曹曉芹

（蕪湖職業(yè)技術(shù)學(xué)院，安徽 蕪湖 241006）

1 高職學(xué)生心理維度相關(guān)關(guān)系問題及其假設(shè)

自我妨礙是指?jìng)€(gè)體在表現(xiàn)情境中，為了回避或降低因不佳表現(xiàn)所帶來的負(fù)面影響而采取的任何能夠增大將失敗原因外化機(jī)會(huì)的行動(dòng)和選擇[1]。Hayes提出第3 代認(rèn)知行為療法——接受與實(shí)現(xiàn)療法（Acceptance and Commitment Therapy，ACT） 時(shí)認(rèn)為，改變個(gè)體的情緒或者行為能夠通過提高個(gè)體的心理靈活性實(shí)現(xiàn)。研究揭示自我效能感能夠顯著預(yù)測(cè)自我妨礙[2]，自我妨礙對(duì)拖延行為有重要影響，拖延行為與焦慮情緒呈正相關(guān)，與心理靈活性呈負(fù)相關(guān)；心理僵化是特質(zhì)性焦慮個(gè)體產(chǎn)生拖延行為的重要影響因素[3]。根據(jù)已有研究結(jié)果，提出以下3 個(gè)假設(shè)。假設(shè)1：心理靈活性的兩個(gè)維度（經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合）與自我妨礙呈正相關(guān)；假設(shè)2：自我效能感與自我妨礙呈負(fù)相關(guān)；假設(shè)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(xué)生心理維度相關(guān)關(guān)系的研究對(duì)象與方法

2.1 研究工具

2.1.1 心理靈活性測(cè)量工具

1） 接納與行動(dòng)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(gè)條目，采用1～7 分的7 點(diǎn)計(jì)分方法，僅一個(gè)維度，總分越高，經(jīng)驗(yàn)性回避程度越明顯，接納與行動(dòng)水平越低。AAQ-Ⅱ量表的重測(cè)信度為0.80。在本研究中采用AAQ-Ⅱ，該量表的克朗巴哈系數(shù)（Cronbach's α）=0.852。

2） 認(rèn)知融合分量表（CFQ-F）。2014年祝卓宏等對(duì)David T Gillanders，Helen Bolderston，F(xiàn)rank Bond 等人編制的認(rèn)知融合量表（Cognitive Fusion Questionnaire，CFQ） 進(jìn)行中文版信效度分析，最終只保留包含9 個(gè)條目的CFQ-F，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92，重測(cè)信度為0.67[5]。CFQ-F 具有較好的信效度，適用于我國(guó)認(rèn)知融合相關(guān)研究。在本研究中采用CFQ-F，Cronbach's α=0.910。

2.1.2 自我妨礙測(cè)量工具

選用2004年李曉東和袁東華[6]對(duì)1990年Rhodewalt 編制的自我妨礙量表（Self-Handicapping Scale，SHS） 進(jìn)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(diǎn)計(jì)分方法，其中第4題和第13 題為反向計(jì)分題?？偡衷礁?，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(cè)量工具

選用2001年王才康等[7]對(duì)1981年Schwarzer 等編制的一般自我效能感量表（General Self-Efficacy measurement Scale，GSES）進(jìn)行漢化的中文版量表，共10 題，量表采用1～4 分的4 點(diǎn)計(jì)分方法。量表只有一個(gè)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(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α=0.87，間隔10 d 左右重測(cè)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(duì)象

以安徽省和浙江省3 所高校的在校高職學(xué)生為研究對(duì)象，采用整群抽樣方法，發(fā)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(tǒng)計(jì)方法

使用辦公軟件Excel 錄入原始數(shù)據(jù)，導(dǎo)入到統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 20.0 中，按量表要求轉(zhuǎn)化反向題分?jǐn)?shù)，計(jì)算各變量的項(xiàng)目均分，按數(shù)據(jù)分析需要進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)、相關(guān)分析與回歸分析等，并使用AMOS 21.0 進(jìn)行中介效應(yīng)的路徑分析。

3 高職學(xué)生心理維度相關(guān)關(guān)系的研究結(jié)果

1）心理靈活性、自我效能感和自我妨礙相關(guān)分析。心理靈活性的經(jīng)驗(yàn)性回避（M±ISD=24.008±6.560）和認(rèn)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(guān)（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(fù)相關(guān) （r=-0.225，p＜0.001）。經(jīng)驗(yàn)性回避 （r=-0.219，p＜0.001）、認(rèn)知融合 （r=-0.228，p＜0.001）均與自我效能感呈顯著負(fù)相關(guān)，這驗(yàn)證了假設(shè)1 和假設(shè)2。心理靈活性、自我效能感與自我妨礙相關(guān)關(guān)系見表1。

表1 心理靈活性、自我效能感與自我妨礙相關(guān)關(guān)系（N=500）

把AAQ-Ⅱ和CFQ-F 得分以四分位法分別進(jìn)行高低分組，將兩個(gè)量表得分都處于高分組和低分組的學(xué)生篩選出來，進(jìn)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(dú)立樣本t 檢驗(yàn)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(shù)百分位Bootstrap 法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。在SPSS 軟件中使用PROCESS 插件，選擇模型4，設(shè)1000 個(gè)樣本量，選擇95%偏差校正的置信區(qū)間（ICI），ICI不含零則表示相應(yīng)的效應(yīng)顯著[8]。經(jīng)檢驗(yàn)，自我效能感在經(jīng)驗(yàn)性回避與自我妨礙間的中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)大小為0.03，見表3；自我效能感在認(rèn)知融合與自我妨礙間的中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)大小為0.02，見第90 頁(yè)表4。

表3 自我效能感在經(jīng)驗(yàn)性回避與自我妨礙間的中介效應(yīng)

運(yùn)用AMOS 21.0 檢驗(yàn)自我效能感在心理靈活性和自我妨礙間的效應(yīng)，結(jié)果見第00 頁(yè)表5。χ2/df 值為1.364，ICFI=0.999，IAGFI=0.986，均大于0.90 的適配標(biāo)準(zhǔn)；方均根xrms=0.027＜0.08，適配合理[9]，這表示假設(shè)模型具有較好的擬合度，符合研究預(yù)期。假設(shè)3 得到證實(shí)。

表4 自我效能感在認(rèn)知融合與自我妨礙間的中介效應(yīng)

表5 心理靈活性、自我效能感對(duì)自我妨礙作用的模型擬合指數(shù)

4 結(jié)束語

通過對(duì)高職學(xué)生心理靈活性、自我效能感和自我妨礙之間的關(guān)系的研究可知，接納與行動(dòng)水平越低，經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合程度越高，經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合均與自我效能感存在顯著負(fù)相關(guān)，與自我妨礙呈顯著正相關(guān)。這與研究的假設(shè)一致。經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合對(duì)自我妨礙有正向預(yù)測(cè)作用，自我效能感對(duì)自我妨礙有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，同時(shí)驗(yàn)證了前人對(duì)于自我效能感和自我妨礙的研究結(jié)果[2，10-11]。

對(duì)經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合、自我效能感和自我妨礙進(jìn)行回歸分析，用Bootstrap 法檢驗(yàn)自我效能感的中介效應(yīng)，并建立中介模型，運(yùn)用AMOS 21.0 進(jìn)行路徑檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)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(duì)自我妨礙產(chǎn)生影響。通過相關(guān)分析和回歸分析，能夠做出推測(cè)，經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合程度高的個(gè)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(jīng)驗(yàn)，無法積極地體驗(yàn)活在當(dāng)下，在長(zhǎng)期消極心理的暗示影響下，他們的認(rèn)知和行為都受制于言語，這直接影響了個(gè)體對(duì)自我能力的認(rèn)知，使其自我效能感偏低。尤其是面臨負(fù)性事件和情緒時(shí)，經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合同時(shí)作用試圖幫助個(gè)體擺脫消極情緒，但此種逃避并不能真正幫助個(gè)體改善情緒體驗(yàn)，反而會(huì)喚起大腦的消極體驗(yàn)，長(zhǎng)期反復(fù)作用下，個(gè)體容易在挑戰(zhàn)和危機(jī)情境中對(duì)自我能力產(chǎn)生不確定感，從而更傾向于采取自我妨礙策略以保護(hù)自我價(jià)值。

高職學(xué)生如果具有較高水平的心理靈活性和自我效能感，會(huì)有助于他們更少地采用自我妨礙策略，這對(duì)他們減輕拖延行為也有極大的幫助，高職院校應(yīng)注重提升學(xué)生的心理靈活性和自我效能感，這會(huì)對(duì)高職學(xué)生專心于學(xué)業(yè)產(chǎn)生積極的推動(dòng)作用。基于當(dāng)前研究結(jié)果，筆者認(rèn)為，對(duì)高職學(xué)生的自我妨礙進(jìn)行干預(yù)是有必要的，從提升學(xué)生的心理靈活性入手，ACT 是對(duì)學(xué)生進(jìn)行干預(yù)的很好選擇。通過心理干預(yù)，幫助高職學(xué)生意識(shí)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(shí)解脫，但長(zhǎng)久來看，不利于自身成長(zhǎng)，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(shí)踐它，這樣，他們的成長(zhǎng)才會(huì)邁出關(guān)鍵性的一大步，并且向著更有價(jià)值的未來行動(dòng)。