大学生自尊和心理韧性对学业自我妨碍的影响

2021-06-29张灵聪谢履羽

闽南师范大学学报(自然科学版) 2021年2期

吴燕,张灵聪,谢履羽

（1.闽南师范大学教育科学学院,福建漳州363000；2.福州大学阳光学院,福建福州350015）

当今社会是一个高速发展的信息社会，个体在工作中常常被迫表现的完美、极致.在团体活动中，往往会竭尽自己的全力以取得最后的成功，从而证明自己是集体中的强者，无可替代.在下属们看来，领导的认知中，工作上一件事情或是一次活动的失败，便足以证明自己能力的不足，而能力不足就意味着个体在这个工作上失去了相应的价值，取而代之的便有可能是扣工资、失去奖金等，甚至于最终可能丢失了饭碗.在这个大环境下，这样的现象在大学中同样普遍存在.学习成绩、工作绩效、活动展现结果的不同，与之相对应的是完全不同的评价、呈现方式.久而久之，个体便本能的趋向于保护自身的自我价值感，从而大概率的选择采取一些相应的自我保护策略，以证明自己不是没有能力而是其他的外界因素导致最终失败的.甚至说有些思想更为极端的个体，为了避免失败，而直接选择放弃下一次有可能成功的机会，从而保护那所谓的自我价值感.这种个体事先采取自我价值保护的措施就被叫做“自我妨碍（self-handicapping）”[1].

查阅以往文献得知，国外的学者们对自我妨碍领域进行了如下探究：自我妨碍的内在动机、实质以及个体的差异是否会影响自我妨碍的强弱等，并且在这些方面都取得了一定的研究成果[1-4].但是，我国在此类问题的研究上相比国外较为滞后，李晓东、林崇德等[4]对自我妨碍的本土研究多数也还得借鉴国外较为成熟的结论.目前，我国学者主要对大学生这一特殊群体的自我妨碍行为进行探索.大学生们面临着复杂繁琐的学业、艰难维系的人际关系、毕业季即分手季的难处、即将转变角色进入社会工作环境的惶恐等压力.再者，大学生是我国教育领域内重点的培育对象，肩上担负着许多重要的使命，作为我国教育界生命力的主体之一，我们更应该关注其心理健康.当他们处在较为复杂且难以短期解决的困境，深感迷茫、无助、不安等情绪当中，一些大学生便会本能的趋向于选择自我妨碍这一“解决方式”，从而用逃避的盔甲来树立并且维护自己的形象、自我价值感、自尊等.从长远来看，多次的自我妨碍行为可能会成为个体习惯性采取的一种应对压力的方式，阻碍个体自身的能力成长与身心发展.因此，对自我妨碍这一行为进行本土化研究，且深入地、系统地从各个不同的方面、不同的层次对其进行探究显得极为重要[5-7].

自尊，被认为与个体所获得的成就和自身的远大抱负密切相关；也被认为实际上是个体对其自身效能感的一种体验.相关研究还发现，高自尊能给人带来的不仅是积极影响，也会存在相应的消极影响[8].例如个体会为了维护自己的自尊，而选择采取某些方式来逃避现实，实际上并没有解决根本问题，且自身的能力也得不到真正的锻炼.Rhodewalt[9]的研究中明确指出：个体的高自尊会为了避免自身产生失败感，损害自身的形象，从而采取自我妨碍行为.Tice[10]则认为，某些低自尊的个体也会恐惧丢失所谓的“面子”，采取自我妨碍策略来削弱甚至是避免自身可能会受到的伤害，并以此来树立自己在外人眼里的美好形象.研究还发现，某些高自尊的个体并不会采取自我妨碍这一策略，即可能存在某种因素影响着自尊对自我妨碍的关系.

近几年来，随着积极心理学的兴起，研究发现人的心理品质与其自身发展有着密切的关系.“心理韧性”是学者们近期研究的热点，被认为属于一种特殊的人格特质，该特质可以使个体积极战胜困难，努力走出困境，使自身恢复到先前的正常状态[11-13]，因此也被叫做“心理复原力”，属于一种积极的能力品质.Masten[14]将心理韧性定义为：个体在面临巨大且困难的事件或在危险的情境中，都能够积极适应，最终带来良好结果的一种心理特征.所以，本研究假设心理韧性这种心理品质调节着自尊对自我妨碍的关系.

综上所述，本文在前人关于自尊和自我妨碍关系研究的基础上，着眼于心理韧性这一积极心理品质，拟考察心理韧性在自尊和大学生学业自我妨碍之间的作用，有助于加深理解影响大学生自我妨碍产生的心理机制，使大学生意识到个体可能会或正在使用自我妨碍这一策略来逃避现实，并试图通过心理韧性来调节自尊对学业自我妨碍产生的不良影响，促进其心理健康的成长.同时研究结果也能为大学生的教育工作提供有关的数据支撑，以期丰富其理论依据.

1 研究方法

1.1 研究对象

以西华大学、阳光学院、丽水学院三所大学的在校大学生群体为研究对象进行施测，以班级为单位，在同学们晚自习、或是周末的图书馆进行问卷发放.其中，共发出300份问卷，回收的问卷有292份（97.33%）.

本研究将无效问卷定义为：超过三分之二的题目连续选填同一选项的则被视为规律性作答（共3份）；超过5 题未填写的则被视为漏答（共4 份）.即本研究最终统计无效问卷共7 份，有效问卷共285 份（95%）.有效研究对象的基本情况：其中男生127名，女生158名；城市户口107人，农村户口178人.

1.2 研究工具

1.2.1 Rosenberg自尊量表（RSES）

此次研究所用量表是于欣、季益富[15]两位学者翻译并修订Rosenberg所编制的自尊量表，从而形成的中文版本.该自尊量表共10 个题项（其中5 个为反向计分题），采取的是四点评分方法.量表的取值范围：10～40 分，整份量表的得分越高，表示其受测者的自尊程度越高.该量表信效度较好（分半信度=0.959，重测信度=0.782，Cronbach α=0.616，）均符合心理测量学标准.

1.2.2 心理韧性量表（CD-RISC）

多数学者起初编制的心理韧性量表均为有心理创伤的人群设计[16]，后来才有了更为广泛且适用的量表.本次研究则采用由Connor和Davidson 编制而成的心理韧性量表对大学生进行施测[17].该量表后经我国中科院心理研究所的于肖楠、张建新[18]对其进行翻译并修订.共计25 个题数，采用5 级评分的标准，包括三个维度：坚韧、自强、乐观（0表示“从不”，4表示“总是”，从0到4分表示程度逐级递增）.该量表的内部一致性系数（Cronbachα）是0.91，具有良好的信效度.

1.2.3 自我妨碍量表（SHS）

本研究采用李晓东[4]等根据Rhodewalt版本的自我妨碍量表进行修订的中文版，共计14个项目（其中有2个反向计分）.该量表采用李克特的6点量表评分形式，各项目均为1～6评分（1分对应“完全不同意”，6 分对应“完全同意”，从1到6分表示程度逐级递增）.该量表中得分越高的被试，表明其自我妨碍的水平越高，即自我妨碍的行为倾向越明显.其内在一致性系数（Cronbachα）为0.79，重测信度为0.74（一个月后间隔所测）.在效度方面，自我妨碍量表的14个项目与总量表分的相关在0.48～0.70之间，符合心理测量学标准.

1.3 数据分析

采用Excel2019和SPSS25.0进行数据分析和处理，对问卷数据进行了描述性统计分析和相关分析，再结合Hayes[19]编制的SPSS ProcessV3.3插件检验调节效应模型.

2 研究结果

2.1 共同方法偏差检验

鉴于自评性量表可能会有共同方法偏差的问题，为了进行有效控制，本研究采纳了周浩等的建议，问卷设计采取匿名的方式，并告知问卷中存在部分反向计分题目.采用Harman单因素检验法对变量共同方法偏差进行检验[20]，对自尊、自我妨碍、心理韧性3个变量，共49个项目进行未旋转的主成分因素分析.数据分析结果显示第一个因子解释的变异量为25.41%，低于40%的标准，说明本研究的数据不存在明显的共同方法偏差问题.

2.2 各研究变量的平均值、标准差及相关矩阵

表1列出了各研究变量的平均值、标准差和相关矩阵.结果表明，自尊与心理韧性之间呈现显著的正相关关系r=0.396（p＜0.01）；心理韧性与学业自我妨碍之间不存在显著的相关关系r=0.077（p＞0.05），而其中的分变量乐观和学业自我妨碍之间具有显著相关关系r=0.121（p＜0.05）；自尊与学业自我妨碍之间呈显著负相关关系r=-0.480（p＜0.01）.自尊与学业自我妨碍、自尊与心理韧性两两之间存在显著相关，学业自我妨碍与心理韧性之间相关不显著.不符合中介效应的条件，但符合调节效应的前提，自变量和因变量之间有相关关系[15].接着再对三个变量的得分采取均值后，将自尊、心理韧性、学业自我妨碍三个变量中心化后，最后进行分层回归分析.

表1 各变量平均值、标准差和相关矩阵(r)Tab.1 Average,standard deviation and correlation matrix of each variable(r)

2.3 调节效应的分析

为了检验心理韧性在自尊和学业自我妨碍之间的调节效应，将自尊、心理韧性得分去中心化进行处理，再生成自尊与心理韧性的乘积项，以学业自我妨碍为因变量进行分层回归分析，第一步做自尊和心理韧性对学业自我妨碍回归，第二步做自尊、心理韧性和乘积项对学业自我妨碍的回归，通过后两个回归方程的△R2是否显著或乘积项的回归系数是否显著，来判断心理韧性的调节效应是否显著.

由表2可知，自尊对学业自我妨碍存在显著的负向影响，说明自尊可以负向预测学业自我妨碍；调节交互项（自尊*心理韧性）对学业自我妨碍的影响系数为-3.796，达到显著性水平，说明调节交互项负向显著，即心理韧性在自尊与学业自我妨碍的影响中起负向调节作用.

通过SPSS ProcessV3.3 插件算出数据[21-22]，并用GraphPad Prism 8.0 和Excel2019 作出调节示意图如图1 所示，不同心理韧性的影响下，高低自尊对学业自我妨碍的影响都有所变化，且高心理韧性比低心理韧性的影响更大，说明心理韧性程度越高，自尊对学业自我妨碍关系的强化作用越大.

表2 心理韧性在自尊和学业自我妨碍之间调节效应的检验Tab.2 Test of the moderating effect of mental resilience between self-esteem and self-handicapping

图1 心理韧性在自尊与学业自我妨碍之间的调节效应Fig.1 The moderating effect of mental toughness between self-esteem and academic self-handicapping

3 讨论

本研究发现：1）大学生的自尊对学业自我妨碍的影响较为严重，且大四年级的情况最严重.由此可知，当前大学生自我妨碍问题较为突出，学业自我妨碍情况普遍存在于大学生这个群体中，这与李斌[13]和赵玉晶[23]的研究结果类似；2）心理韧性在大学生自尊对学业自我妨碍的负向影响中具有调节作用，自尊对学业自我妨碍的影响在心理韧性的不同水平上存在着显著的差异.简单斜率检验的结果也表明，在大学生心理韧性水平较低的情况下，自尊对学业自我妨碍的影响作用较小.也就是说，心理韧性缓解了自尊对学业自我妨碍的负向影响.当大学生具有较低水平的自尊时，高心理韧性的个体出现学业自我妨碍的可能性较小，而低心理韧性水平的个体出现学业自我妨碍的可能性较大.这与同类研究结果比较相似[24]，如王永等对心理韧性与应对方式的关系进行观察，他们发现在大学生在面对压力时，具有高水平心理韧性的个体更可能表现出适应性的应对方式，反之相反[25-26].

综上所述：学校应对学生的学业自我妨碍行为，可以通过相关的心理辅导方案和途径，并开展相应的心理教育课程，对其学业自我妨碍行为进行一定程度的干预[27-28].同时通过心理韧性的提高，减轻他们的高自尊倾向，从而减少个体对学业自我妨碍策略的使用，降低大学生的学业自我妨碍水平[24]，促进大学生的心理健康，保证其学业、能力、心理健康水平的稳定发展，这对于今后教育教学领域的发展也有着重大的实践与现实意义[29-37].