中职学生学业自我妨碍量表的编制及结构探索(1)
〔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)。
, http://www.100md.com
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。
, 百拇医药
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。
, http://www.100md.com
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，Crondach’s α为0.84。
, 百拇医药(张越)
〔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)。
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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。
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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。
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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，Crondach’s α为0.84。
, 百拇医药(张越)