中职学生学业自我妨碍量表的编制及结构探索

张越

〔摘要〕通过对中职学生学业自我妨碍的研究以及相关文献的查阅，编制了适用于评定中职学生学业自我妨碍倾向的量表。对量表统计分析后表明：自我妨碍主要包括情緒拖延、自我效能、推卸责任和促进干扰四个维度，量表具有较好的信度和效度。

〔关键词〕自我妨碍；中职学生；情绪拖延；推卸责任；自我效能

〔中图分类号〕 G44 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-2684（2017）27-0013-05

一、引言

（一）概念界定

学业自我妨碍（academic self-handicapping）是学校生活的一种常见行为，是与个人、成才密切相关的一个自我研究领域。20世纪90年代以来，一些教育心理学家注意到，对大多数学生来说，保护他们的能力感以及重视他人对学生自身的能力评价是极为重要的。学业自我妨碍就是这样一种策略，它可以尽力避免失败或改变失败的意义，事先为可能的失败准备借口，以免失败后归因于自己能力不足，从而维护自尊。在学校和课堂这种典型的能力评价情境中，学生为回避可能出现的消极情感结果会有意识地采取降低或放弃努力的行为，这就是所谓的学业自我妨碍（academic self-handicapping）。

我们发现，很多中职学生在备考过程中，会自觉或不自觉地使用自我妨碍策略。个体如果事先并没有付出应有的努力，那么失败后就可以把失败归因于努力不足而非能力缺陷，由此避免了失败带来的自尊打击；而如果获得了成功，则显得自己非常有能力，以为自己仅付出了少量努力就获得了成功，这就是中职学生的自我妨碍倾向。

因此我们有必要探讨中职学生学习过程中干扰学习的自我妨碍特点，并进一步为提高中职学生的学习效率提供帮助。

（二） 研究概况

国外对此问题的研究已经进行了二十余年，产生了丰富的研究成果，而我国这方面的研究才刚刚起步。自我妨碍的表现形式很多，如拖延，减少努力或练习，睡眠不足，与朋友交往过于频繁或过多参加活动等。Berglas和Jones[1]甚至认为那些成绩不良者往往是习惯性自我妨碍者。Elliot和Church[2]也发现有自我妨碍特质的学生往往成绩较低。 Garcia[3]认为可以把学业自我妨碍看作是自我调控学习的一种形式，是学生为了保护自我价值而对自己的成就行为做出的一种调节，积极情感来自于高的能力评价，消极情感来自于低的能力评价。

对于中职学生来说，他们已经意识到努力是一把双刃剑，高努力并取得成功是值得赞扬的，但高努力却失败了就会给人留下低能的印象。当学生害怕在未来的评价情境中失败时，采取自我妨碍策略既可能导致不好的学习成绩，也可能产生双赢的结果：如果失败了则可以将其归因于努力不够；如果成功了，则意味着高能力。

国内学者李晓东、袁冬华和孟威佳[4]以及李春芳[5]均对此进行了研究。从情感调节的角度讲，学业自我妨碍是一种适应性策略[4]；从学业表现方面讲，学业自我妨碍则是一种非适应策略，它导致低成就，并产生更大的自我妨碍需要，形成恶性循环[5]。

（三） 自我妨碍的测量

测查自我妨碍的测量工具，目前使用较广泛的量表是Jones和Rhodewalt[6]编制的自我妨碍量表（Self-Handicapping Scale，简称SHS），该量表是由20个项目组成的自陈式问卷，他们把自我妨碍看成是一个稳定的特质，主要测查个体自我妨碍的一般趋势。他们在前一个量表的基础上形成了由25个项目组成的量表，采取六点计分，从完全同意到完全不同意，其中八个项目采取反向计分，报告有很好的分半信度和重测信度，此量表包含了前一个版本的基本内容，增加的项目是为了支持内部一致性。

Strube[7]考察第一个版本的内部一致性时发现a系数为0.62，这个结果表明项目内容有一些不同质，因素分析发现，该量表测量的是一个主要维度，项目包含了一些造成内部一致性低的不相关项目。Strube[7]将自我妨碍量表项目删减到10个，10个项目量表的内部一致性超过了原始量表的内部一致性。这几个量表并没有特别关注学业领域，后来有的量表设计是用于专门评价学业自我妨碍的[7]。Murray和Warden[8]设计了一个专门针对学业自我妨碍的测查量表，这个量表主要基于对Jones和Rhodewalt[6]的改编。

另一种自我妨碍量表以Midgley和Urdan[9]编制的自我妨碍量表为代表，这个量表加入了认知成分，考察自我妨碍行为以及采取这种行为的原因，此量表把自我妨碍作为自我保护的策略，忽略了个体采取自我妨碍的其他原因。该量表包括五个项目，回答的结果采取五点计分，从一点都不符合到完全符合。

国内对自我妨碍研究的测量工具主要根据上述两类量表修订而成，如戴妍[10]研究大学生的自我妨碍量表，修订了Jones和Rhodewalt[6]的量表，因素分析发现只有一个因素，a系数为0.7397。李春芳[5]研究中学生学业自我妨碍的量表，根据Midgley和Urdan[9]的量表修订而成，修订后的量表包含10个项目，10个项目的内部一致性为0.73。正式施测项目的一致性为0.72，半个月后的重测相关为0.86。李晓东、林崇德和聂尤彦[11]运用的学业自我妨碍量表是根据Midgley和Urdan[9]的量表发展形成，经验证性因素分析表明有良好的结构效度，Crondachs α为0.84。endprint

本研究目的在于编制符合我国中职学生实际的学业自我妨碍问卷，探究其准确性和有效性，为进一步考察中职学生学业自我妨碍的特点提供有效的测量工具。

二、方法

（一）初始量表的形成

根据已有关于自我妨碍的文献和相关研究确定量表结构，通过访谈和参考前人编制的注意控制量表确定题目。

（二）初始量表的内容

初测量表由两部分组成。

第一部分是指导语。在指导语中对测验内容、目的、作答方式和注意事项进行了交待。作答方式采用的是Likert五点量表，要求被测者根据各题项中的陈述与自己的符合程度选择相应数字。“1”表示非常不符合，“5”表示非常符合。

第二部分是量表主体。共有25个题项，这些题目顺序随机排列。

（三）被试

以班级为单位采用整体随机取样的方式在某中职学校共发放问卷250份，其中男生100人，女生150人；高职班100人，高级工班100人，技工班50人；高一至高三分别为70、80、100人。回收问卷210份，剔除无效问卷7份，回收有效问卷203份，有效率为81.2%。

样本构成如下，见表1。

（四）统计方法

本研究施测以班级为单位，统一指导语和施测程序，必要时给予个人指导以确保被试正确理解题意，要求被试匿名作答。所有数据用SPSS 13.0和Excel进行统计分析，对所收集数据进行项目分析、探索性因素分析和验证性因素分析，并对最终量表进行信度和效度分析。

三、结果

（一）项目分析

1.对量表题项的平均数、标准差进行分析

结果显示，25个项目的平均分分布在1.83～3.73之间，标准差分布在0.10～1.28之间，绝大部分测题都处于中间水平，分布比较均匀，没有产生“天花板效应”和“地板效应”。该量表妨碍总分呈正态分布，处于36～109之间，m=71.65，sd=10.19，n=203，见图1。

2.对25个项目的题总相关进行检验

结果见表2， 大部分项目的皮尔逊积差相关值达0.3以上，双侧t检验显示所有题目均达到显著性水平。

3.区分度检验

计算各被试得分总和，根据总得分将前27%分为低分组，后27%为高分组，然后通过t检验高低二组在题项上的差异，a1～a25中，除了a9、a11外，其他t值均达显著，表示问卷的大部分题项具有鉴别度，该量表能够鉴别出不同受试者的反应程度。结果见表3。

（二）探索性因素分析

为了检验施测前假设的四个维度是否成立，研究者在预试时对数据进行了探索性因素分析。取样适当性KMO指标为0.65，Bartletts球形檢验统计量为937.90，p=0.000，说明数据适合做因素分析。采用主成分抽取因子经正交旋转后发现，特征根大于1的因子有4个，解释率为64.90%。根据探索性因素分析的结果对项目进行理论合并，最终得到一份包含4个因素25个项目的中职学生自我妨碍量表，所得结果见图2及表4。

（三）信度分析

对中职学生学业自我妨碍量表的内部一致性信度进行分析，得到总体的α系数为0.69，具有较高的内部一致性信度，各维度的α系数见表5。

四、讨论

（一）中职学生学业自我妨碍量表的结构分析

根据前面的分析结果，我们可以得出，中职学生学业自我妨碍维度结构包含四个因素。因素的命名主要遵循了两条原则。

一是参照理论模型的构想维度命名，即看该因素的题项主要来自理论构想模型编制的初测问卷的哪个维度，哪个维度贡献的题项多就以哪个构想维度命名。二是参照因素题项的负荷值命名，即一般根据负荷值较高的题项所隐含的意义来命名。

第一个因素包括A22、A12、A24、A8、A20、A4等6个题项，这个题项与之前所构想的“情绪拖延”维度相吻合，这些题项所描述的主要特征是在时间上和行为上不配合，以及拖延进行那些有利于将来良好表现的行为等。

第二个因素包括A21、A9、A2、A11、A5等5个题项，这个题项与之前所构想的“自我效能”维度相吻合，这些题项所描述的主要特征是对自我能力的否定，以及认为自己没有能力完成某些任务。

第三个因素包括A17、A6、A13、A3、A15、A7、A1、A23等8个题项，这个题项与之前所构想“推卸责任”维度相吻合，这些题项所描述的主要特征是将可能失败的原因推给外界，以及心理身体状态等能力以外的因素。

第四个因素包括A19、A18、A14、A10、A16、A25等6个题项，这个题项和之前所构想的“促进干扰”维度相吻合，这些题项所描述的主要特征是参与有利于将来良好表现行为时，不积极、 不主动或助长他人的干扰等。

最后得出中职学生学业自我妨碍的正式问卷，问卷包括4个维度25个题项。

（二）量表的信度和效度分析

量表由4个维度25个项目组成，25个项目载荷范围为0.31～0.77，4个因子累计方差贡献率是64.90%，因素分析的结果显示各项指标较为理想，说明量表有较好的结构效度。

内部一致性系数检验表明量表具有较高的信度，除了“促进干扰”维度的内部一致性系数较低外，问卷其他维度的内部一致性α系数均达到了测量学标准，这些都说明本问卷具有较好的信度，作为中职学生学业自我妨碍的测量工具是稳定可信的。

五、结论

本研究是关于中职学生学业自我妨碍研究的一次探索性尝试，具有较好的信度和效度，可以作为评鉴中学生自我妨碍倾向的一项指标，但是量表的问题和局限性在所难免，在后续的研究中，对题目的设计可再反复斟酌。

注：本文曾获2015年浙江省技工院校教学论文评比一等奖。endprint

参考文献

[1]Berglas S，Jones E E. Drug choice as a self-handicapping strategy in response to noncontingent success[J]. Journal of Personality and Social Psychology，1978，36（4）：405-417.

[2]Elliot A，Church M A. Motivational analysis of defensive pessimism and self-handicapping[J].Journal of Personality，2003，71：31-49.

[3]Garcia T. The role of motivational strategies in self-regulated learning[J].New Direction for Teaching and Learning，1995，63：29-43.

[4]李曉冬，袁冬华，孟威佳.国外关于自我妨碍的研究进展[J].东北师范大学学报（哲学社会科学版），2004（4）：131-136.

[5]李春芳.学生的自我妨碍行为及其干预[J].上海教育科研，2003（7）：59-62.

[6]Jones E E，Rhodewalt F. The Self-handicapping Scale[M]. Princeton NJ：Princeton University，1982.

[7]Strube M J. An analysis of the Self-handicapping Scale[J]. Basic and Applied Social Psychology，1986，7：211-244.

[8]Murray C B，Warden M R. Implication of self-handicapping strategies for academic achievement：A reconceptualization[J]. Journal of Social Psychology，1991，132：23-37.

[9]Midgley C，Urdan T. Predictors of middle school students use of self-handicapping strategies[J]. Journal of Early Adolescence，1995，15：389-411.

[10]戴妍.不同情境中大学生的成就目标取向和自尊对自我设限的影响[D].硕士学位论文. 兰州：西北师范大学，2005.

[11]李晓冬，林崇德，聂尤彦.课堂目标结构、个人目标取向、自我效能及价值与学业自我妨碍等[J].心理科学，2003， 26（4）：590-594.

（作者单位：浙江省宁波市北仑区教育局教科所，宁波， 315800）

编辑/刘 扬 终校/于 洪 杜文姬endprint