通過努力就能成功，以自我表現是否提高為評價標準。成績目標則強調學生關注的是與他人比較的結果，只要自己取得比他人更好的表現就視為成功，是一種外在的評價標準。諸多研究發現，學生對學業所持的成就目標會影響其是否采取自我設限策略，報以掌握目標的學生會強調自我比較與努力投入，因此，更多采用深層認知和自我調節學習等積極應對策略;［6］以成績為目標的學生更重視分數高低，以及相對他人的能力表現，更容易出現自我設限的行為。例如，Midgley和Urdan(1995)發現，學生在能力評價的情境下，成績目標傾向更為明顯，同時，會更多使用自我設限策略。［7］Coudevylle和Martin

(2008)通過實驗設計發現，行為式自我設限在成績目標氛圍下更容易發生。［8］由此可以推測，高職學生的成就目標可能與自我設施行為存在顯著的相關性，也即高職學生的掌握目標會負向預測自我設限，而成績目標會正向預測自我設限。

內隱智力觀是指個體自身對智力的本質(即智力是否可以改變)的看法，分為智力固存觀(entity theory)和智力發展觀(incremental theory)。持智力固存觀的個體認為成就的因素(如智力、個性等)是固定不會改變的特質，而持發展觀的個體認為智力是可以經過后天努力而改變的。研究發現，個體的內隱智力觀和自我價值保護具有相關性，固存觀的個體認為智力、能力不會改變，因此，他們在成就環境下關注如何保護自我價值而不是學習和努力。此外，固存觀的個體會認為失敗是能力不足所致，是難以避免，無法克服的，因此，會事先采取自我設限的策略。［9］Ommundsen(2001)以參加體育課學生為對象調查發現認為，能力是固定不變的學生，使用自我設限的頻率越高，而認為能力是可以改變的學生，采用自我設限的頻率相對較少。［10］可見，學生所持有的內隱智力觀可能會對自我設限具有預測作用。

自我效能感是個體對自己完成特定任務能力的判斷和能力信念，而自我設限是由于對將來任務完成情況的不確定所導致的，而這種不確定性與個體的自我效能感有密切關系。李曉東等(2003)對216名初中二年級學生的研究發現，自我效能感對自我妨礙有限制的負面影響，自我效能低的學生會在預期失敗時，預先通過減少努力這樣的自我妨礙策略來保護自尊。［11］Pulford，Johnson和Awaida(2005)的跨國研究顯示，低自我效能是預測自我設限的重要因素，個體對自我完成課業任務缺乏信息，害怕結果對自我價值造成傷害，是采取自我設限的重要動因。［12］

除了自我效能以外，學業焦慮也是自我設限的一個重要影響變量。學業焦慮是指個體在學習情境中對學業產生的緊張和不安情緒，這種情緒與學生先前的學習經驗有密切關系。Prapavessis等(2003)的研究發現，自我設限的使用與認知狀態焦慮有正相關。［13］Chow，H．P．H(2011)的研究一中學生為對象，比較高、低自我設限學生在學業自我概念和學習焦慮的差異發現，高自我設限的學生有較低的學業自我概念和較高的學業焦慮［14］，由此可知，學業焦慮是一個區別自我設限程度的重要變量。

綜上所述，本研究提出以下假設模型:(1)高職學生的成就目標兩維度能夠顯著預測自我設限; (2)內隱智力能顯著預測自我設限;(3)自我效能感能顯著預測自我效能;(4)學業焦慮能顯著預測自我設限;(5)自我效能與學業焦慮在成就目標、內隱智力和自我設限之間充當中介變量作用。

二、研究對象與方法

(一)研究對象

本研究以寧波市高職學生為研究對象，采用分層隨機抽樣的方法，從寧波市4所高職院校中抽取高職學生作為被試，男、女被試人數盡量均衡。本次調查共發放658份問卷，回收問卷600份，回收率為91．23%，經過逐份篩選，剔除錯答、漏答和有規律作答等無效問卷，得到545份有效問卷份，有效率為90．83%。有效問卷的被試分別情況為男生223名，女生322名;大一被試214名、大二被試178名、大三被試153名;工科、理科、文科被試分別為167名、181名和197名。

(二)研究測量工具

1．成就目標問卷。高職學生的掌握目標/成績目標采用徐方忠等(2000)編制的《目標傾向問卷》，該問卷在Button的目標傾向問卷基礎上修訂而來，該問卷共12個題項，成績目標和掌握目標各6個題項，采用Likert7點計分，掌握目標和成績目標的Cronbach系數分別為0．66和0．75，再測信度分別為0．80和0．82，因子分析的結果顯示問卷具有較好的構想效度。［15］

2．內隱智力問卷。研究采用測量段小菊等(2012)編制的《智力內隱人格量表》，該量表是Ziegler等編制的智力內隱人格量表(IPT)的中文修訂版，該量表保持了原版的12個題項，包括穩定信念和可變信念兩個分量表，總量表的Cronbach系數為0．79，重測信度為0．6;兩個分量表的系數為0．77和0．72，重測信度為0．66和0．62，顯示量表具有較好的穩定性。［16］

[s1-GigabitEthernet0/0/2]lacp priority 100“配置s1交換機的g/0/0/2接口優先級，確保g0/0/2接口成為轉發接口，g0/0/1接口成為備份接口”

3．自我效能問卷。自我效能問卷采用華中師范大學梁宇頌(2000)編制的《學業自我效能感量表》中的學習能力自我效能分量表，該分量表包括11個題項，采用Likert5點評分，Cronbach系數為0．820，因子分析結果顯示各題項都聚合在構想因子上，且因子負載均高于0．6，說明該量表具有較高的信、效度。［17］

4．學業焦慮問卷。本研究采用劉會(2014)編制的《學習焦慮問卷》對高職學生的學業焦慮進行測量，該問卷由大學生一般學業情緒問卷改編而來，共20個題項，采用Likert5點評分。問卷的Cronbach系數為0．932，折半信度為0．851，顯示該問卷符合心理測量學要求。［18］

5．自我設限問卷。高職學生的自我設限采用黃爽(2006)編制的《學業自我設限問卷》(簡稱ASHS)進行測量。該問卷包括行為式自我設限和聲稱式自我設限兩個分問卷，共15個題項，其中第15題為測謊題，采用Likert5點評分。該問卷兩因素的折半信度分別為0．776和0．828，總問卷折半信度為0．813，兩因素的Cronbach系數分別為0．803和0．828，總問卷系數為0．885，具有較高信度，此外，問卷的結構效度、內容效度和效標效度的檢驗結果也達到測量學標準。［19］

(三)研究過程

數據收集采用問卷調查的形式，本研究問卷的發放采用本人親自發放和委托他人發放的形式進行，以班級為單位進行集體測試，在測試之前提示學生認真閱讀指導語并仔細作答，并要求委托的主試人員按照施測要求進行問卷發放、測量和回收。回收的問卷經過篩選之后，將有效問卷錄入SPSS20．0和Amos18．0軟件中進行數據處理和分析。

三、結果

(一)高職學生自我設限的特征分析

為了觀察高職學生的自我設限是否存在性別、年級以及學科等差異，我們將自我設限作為觀察變量，性別、年級和學科等作為獨立變量，進行獨立樣本t檢驗和單因素方差分析，得出以下結論。(見表1～3)

從表1的結果可以看出，男、女生在自我設限的兩個維度聲稱式自我設限(t=2．91，p=．02＜0．05)和行動式自我設限(t=2．01，p=0．03＜0.05)上均存在著顯著差異，說明男、女生在學業過程中的自我設限行為程度并不相同。從得分上看，男生在聲稱式自我設限和行動式自我設限(M=2．19，M=2．26)均高于女生(M=1．97，M=2．06)，說明相較于高職女生，高職男生更容易在學習過程中采取自我設限的行為策略。

表2結果顯示，各年級學生在聲稱式自我設限上存在顯著差異(F=2．78，P=．03＜0．05)，對聲稱式自我設限進行LSD事后檢驗結果顯示大一學生聲稱式自我設限得分(M=2．14)和大二學生聲稱式自我設限得分(M=2．04)均顯著高于大三學生(M=1．44)，大一學生與大二學生在聲稱式自我設限上不存在顯著差異，說明大一、大二學生采取聲稱式自我設限行為的程度較高，大三學生較少采用聲稱式自我設限。各年級學生在行動式自我設限方面沒有表現出顯著差異(F=2．24，P=0．08＞．05)，說明各年級學生使用行動式自我設限策略的程度趨于一致。

表1 自我設限在性別差異的t檢驗結果

表2 自我設限在年級差異的方差分析結果

表3結果顯示，各學科學生在聲稱式自我設限方面沒有表現出顯著差異(F=2．14，P=0．11

＞．05)，說明各學科學生采取聲稱式自我設限方式的程度基本相同。各學科學生在行動式自我設限上存在顯著差異(F=2．57，P=0．04＜0.05)，對行動式自我設限進行LSD事后檢驗結果顯示文科學生行動式自我設限得分(M= 2.20)顯著高于工科學生(M=1．90)，而工科學生與理科學生，理科學生與文科學生在行動式自我設限上不存在顯著差異，說明文科學生相比于工科學生在自我設限策略上更多選擇行動式自我設限。

表3 自我設限在學科差異的方差分析結果

(二)各研究變量間的相關性分析

從相關矩陣表4中得知，掌握目標、內隱智力和自我效能與自我設限表現出中等強度的負相關關系，這說明掌握目標、內隱智力和自我效能水平越高的高職學生，他采用自我設限策略的可能性越小，其中與自我設限負向關聯度最高的是自我效能(p=－0．27*)。成績目標和學業焦慮與自我設限間呈現出中等強度的正相關關系，這表明，以成績目標為主的高職學生更易于采取自我設限策略，學業焦慮較高的高職學生自我設限行為發生的可能也越高。從各變量與自我設限的相關性可以推測，掌握目標、成績目標、自我效能和學業焦慮都可能是自我設限的預測變量，接下來將采用結構方程模型和路徑分析進一步明確影響高職學生自我設限的心理變量的具體機制。

表4 各研究變量相關性分析結果

(三)基于SEM的自我設限心理機制模型驗證

為了進一步驗證理論構建得到的自我設限心理機制模型(見圖1)，研究采用結構方程模型分析以了解各變量對自我設限的影響路徑。為了使整體模型顯得更為簡潔、突出研究重點，本研究將掌握目標、成績目標、內隱智力、自我效能、學業焦慮和自我設限這五個研究變量作為顯變量(Manifest Construct)進行處理。本研究選取絕對擬合指數、增量擬合指數以及簡要擬合指數對模型擬合結果進行評價，其中絕對擬合指數又包括:卡方值、擬合優度指數GFI，近似誤差均方根RMSEA等;增量擬合指數分為:規范擬合指數NFI和比較擬合指數CFI等;簡要擬合指數包括PNFI和PGFI。模型修訂的標準則參照黃芳銘(2004)提出的:(1)刪除測量誤差為負、路徑系數大于1或者不顯著的路徑;(2)根據Amos生成的修正指數表(MI)進行調整模型［20］。本研究首先在Amos21．0軟件中建立模型，并將spss數據導入Amos軟件中，采用最大似然估計法(MLE)對模型進行擬合。第一次數據擬合結果發現，擬合指數RMSEA等于0．187，超過臨界值0．1，CFI和GFI值都在0．9以下，模型擬合情況不理想，這表明變量

間的理論關系與數據不相匹配，需要對因子結構進行調整。

圖1 自我設限心理機制模型

根據Amos分析結果的提示，我們首先對參數出現異常的路徑進行刪除，本研究中掌握目標→學業焦慮，內隱智力→學業焦慮的路徑系數都超過了1，因此均該進行刪除，但一般建議一次釋放一個參數值，因為釋放一個參數將可能降低或消除第2個要釋放參數的匹配改進情況，結構方程模型每次的估計都牽涉到所有方程式中所有參數的匹配度。因此，研究根據模型修正指數首先刪除掌握目標→學業焦慮。將數據代入刪除掌握目標→學業焦慮路徑后的模型發現，內隱智力→學業焦慮路徑系數依然大于，且RMSEA等于0.158，依然超過臨界值1，因此，接下來從模型中刪除內隱智力→學業焦慮路徑。對模型重新進行擬合發現，雖然這時模型的RMSEA指數為0.087，在標準值以下，但這時發現成績目標→自我效能的路徑系數不顯著，應進行刪除。在對成績目標→自我效能路徑進行刪除，重新代入數據進行運算后，結果顯示各路徑系數都正常范圍內，且都通過了顯著性檢驗，從擬合指數上看，x2/df=3．542，GFI=0.901，RMSEA=0．058，NFI=0．912，CFI= 0．913，PNFI=0．855，PGFI=0．862，均在可接受范圍內，說明模型擬合度較高，為可接受模型。

通過上面對原始模型的修正，得到了三個中間模型(對掌握目標→學業焦慮，內隱智力→學業焦慮，成績目標→自我效能進行逐個刪除)，得到本研究的最終接受模型M3。(見圖2)

圖2 調整后的自我設限心理機制模型

四、討論

(一)高職生自我設限的特征

不同性別高職學生的自我設限程度存在顯著差異，無論在行為式自我設限還是在聲稱式自我設限方面，男生都報告出顯著高于女生的自我設限行為，這可能是因為在學業成就上，社會對男生有較高的期望，男生會體驗到更多的評價性威脅，但出于“愛面子”，他們不愿意在遇到困難時尋求他人的幫助，寧愿選擇拖延、打游戲、不努力等方式來避免社會對其能力的負面評價。一些研究顯示，雖然男生在行為式自我設限方面高于女生，但女生聲稱式自我設限的程度要高于男生，例如，聲稱考試感到緊張、身體不適等借口，因為這種口頭示，弱比較符合女生柔弱的社會印象。［21］本研究中，男生在聲稱式自我設限上要顯著高于女生，這可能是由于相對于女生，高職男生感知到的外界期望落差更大，承受著更大的壓力，因此，會更高頻率使用聲稱式自我設限。

隨著年級的上升，高職生的自我設限程度不斷降低，這可能是職生遭受到高考的挫敗而進入高職院校，對于他們的自尊是個重大打擊。重壓之下可能導致自我保護性自我妨礙的出現。隨著年級增長，在高職二年級他們逐漸適應了學校環境，自尊的敏感性有所降低，不再非常在意他人對自己的評價，自我妨礙程度與一年級相比顯著下降。三年級面臨就業，他們更能感受到學業成績與就業及未來生活的密切關聯，不能再以自我妨礙的消極方式應對自卑和回避評價壓力，只有切實的成功表現，才能解決問題，所以三年級學生的自我妨礙程度顯著低于一年級和二年級。

另外，不同學科的高職學生在自我設限的使用上存在差異，文科生比工科生和理科生更多使用自我設限策略，可能是文科生在高職入學時，入學分數比理科和工科生更低，因此，文科生比理科和工科的學生更在意保護自我價值。

(二)自我設限心理機制模型分析

由圖2可知，高職學生內隱智力和掌握目標對學業焦慮和自我設限的路徑系數都是負數，這表示認為智力是可以改變以及持掌握目標的高職學生會有較低的學業焦慮，并較少使用自我設限，這一結果與Midgley et al(1996)的研究結果一致［22］，掌握目標高的學生主要根據自身進步和提高程度來評價自己，不在意他人對其能力的評定，同時，持智力發展觀的學生認為，能力是可以通過不斷努力而提高，在學習過程中會付出更多的努力而不是逃避，因此，不容易產生自我設限。內隱智力和掌握目標與自我效能的路徑系數為正值，說明認為智力是可以改變以及持掌握目標的高職學生具有較高的能力知覺。而成績目標的學生表現出較高的學業焦慮和自我設限(路徑系數為正，且顯著)，說明認為智力是無法改變以及持成績目標的高職學生會有較高的學業焦慮，并更多使用自我設限，這可能是由于成績目標的高職學生喜歡與他人競爭，更關心的是自己在整個群體中的排名。同時，智力固定觀的學生在面對成就評價時，更關注對自身能力的保護，特別是結果不確定時，寧愿尋找借口而避免丟面子。

五、結論

綜上所述，筆者認為，(1)高職學生的自我設限兩維度在性別、年級和學科上存在不同程度的差異。男高職生的行為式自我設限和聲稱式自我設限均高于女生;大一和大二高職生在聲稱式自我設限上高于大三高職生;文科高職生在行動式自我設限上高于工科高職生;(2)掌握目標、內隱智力和自我效能對高職生的自我妨礙有顯著負向預測作用，學業焦慮和成績目標對高職生的自我妨礙有顯著正向預測作用。

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［責任編輯 秦 濤］

浙江省教育科學規劃課題(項目編號:2014SCG323)

邱林飛，女，寧波城市職業技術學院講師，碩士，主要研究方向為體育訓練學。

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1674－7747(2015)32－0067－07