曹晓芹

（芜湖职业技术学院，安徽 芜湖 241006）

1 高职学生心理维度相关关系问题及其假设

自我妨碍是指个体在表现情境中，为了回避或降低因不佳表现所带来的负面影响而采取的任何能够增大将失败原因外化机会的行动和选择[1]。Hayes提出第3 代认知行为疗法——接受与实现疗法（Acceptance and Commitment Therapy，ACT） 时认为，改变个体的情绪或者行为能够通过提高个体的心理灵活性实现。研究揭示自我效能感能够显著预测自我妨碍[2]，自我妨碍对拖延行为有重要影响，拖延行为与焦虑情绪呈正相关，与心理灵活性呈负相关；心理僵化是特质性焦虑个体产生拖延行为的重要影响因素[3]。根据已有研究结果，提出以下3 个假设。假设1：心理灵活性的两个维度（经验性回避和认知融合）与自我妨碍呈正相关；假设2：自我效能感与自我妨碍呈负相关；假设3：自我效能感在心理灵活性和自我妨碍间起中介作用。

2 高职学生心理维度相关关系的研究对象与方法

2.1 研究工具

2.1.1 心理灵活性测量工具

1） 接纳与行动量表（第二版） （Acceptance and Action Questionnaire-2nd Edition，AAQ-Ⅱ）。研究选用AAQ-Ⅱ，2011年由Bond 等编制，祝卓宏等汉化分析[4]。AAQ-Ⅱ共7 个条目，采用1～7 分的7 点计分方法，仅一个维度，总分越高，经验性回避程度越明显，接纳与行动水平越低。AAQ-Ⅱ量表的重测信度为0.80。在本研究中采用AAQ-Ⅱ，该量表的克朗巴哈系数（Cronbach's α）=0.852。

2） 认知融合分量表（CFQ-F）。2014年祝卓宏等对David T Gillanders，Helen Bolderston，Frank Bond 等人编制的认知融合量表（Cognitive Fusion Questionnaire，CFQ） 进行中文版信效度分析，最终只保留包含9 个条目的CFQ-F，内部一致性系数为0.92，重测信度为0.67[5]。CFQ-F 具有较好的信效度，适用于我国认知融合相关研究。在本研究中采用CFQ-F，Cronbach's α=0.910。

2.1.2 自我妨碍测量工具

选用2004年李晓东和袁东华[6]对1990年Rhodewalt 编制的自我妨碍量表（Self-Handicapping Scale，SHS） 进行汉化的中文版量表，共14 题，单维度，量表采用1～6 分的6 点计分方法，其中第4题和第13 题为反向计分题。总分越高，表示自我妨碍程度越高[6]。在本研究中采用SHS，该量表的Cronbach's α=0.790。

2.1.3 自我效能感测量工具

选用2001年王才康等[7]对1981年Schwarzer 等编制的一般自我效能感量表（General Self-Efficacy measurement Scale，GSES）进行汉化的中文版量表，共10 题，量表采用1～4 分的4 点计分方法。量表只有一个总分，反映最广泛的自我效能感。总分越高，表示自我效能感越高。量表内部一致性系数Cronbach's α=0.87，间隔10 d 左右重测信度为0.83，折半信度为0.90，量表具有较高的信度和效度[7]。在本研究中采用GSES，该量表的Cronbach's α=0.849。

2.2 研究对象

以安徽省和浙江省3 所高校的在校高职学生为研究对象，采用整群抽样方法，发放问卷550 份，回收问卷516 份，剔除无效问卷后为500 份，有效率为90.9%。

2.3 统计方法

使用办公软件Excel 录入原始数据，导入到统计软件SPSS 20.0 中，按量表要求转化反向题分数，计算各变量的项目均分，按数据分析需要进行独立样本t 检验、相关分析与回归分析等，并使用AMOS 21.0 进行中介效应的路径分析。

3 高职学生心理维度相关关系的研究结果

1）心理灵活性、自我效能感和自我妨碍相关分析。心理灵活性的经验性回避（M±ISD=24.008±6.560）和认知融合（M±ISD=38.832±9.498）均与自我妨碍（M±ISD=43.472±6.875）呈正相关（r=0.494，p＜0.001；r=0.420，p＜0.001）。自我效能感（M±ISD=26.130±3.844）与自我妨碍呈显著负相关 （r=-0.225，p＜0.001）。经验性回避 （r=-0.219，p＜0.001）、认知融合 （r=-0.228，p＜0.001）均与自我效能感呈显著负相关，这验证了假设1 和假设2。心理灵活性、自我效能感与自我妨碍相关关系见表1。

表1 心理灵活性、自我效能感与自我妨碍相关关系（N=500）

把AAQ-Ⅱ和CFQ-F 得分以四分位法分别进行高低分组，将两个量表得分都处于高分组和低分组的学生筛选出来，进行心理灵活性高低分组，得到高分组（心理僵化组）95 人，低分组（心理灵活组）88 人。

通过独立样本t 检验比较分析，心理僵化组的自我效能感水平显著低于心理灵活组（t=-5.244，p＜0.001），自我妨碍程度则显著高于心理灵活组（t=11.020，p＜0.001）。心理灵活性高低分组差异比较见表2。

表2 心理灵活性高低分组差异比较

2）自我效能感在心理灵活性和自我妨碍之间的中介作用。采用偏差矫正的非参数百分位Bootstrap 法进行中介效应检验。在SPSS 软件中使用PROCESS 插件，选择模型4，设1000 个样本量，选择95%偏差校正的置信区间（ICI），ICI不含零则表示相应的效应显著[8]。经检验，自我效能感在经验性回避与自我妨碍间的中介效应显著，中介效应大小为0.03，见表3；自我效能感在认知融合与自我妨碍间的中介效应显著，中介效应大小为0.02，见第90 页表4。

表3 自我效能感在经验性回避与自我妨碍间的中介效应

运用AMOS 21.0 检验自我效能感在心理灵活性和自我妨碍间的效应，结果见第00 页表5。χ2/df 值为1.364，ICFI=0.999，IAGFI=0.986，均大于0.90 的适配标准；方均根xrms=0.027＜0.08，适配合理[9]，这表示假设模型具有较好的拟合度，符合研究预期。假设3 得到证实。

表4 自我效能感在认知融合与自我妨碍间的中介效应

表5 心理灵活性、自我效能感对自我妨碍作用的模型拟合指数

4 结束语

通过对高职学生心理灵活性、自我效能感和自我妨碍之间的关系的研究可知，接纳与行动水平越低，经验性回避和认知融合程度越高，经验性回避和认知融合均与自我效能感存在显著负相关，与自我妨碍呈显著正相关。这与研究的假设一致。经验性回避和认知融合对自我妨碍有正向预测作用，自我效能感对自我妨碍有负向预测作用，同时验证了前人对于自我效能感和自我妨碍的研究结果[2，10-11]。

对经验性回避和认知融合、自我效能感和自我妨碍进行回归分析，用Bootstrap 法检验自我效能感的中介效应，并建立中介模型，运用AMOS 21.0 进行路径检验，发现经验性回避和认知融合除了能够影响自我妨碍以外，还能够通过自我效能感的部分中介作用对自我妨碍产生影响。通过相关分析和回归分析，能够做出推测，经验性回避和认知融合程度高的个体，心理灵活性水平低，他们被概念化自我束缚，过于依赖过往经验，无法积极地体验活在当下，在长期消极心理的暗示影响下，他们的认知和行为都受制于言语，这直接影响了个体对自我能力的认知，使其自我效能感偏低。尤其是面临负性事件和情绪时，经验性回避和认知融合同时作用试图帮助个体摆脱消极情绪，但此种逃避并不能真正帮助个体改善情绪体验，反而会唤起大脑的消极体验，长期反复作用下，个体容易在挑战和危机情境中对自我能力产生不确定感，从而更倾向于采取自我妨碍策略以保护自我价值。

高职学生如果具有较高水平的心理灵活性和自我效能感，会有助于他们更少地采用自我妨碍策略，这对他们减轻拖延行为也有极大的帮助，高职院校应注重提升学生的心理灵活性和自我效能感，这会对高职学生专心于学业产生积极的推动作用。基于当前研究结果，笔者认为，对高职学生的自我妨碍进行干预是有必要的，从提升学生的心理灵活性入手，ACT 是对学生进行干预的很好选择。通过心理干预，帮助高职学生意识到一味使用自我妨碍策略逃避面临的困难，也许能得到一时解脱，但长久来看，不利于自身成长，易滋生拖延行为，只有觉察到回避与不灵活的部分，接纳它、做出改变的承诺并且实践它，这样，他们的成长才会迈出关键性的一大步，并且向着更有价值的未来行动。