李俞熹

　　

　　

　　

　　摘 要：目的：了解大学生自尊、成就目标与自我妨碍的关系，为减少大学生的自我妨碍水平提供实效性建议。方法：采用随机取样对411名大学城进行问卷调查。结果：（1）大学生自我妨碍得分略低于平均水平。（2）大学生自尊水平与自我妨碍呈显著的负相关，成就目标中的成绩趋近和成绩回避与自我妨碍呈现显著的正相关。（3）大学生自尊水平与成绩回避呈现显著的负相关，与掌握目标呈现显著的正相关。（4）自尊对大学生自我妨碍有显著回归效应，成就目标中的成绩回避和掌握目标在其中起部分中介作用，即自尊通过成绩回避和掌握目标对自我妨碍产生影响。

　　关键词：大学生;自尊;成就目标;自我妨碍

　　1 研究背景

　　国外大多数研究者都认为，自我妨碍是成就情境中个体的一种预先行为，其目的是为自己潜在的失败创造条件——合理的借口，而使将来不至于用自己缺乏能力来解释自己的失败。目前有研究表明自我妨碍与性别因素、成就目标、自尊水平，归因方式、自我效能、人格有一定的关系。因此选择大学生自尊、成就目标与自我妨碍之间的关系进行调查就显得很有必要。本研究可以为把握大学生的自我妨碍的现状提供一个参考指标，帮助相关教育部门及相关教育机构更好的了解如何给予大学生正确、恰当、有效的支持与教育。

　　2 概念

　　自我妨碍：Berglas和Jones（1978）把自我妨碍定义为“在表现情境中，個体为了回避或降低因表现不佳所带来的负面影响而采取的任何能增大将失败原因外在化的行为和选择[1]。自尊：自尊侧重于个体对自身价值的评估以及对这种评估的自我体验，国内学者魏运华的界定正在于此：“自尊是指个体在社会比较的过程中所获得的有关自我价值的积极的评 价与体验[2]。成就目标：成就目标也称为成就定向目标（Achievement orientation goal theory）.最先提出成就目标理论的是Dweck，他认为成就目标体现了个体对成就行为的目的的知觉和信念[3]。

　　3 提出假设

　　国内目前针对大学生自我妨碍的研究较少，而更多的针对于中学生的学业自我妨碍研究比较多。关于大学生自我妨碍的状况与自尊、成就目标的研究较少。基于此本研究提出如下假设：假设一：大学生自我妨碍与自尊水平呈显著负相关。假设二：大学生的自我妨碍与成绩回避、成绩趋近呈显著的正相关，与掌握目标呈显著的负相关。假设三：大学生的成就目标在自尊与自我妨碍之间起中介作用。

　　4 研究方法

　　以重庆各高校为调查单位，共发放问卷500份，回收问卷460份。在对全部问卷质量进行审核的基础上，剔除无效问卷，共获取有效问卷411份，回收有效率为78.6%。工具为：（1）自我妨碍量表（SHS）：采用了SHS自我妨碍量表的部分项目，1984年由Rhodewalt编制，用来检查个体的自我妨碍趋势，含14个项目，5级记分，自我妨碍的特质越明显得分越高，国外运用广泛。内部一致性系数0.79;本研究中内部一致性系数为0.65。（2）自尊量表（SES）：由Rosenberg于1965年编制，量表包含10个项目，采用Likert四点评分法，1表示很不符合，2表示不符合，3表示符合，4表示非常符合。第3，5，8，9，10题反向计分。总分范围为10—40分，分数越高表明自尊水平越高。本研究中该问卷的内部一致性系数为0.764。（3）成就目标量表：采用了1997年彻奇编制的成绩目标问卷，有掌握目标、成绩接近目标和成绩回避目标三个分量表，每个分量表为6个项目，并且每个分量表采取五点计分方式。趋近型成绩目标量表的内部一致性系数为0.87，回避型成绩目标量表的内部一致性系数为0.89，掌握目标量表的内部一致性系数为0.89。

　　4.1 数据收集与分析

　　施测方法：将三个量表合并编排，严格按照心理测量的程序，发放问卷进行施测。本次问卷施测采取纸笔测试的方式，由研究者使用统一的指导语，并在各大高校的图书馆进行随机施测。问卷采用匿名的方式填写，测试完后当场收回问卷。

　　数据处理：本研究所有数据均采用SPSS 16.0进行统计处理。

　　5 结果与分析

　　5.1 大学生自我妨碍与自尊、成就目标的描述统计

　　由表1可知，大学生自我妨碍的总体状况低于平均值3分（总分5分），说明当代大学生的自我妨碍水平比较低，标准差较小，说明分布较为集中。大学生的自尊水平高于平均值2分（满分4分），处于中上水平。标准差为0.39，表明分布较为集中。成就目标中趋近型成绩目标和掌握型成绩目标均在平均值以上，而回避型成绩目标于处平均分之上，当代大学生学习主要是以知识为主和取得更好的成绩。

　　5.2 大学生自尊、成就目标与自我妨碍的相关

　　5.2.1 大学生自尊、成就目标与自我妨碍的关系

　　由表2可知：自尊和自我妨碍存在显著的负相关，自尊和成绩回避型存在显著负相关，与掌握型目标存在显著正相关。自我妨碍与成就目标存在显著正相关，与成绩趋近和成绩回避均存在显著正相关。自我妨碍与自尊、成就目标都存在显著的相关，说明三者之间存在可预测的关系。

　　5.2.2 ?大学生自尊、成就目标与自我妨碍之间的回归分析

　　将自尊作为自变量（X），自我妨碍作为因变量（Y），成就目标作为中介变量（M），采用enter法进行多元分层回归分析。

　　表3显示，方程一中，回归分析得出F = 48.98 （p < 0.001），回归模型成立;方程三 中，回归分析得出F = 11.38（p < 0.001），加入中介变量之后，R2 由原来的0.11变为0.31，中介效应成立。由表可以看出：方程一中，自尊与自我妨碍关系显著;方程三中，加入了中介变量，成就目标的所有维度都和自我妨碍有显著相关。为了进一步确定模型能成立，要验证自尊与成就目标的关系，因此进行自尊与成就目标之间的回归分析，如表4。

　　在该回归分析中，F并没有达到显著，说明成绩趋近与自尊的回归效应并不显著。由表4知成绩回避分数为因变量时，F=33.56（p < 0.001），回归模型成立，掌握目标分数为因变量时，F = 28.86（p < 0.001），回归模型成立。

　　由表3、4可知，自尊对自我妨碍具有预测力（β = -0.33， p< 0.001），即回归系数c显著;成就目标中的成绩趋近（β = 0.15，p<0.001）和成绩回避（β = 0.41，p < 0.001）、掌握目标（β=-0.10，p<0.01）对自我妨碍有预测能力，即回歸系数b显著;自尊对成绩回避（β = 0.28， p < 0.001）和掌握目标（β = 0.26， p < 0.001）也有预测能力即回归系数a显著;加入中介变量成就目标的三个维度之后，自尊对自我妨碍仍具有预测力（β = -0.19， p < 0.001），即回归系数c′，显著。当加入中介变量—成就目标之后，自尊对自我妨碍的标准化回归系数由-0.33调整为-0.19，这说明成绩回避与掌握目标在自尊对自我妨碍的影响中，起部分中介效应显著。

　　6 研究结论

　　由回收问卷来看，自我妨碍在大学生中的现象是非常普遍的。本研究发现，大学生自我妨碍水平与自尊水平呈现显著的负相关。成绩趋近维度与成绩回避维度都与自我妨碍有显著的相关，掌握目标与自我妨碍没有显著的正相关。自尊对自我妨碍的回归效应显著，能进入回归方程。在加入中介变量之后，自尊仍然对自我妨碍有预测作用。因此，可以通过对大学生成就目标的引导，帮助他们建立起积极的成就目标，从而减少自我妨碍现象。

　　[参考文献]

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

　　[2]魏运华.自尊的结构模型及儿童自尊量表的编制[J]. 心理发展与教育，1997，（3）：29-36.

　　[3]Dweek C S，Leggett E L. A social-cognitive approach to motivation and personality [J].Psychology Review，1988，95：256-273

　　（作者单位：重庆师范大学教育科学学院，重庆 400047）