高職學生心理靈活性、自我效能感與自我妨礙的關系研究*

曹曉芹

（蕪湖職業技術學院，安徽 蕪湖 241006）

1 高職學生心理維度相關關系問題及其假設

自我妨礙是指個體在表現情境中，為了回避或降低因不佳表現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]。Hayes提出第3 代認知行為療法——接受與實現療法（Acceptance and Commitment Therapy，ACT） 時認為，改變個體的情緒或者行為能夠通過提高個體的心理靈活性實現。研究揭示自我效能感能夠顯著預測自我妨礙[2]，自我妨礙對拖延行為有重要影響，拖延行為與焦慮情緒呈正相關，與心理靈活性呈負相關；心理僵化是特質性焦慮個體產生拖延行為的重要影響因素[3]。根據已有研究結果，提出以下3 個假設。假設1：心理靈活性的兩個維度（經驗性回避和認知融合）與自我妨礙呈正相關；假設2：自我效能感與自我妨礙呈負相關；假設3：自我效能感在心理靈活性和自我妨礙間起中介作用。

2 高職學生心理維度相關關系的研究對象與方法

2.1 研究工具

2.1.1 心理靈活性測量工具

1） 接納與行動量表（第二版） （Acceptance and Action Questionnaire-2nd Edition，AAQ-Ⅱ）。研究選用AAQ-Ⅱ，2011年由Bond 等編制，祝卓宏等漢化分析[4]。AAQ-Ⅱ共7 個條目，采用1～7 分的7 點計分方法，僅一個維度，總分越高，經驗性回避程度越明顯，接納與行動水平越低。AAQ-Ⅱ量表的重測信度為0.80。在本研究中采用AAQ-Ⅱ，該量表的克朗巴哈系數（Cronbach's α）=0.852。

2） 認知融合分量表（CFQ-F）。2014年祝卓宏等對David T Gillanders，Helen Bolderston，Frank Bond 等人編制的認知融合量表（Cognitive Fusion Questionnaire，CFQ） 進行中文版信效度分析，最終只保留包含9 個條目的CFQ-F，內部一致性系數為0.92，重測信度為0.67[5]。CFQ-F 具有較好的信效度，適用于我國認知融合相關研究。在本研究中采用CFQ-F，Cronbach's α=0.910。

2.1.2 自我妨礙測量工具

選用2004年李曉東和袁東華[6]對1990年Rhodewalt 編制的自我妨礙量表（Self-Handicapping Scale，SHS） 進行漢化的中文版量表，共14 題，單維度，量表采用1～6 分的6 點計分方法，其中第4題和第13 題為反向計分題。總分越高，表示自我妨礙程度越高[6]。在本研究中采用SHS，該量表的Cronbach's α=0.790。

2.1.3 自我效能感測量工具

選用2001年王才康等[7]對1981年Schwarzer 等編制的一般自我效能感量表（General Self-Efficacy measurement Scale，GSES）進行漢化的中文版量表，共10 題，量表采用1～4 分的4 點計分方法。量表只有一個總分，反映最廣泛的自我效能感。總分越高，表示自我效能感越高。量表內部一致性系數Cronbach's α=0.87，間隔10 d 左右重測信度為0.83，折半信度為0.90，量表具有較高的信度和效度[7]。在本研究中采用GSES，該量表的Cronbach's α=0.849。

2.2 研究對象

以安徽省和浙江省3 所高校的在校高職學生為研究對象，采用整群抽樣方法，發放問卷550 份，回收問卷516 份，剔除無效問卷后為500 份，有效率為90.9%。

2.3 統計方法

使用辦公軟件Excel 錄入原始數據，導入到統計軟件SPSS 20.0 中，按量表要求轉化反向題分數，計算各變量的項目均分，按數據分析需要進行獨立樣本t 檢驗、相關分析與回歸分析等，并使用AMOS 21.0 進行中介效應的路徑分析。

3 高職學生心理維度相關關系的研究結果

1）心理靈活性、自我效能感和自我妨礙相關分析。心理靈活性的經驗性回避（M±ISD=24.008±6.560）和認知融合（M±ISD=38.832±9.498）均與自我妨礙（M±ISD=43.472±6.875）呈正相關（r=0.494，p＜0.001；r=0.420，p＜0.001）。自我效能感（M±ISD=26.130±3.844）與自我妨礙呈顯著負相關 （r=-0.225，p＜0.001）。經驗性回避 （r=-0.219，p＜0.001）、認知融合 （r=-0.228，p＜0.001）均與自我效能感呈顯著負相關，這驗證了假設1 和假設2。心理靈活性、自我效能感與自我妨礙相關關系見表1。

表1 心理靈活性、自我效能感與自我妨礙相關關系（N=500）

把AAQ-Ⅱ和CFQ-F 得分以四分位法分別進行高低分組，將兩個量表得分都處于高分組和低分組的學生篩選出來，進行心理靈活性高低分組，得到高分組（心理僵化組）95 人，低分組（心理靈活組）88 人。

通過獨立樣本t 檢驗比較分析，心理僵化組的自我效能感水平顯著低于心理靈活組（t=-5.244，p＜0.001），自我妨礙程度則顯著高于心理靈活組（t=11.020，p＜0.001）。心理靈活性高低分組差異比較見表2。

表2 心理靈活性高低分組差異比較

2）自我效能感在心理靈活性和自我妨礙之間的中介作用。采用偏差矯正的非參數百分位Bootstrap 法進行中介效應檢驗。在SPSS 軟件中使用PROCESS 插件，選擇模型4，設1000 個樣本量，選擇95%偏差校正的置信區間（ICI），ICI不含零則表示相應的效應顯著[8]。經檢驗，自我效能感在經驗性回避與自我妨礙間的中介效應顯著，中介效應大小為0.03，見表3；自我效能感在認知融合與自我妨礙間的中介效應顯著，中介效應大小為0.02，見第90 頁表4。

表3 自我效能感在經驗性回避與自我妨礙間的中介效應

運用AMOS 21.0 檢驗自我效能感在心理靈活性和自我妨礙間的效應，結果見第00 頁表5。χ2/df 值為1.364，ICFI=0.999，IAGFI=0.986，均大于0.90 的適配標準；方均根xrms=0.027＜0.08，適配合理[9]，這表示假設模型具有較好的擬合度，符合研究預期。假設3 得到證實。

表4 自我效能感在認知融合與自我妨礙間的中介效應

表5 心理靈活性、自我效能感對自我妨礙作用的模型擬合指數

4 結束語

通過對高職學生心理靈活性、自我效能感和自我妨礙之間的關系的研究可知，接納與行動水平越低，經驗性回避和認知融合程度越高，經驗性回避和認知融合均與自我效能感存在顯著負相關，與自我妨礙呈顯著正相關。這與研究的假設一致。經驗性回避和認知融合對自我妨礙有正向預測作用，自我效能感對自我妨礙有負向預測作用，同時驗證了前人對于自我效能感和自我妨礙的研究結果[2，10-11]。

對經驗性回避和認知融合、自我效能感和自我妨礙進行回歸分析，用Bootstrap 法檢驗自我效能感的中介效應，并建立中介模型，運用AMOS 21.0 進行路徑檢驗，發現經驗性回避和認知融合除了能夠影響自我妨礙以外，還能夠通過自我效能感的部分中介作用對自我妨礙產生影響。通過相關分析和回歸分析，能夠做出推測，經驗性回避和認知融合程度高的個體，心理靈活性水平低，他們被概念化自我束縛，過于依賴過往經驗，無法積極地體驗活在當下，在長期消極心理的暗示影響下，他們的認知和行為都受制于言語，這直接影響了個體對自我能力的認知，使其自我效能感偏低。尤其是面臨負性事件和情緒時，經驗性回避和認知融合同時作用試圖幫助個體擺脫消極情緒，但此種逃避并不能真正幫助個體改善情緒體驗，反而會喚起大腦的消極體驗，長期反復作用下，個體容易在挑戰和危機情境中對自我能力產生不確定感，從而更傾向于采取自我妨礙策略以保護自我價值。

高職學生如果具有較高水平的心理靈活性和自我效能感，會有助于他們更少地采用自我妨礙策略，這對他們減輕拖延行為也有極大的幫助，高職院校應注重提升學生的心理靈活性和自我效能感，這會對高職學生專心于學業產生積極的推動作用。基于當前研究結果，筆者認為，對高職學生的自我妨礙進行干預是有必要的，從提升學生的心理靈活性入手，ACT 是對學生進行干預的很好選擇。通過心理干預，幫助高職學生意識到一味使用自我妨礙策略逃避面臨的困難，也許能得到一時解脫，但長久來看，不利于自身成長，易滋生拖延行為，只有覺察到回避與不靈活的部分，接納它、做出改變的承諾并且實踐它，這樣，他們的成長才會邁出關鍵性的一大步，并且向著更有價值的未來行動。