朱燕菲

一、引言

自我妨礙(self-handicapping)又稱自我設(shè)限、自我設(shè)阻，最早是由Berglas(1978)等在20世紀70年代提出。他認為，自我妨礙是“在表現(xiàn)情境中，個體為了回避或降低因不佳表現(xiàn)所帶來的負面影響而采取的任何能夠增大將失敗原因外化機會的行動和選擇”[1]。

Rhodewalt[2]將自我妨礙分為特質(zhì)性自我妨礙( traitself-handicapping) 和情境性自我妨礙( situational self-handicapping)。前者認為不同的個體在自我妨礙行為上有不同的傾向性。特質(zhì)性自我妨礙是指個體在不同時間和情境下表現(xiàn)出來的相對一致的自我妨礙傾向性，就像是個體的特征一樣，相對固定不易變化。而情景式自我妨礙是指個體在特定情境下表現(xiàn)出特定的自我妨礙傾向。Leary & Sheppard[3]進一步把情景式自我妨礙形式分成兩類：行為式自我妨礙(behavioral handicapping)和自陳式自我妨礙(claimed self handicapping)。行為式自我妨礙是把自我妨礙看做是一種策略性的行為。Aikin 等人[4]認為，行動式自我妨礙是指個體在投入活動之前在行動上給自己的表現(xiàn)設(shè)置障礙，如減少練習(xí)時間、曠課、酗酒、打架鬧事等；Tice[5]進一步指出，行為式自我妨礙是指個體面對外在的評價威脅時為了保持和增強自我評價而采取的一系列行為。自陳式自我妨礙是指個體并未產(chǎn)生實質(zhì)性的自我妨礙行為，而是在投入活動之前，過分夸大自己取得成功所存在的障礙，主觀報告存在一些可能會影響自己發(fā)揮水平的因素，如身體不適、緊張等，以此作為失敗以后的借口。[6]

諸多研究已經(jīng)證明高低自尊水平的個體都會發(fā)生自我妨礙，只是動機各不相同；[7-8]自我妨礙確實可以使個體在歸因方面獲益，起到操縱他人對自我能力形象知覺的效用。[9-10]

本研究擬以高職生為被試對象，在探明高職生的特質(zhì)性自我妨礙、行為式自我妨礙和自陳式自我妨礙特點的基礎(chǔ)之上，進一步探討高職生不同類型自我妨礙與自尊以及學(xué)業(yè)成敗歸因的關(guān)系，為高職教育工作提供理論指導(dǎo)和有益啟發(fā)。

二、研究方法

1.研究對象

在江蘇地區(qū)高等院校的范圍內(nèi)，以班級為單位進行整群抽樣，發(fā)放問卷共550份，回收540份，剔除無效問卷9份(其中未完整答題6份；未按要求答題3份)，進入數(shù)據(jù)分析的有效問卷共531份。其中，高職生共319名，樣本來自于南京特殊教育職業(yè)技術(shù)學(xué)院和江蘇城市職業(yè)學(xué)院；本科生212名，樣本來自于南京郵電大學(xué)、南京師范大學(xué)和揚州大學(xué)，問卷有效回收率約96.5%。其中女生355人，男生176人；文科生289人，理科生242人；來自城鎮(zhèn)的242人，來自鄉(xiāng)村的289人；獨生子女213人，非獨生子女318人。

2.研究工具

(1)自我妨礙量表(SHS)。采用Jones 和Rhodewalt 編制的自我妨礙量表( Self-handicapping Scale，SHS)測量高職生的特質(zhì)性自我妨礙。該量表包含25個項目( 8個項目反向記分)，得分越高表示自我妨礙的特質(zhì)越明顯。國內(nèi)研究者尚麗娟[11]報告的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.74，分半信度為0.75。在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.76。

(2)自編行為式自我妨礙測試?；谛袨槭阶晕曳恋K的定義，研究者可以利用個體針對預(yù)測試完成的練習(xí)題數(shù)來衡量個體的行為式自我妨礙程度，練習(xí)的數(shù)目越少則行為式自我妨礙程度越高。Richards、Johnson、Collins、Wood[12]認為至少有3種情境對個體是否使用自我妨礙策略有影響:任務(wù)表現(xiàn)情境的公開程度、個體對任務(wù)重要性的知覺、任務(wù)的本質(zhì)及隨后的反饋。在本實驗中通過個體對任務(wù)重要性的知覺來喚起其行為式自我妨礙。

在實驗中，主試宣稱將要進行重要的評價性測驗——智力測驗，并在正式測驗之前提供練習(xí)的機會，練習(xí)的題目越多成績越好，把缺乏練習(xí)作為行為式自我妨礙的一個指標。本研究共設(shè)置了20道練習(xí)題供被試選擇，1題1分，被試練習(xí)了幾道題就獲得相應(yīng)的分數(shù)，分數(shù)區(qū)間在0到20分之間。練習(xí)題均選自國家公務(wù)員考試中較難的數(shù)字推理題，使被試對正式測驗產(chǎn)生較大壓力。本測試采用反向計分，得分越高，則行為式自我妨礙程度越高。

(3)自陳式自我妨礙問卷。采用李曉東、袁冬華修訂的自陳式自我妨礙問卷，該量表是根據(jù)Midgley的量表發(fā)展而成，經(jīng)驗證性因素分析表明具有良好的結(jié)構(gòu)效度，包括12個項目，采用5點計分，得分越高，表示自陳式自我妨礙的程度越高。[13]在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.79。

(4)自尊量表(SES)。自尊量表由Rosenberg 于1965年編制。該量表由10個條目組成，其中5項反向計分，受試者直接報告這些描述是否符合自己，分4級計分，總分范圍10-40 分，分值越高，表示自尊程度越高。[14]本次實驗的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78。

(5)多維多向歸因量表(MMCS)。該量表由Lefcout 等人編制，共2部分組成，分別針對學(xué)生的學(xué)業(yè)成就和人際關(guān)系2個不同方面進行歸因。量表共48題，其中24題為成功(就)歸因，24題為人際關(guān)系歸因。由于本研究是關(guān)于自我妨礙與學(xué)業(yè)成就歸因的關(guān)系，所以只采用了24道學(xué)業(yè)成就歸因的測題。該量表共有4組測題，每組6題。測量4種歸因(weiner)傾向，分別是能力、努力、情境和運氣。其中，能力和努力為內(nèi)歸因，運氣和情境為外歸因。每一題均按Likert五點評價尺度作答，每個領(lǐng)域得分范圍在1—5分之間，分數(shù)越高，外歸因越強。該量表內(nèi)在一致性信度為0.88，重測信度為0.70，聚斂效度為0.62。[15]本次實驗的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80。

3.數(shù)據(jù)收集與統(tǒng)計處理

采取集體施測的方式進行問卷調(diào)查，要求被試者仔細閱讀指導(dǎo)語和作答方式并按照自己的真實情況回答。收集上來的數(shù)據(jù)采用SPSS16.0軟件進行統(tǒng)計處理。

三、對測量結(jié)果的統(tǒng)計分析

1.高職生自我妨礙基本概況

探究高職生與本科生特質(zhì)性和情景式自我妨礙(包括行為式和自陳式)的差異，對2個群體不同類型自我妨礙進行獨立樣本t檢驗(見表1)。就特質(zhì)性自我妨礙而言，t(319)=-3.843，p<0.001，高職生與本科生差異顯著，高職生特質(zhì)性自我妨礙程度低于本科生；就行為式自我妨礙而言，t(319)=5.969，p<0.001，高職生和本科生行為式自我妨礙差異顯著，高職生行為式自我妨礙程度高于本科生。此外，兩群體自陳式自我妨礙無顯著差異。

表1 高職生與本科生不同類型自我妨礙的獨立樣本t檢驗

注：***p<0.001

2.高職生自我妨礙的人口學(xué)特點

以年級和性別為自變量，特質(zhì)性自我妨礙、行為式自我妨礙和自陳式自我妨礙分別為因變量進行方差分析，結(jié)果見表2。由表2可知，高職生的特質(zhì)性和行為式自我妨礙年級差異顯著，行為式與自陳式自我妨礙的性別差異顯著。

表2 高職生不同類型自我妨礙的人口學(xué)特點

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

進一步采用最小顯著差法(LSD)對高職生的特質(zhì)性自我妨礙和行為式自我妨礙在年級上的差異進行多重比較(見表3)。結(jié)果顯示高職生一年級的特質(zhì)性自我妨礙水平要明顯高于二年級(p<0.05)和三年級的特質(zhì)性自我妨礙水平(p<0.01)，3個年級行為式自我妨礙均存在顯著差異(p<0.01)，高職生隨著年級增加，其行為式自我妨礙水平顯著下降(見表3)。

表3 高職生特質(zhì)性和行為式自我妨礙在年級上的多重比較

注：*p<0.05，***p<0.001

3.高職生的自我妨礙與自尊及學(xué)業(yè)成敗歸因的相關(guān)分析

采用Person相關(guān)法對高職生不同類型自我妨礙與自尊及學(xué)業(yè)成敗歸因進行相關(guān)分析，結(jié)果見表4。結(jié)果表明，高職生特質(zhì)性自我妨礙與自尊呈顯著的負相關(guān)，行為式和自陳式自我妨礙與自尊相關(guān)不顯著；高職生不同類型自我妨礙均與任務(wù)難度，即外部歸因呈顯著正相關(guān)(p<0.05)。

表4 高職生自我妨礙與自尊及學(xué)業(yè)成敗歸因的相關(guān)

注：*p<0.05，**p<0.01

為了進一步驗證高職生群體不同類型自我妨礙與自尊、學(xué)業(yè)成敗歸因的關(guān)系，把高職生不同類型自我妨礙分為高低分組(得分前27%為高分組，后27%為低分組，高低分組各86名)，對不同類型高低分組自我妨礙者的整體自尊和歸因方式進行t檢驗，結(jié)果見表5。筆者發(fā)現(xiàn)，高低分組特質(zhì)性自我妨礙的自尊水平存在顯著差異，高低分組特質(zhì)性自我妨礙、高低分組行為式自我妨礙與高低分組自陳式自我妨礙在難度歸因上都存在顯著差異。

表5 高低分組不同類型自我妨礙與自尊及學(xué)業(yè)成敗歸因的獨立樣本t檢驗

注：*p<0.05，***p<0.001

四、討論

1.自我妨礙研究中有趣的性別差異問題

高職生行為式自我妨礙存在顯著的性別差異，男生會比女生表現(xiàn)出更多的自我妨礙行為，這一結(jié)論與Sheppard、Swim、Jackson、王申連等學(xué)者的觀點一致。原因如下：

第一，男性能夠體驗到更多的評價性威脅，并且保護自我的動機比女性強，相比之下女性較少受到失敗的威脅。[16]第二，男女兩性在行為式自我妨礙上的歸因獲益不同。教師常常將女生的成績低歸因于缺乏能力，而將男生的成績低歸因于缺乏努力。因此，女性即使是采取了不努力等行為式自我妨礙，他人還是會把她的失敗歸為缺乏能力。[17]第三，男性化的角色模式促進了行為式自我妨礙。Jackson[18]認為在學(xué)校，男生更希望被別人認為是具有男子氣的，因此他們用抽煙、喝酒、搗亂等行為來表現(xiàn)自己的男性化角色。相反，承擔(dān)學(xué)業(yè)、努力學(xué)習(xí)等被認為是女子氣的。第四，Hirt、McCrea和Boris[9]提出男女對努力的不同信念是產(chǎn)生行為式自我妨礙性別差異的原因。他們所做的一系列研究表明，男女對能力和努力的價值評價是不同的，男性更看重能力，女性更看重努力。相比于男生，女生更相信努力能夠?qū)е鲁晒Α?/p>

高職院校的女生比男生更有可能產(chǎn)生自陳式的自我妨礙。Harris[16]等人提出，男性在能力評價情境中，自我卷入程度更高；而女性在社會評價情境中，自我卷入程度更高。進入高職院校的女生，在經(jīng)歷一次高考失敗之后，更加注重自己在老師和同學(xué)中的印象，在面對考試等社會評價情境中，她們畏懼二次失敗。由于印象管理和自我價值保護的需要，她們傾向于用焦慮、緊張、憂慮等狀態(tài)出現(xiàn)在眾人面前，即使結(jié)果不佳，也不會給他人留下負面印象，反而獲得他人關(guān)心和安慰。

2.自我妨礙研究中有趣的年級差異問題

高職生在特質(zhì)性自我妨礙上存在顯著年級差異，一年級的特質(zhì)性自我妨礙水平要明顯高于二年級和三年級的特質(zhì)性自我妨礙水平，這可能與個體的狀態(tài)——特質(zhì)焦慮有關(guān)。[19]高職一年級同學(xué)可能認為自己沒有達到高考既定目標，產(chǎn)生無能感，對學(xué)業(yè)和前途的焦慮情緒隨即出現(xiàn)，造成其狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮程度的升高，希望通過低努力的歸因方式來解釋高考的失利，以此改變自己在他人心中的形象。在度過一年級的適應(yīng)期時，高職生逐漸找準自己的定位，接受高考的結(jié)果，適應(yīng)學(xué)校的環(huán)境，建立了新的同伴關(guān)系，狀態(tài)焦慮和特質(zhì)性焦慮問題有所緩和，特質(zhì)性自我妨礙程度減輕，所以高職生一年級的特質(zhì)性自我妨礙水平明顯高于二三年級。

高職生行為式自我妨礙在三個年級中均存在顯著差異，表現(xiàn)為隨著年級增加，其行為式自我妨礙水平顯著下降，而本科生在行為式自我妨礙上不存在顯著的年級差異，這可能與個體表現(xiàn)結(jié)果重要性(價值) 的知覺有關(guān)。在影響個體自尊的因素中存在著“重要性加權(quán)” 現(xiàn)象，即自尊(自我價值感)取決于一個人在對他來說非常重要的方面如何評價自己。[20]高職生和本科生對學(xué)業(yè)重要性的覺知程度不同。高職生的壓力源是隨著年級發(fā)生變化的，高職生最初是角色適應(yīng)壓力，進入住宿式的高職生活，他們還未從高考失敗的陰影中走出來，對現(xiàn)實環(huán)境不能完全接納，更有甚者出現(xiàn)“破罐子破摔”心理，無暇顧及學(xué)業(yè)，以期通過低努力的歸因方式而逃避學(xué)業(yè)責(zé)任；其次是自卑壓力，高職生對自己的學(xué)歷、學(xué)校社會聲譽、自我觀念等方面持消極態(tài)度，導(dǎo)致自卑，高職生自我要求不嚴格，對自己的學(xué)識和能力期望不高，傾向于用自我妨礙的方式來保護自己的形象，逃避學(xué)業(yè)，希望在其他方面獲得成就感；到了高職三年級他們才逐漸意識到學(xué)業(yè)成就和就業(yè)密切相關(guān)，學(xué)業(yè)應(yīng)該得到足夠的重視，不能再以自我妨礙的方式來逃避壓力，必須切實解決問題。

3.自我妨礙與自尊及學(xué)業(yè)成敗歸因的關(guān)系

高職生的特質(zhì)性自我妨礙與自尊呈顯著的負相關(guān)，高低分組特質(zhì)性自我妨礙的自尊水平存在顯著差異。研究表明，自我妨礙與低自尊呈正相關(guān)，即低自尊的個體更容易自我妨礙。[21]Rhodewalt[2]認為，自尊是失敗的晴雨表，能夠引發(fā)自我妨礙。在面對威脅性情境和不能確定成功或失敗的情況下，個體預(yù)先體會到焦慮甚至失敗情緒，尤其是預(yù)期自尊將受到威脅，因而個體采取自我妨礙這種預(yù)先應(yīng)對方式。Tice[5]認為低自尊者用“如果我練習(xí)少而取得好成績，這不能證明我能力差，如果我多加練習(xí)就會做很好”的歸因來保護自尊。因為低自尊的個體更可能預(yù)料失敗，忽略過去的成功經(jīng)歷，把未來成功的期望建立在過去失敗的經(jīng)歷上，所以，低自尊者更可能表現(xiàn)失敗，更多體會到不安全。

自我妨礙與歸因關(guān)系的結(jié)論符合沈烈敏[22]的研究結(jié)果，她認為自我妨礙者不使用自我提高的歸因模式(將成功歸為內(nèi)部原因)，而更傾向于使用防御的歸因模式(避免做內(nèi)部歸因)，且容易對智力進行責(zé)任的外在歸因。國內(nèi)學(xué)者袁東華、李曉東[23]通過從旁觀者角度看自我妨礙策略的效用的研究發(fā)現(xiàn)，自我妨礙確實可以使個體在歸因方面獲益，起到操縱他人對自我能力形象知覺的效用：成功時獲得能力歸因，減少努力歸因；失敗時增加努力歸因，減少能力歸因。高職生之所以外歸因是由于“自利性歸因偏差”現(xiàn)象，即對有益的結(jié)果采取內(nèi)在歸因以達到自我提高的目的，對不利的結(jié)果采取外在歸因以達到自我保護的目的。[24]

五、結(jié)論

第一，高職生與本科生的特質(zhì)性和行為式自我妨礙存在顯著差異，高職生特質(zhì)性自我妨礙程度低于本科生，其行為式自我妨礙程度高于本科生。

第二，高職生的行為式自我妨礙性別差異顯著，男生會比女生表現(xiàn)出更多的自我妨礙行為。

第三，高職生一年級的特質(zhì)性自我妨礙水平要明顯高于二年級和三年級。隨著年級增長，高職生的行為式自我妨礙水平卻會顯著下降。

第四，高職生的特質(zhì)性自我妨礙與自尊呈顯著的負相關(guān)，高自我妨礙特征的、較易產(chǎn)生自我妨礙行為的高職生都容易把成功或失敗歸結(jié)于任務(wù)難度，即外部原因。

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