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研究表明，自我效能感对学业自我妨碍有显著的负面影响[6]。
大学生学业自我妨碍与其成就目标取向中的避败型成绩目标、掌握目标有显著相关。
自尊、不可控制感、成就目标取向对学业自我妨碍都具有显著的预测作用[5]。
掌握目标与自我效能有显著的正相关[7]。
纵观已有研究，成就目标、自我效能、自我妨碍三个因素间存在两两相关，且成就目标、自我效能对自我妨碍都存在重要的影响。
1.5研究目的
自我妨碍、自我效能感、成就目标定向这三个因素之间又存在密切的关系，过往的研究较多探讨两两变量之间的关系，对自我妨碍与成就目标定向、自我效能感三者间关系的研究还不够系统、深入，具体到医学生的研究尚未见到。
医学生肩负着保障人群健康的重大使命，如果习惯性地采用自我妨碍的保护策略，并带到今后的医疗过程中，对国民的生命健康，将存在极大的隐患。
因此研究医学生自我妨碍特点以及自我妨碍与自我效能感、成就目标定向之间的关系，对有针对性的对医学生进行引导，促使医学生采用合理的自我保护归因策略，促进其身心健康发展具有重要意义论文开题报告范例。
2.研究方法
2.1研究对象
本研究采用随机抽样法，在福州市选取两所医学类院校学生作为被试进行测试。
这两所学校分别为福建省职业卫生技术学院和福建医科大学。
参加测试人数为800人，福建省卫生职业技术学院300人职称论文，福建医科大学500人，其中本科生380人，研究生120人。
共回收问卷756份，有效问卷701份。
被试基本背景资料如下：
表1被试的基本背景资料
2.2测量工具
2.2.1自我妨碍问卷（SHS）由Rhodewalt（1984）编制的，采用1-5级记分，从“完全不符合”到“完全符合”，有25个项目（其中有8个项目采取反向记分），得分越高表示自我妨碍的水平越高。
该量表对人们的自我妨碍倾向进行测量，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。
大量研究证实，该量表具有较好的信效度。
Rhodewalt报告SHS有很好的分半信度（R=0.78）和重测信度（r=0.74）。
SHS同时也具有良好的预测效度，在对自我妨碍行为的研究中广泛的应用。
2.2.2成就目标定向量表（PALS）采用徐方忠、朱祖祥根据Button&
Mathieu（1996）编制的问卷所修订的。
该问卷把成就目标分为掌握目标和成绩目标两个维度。
每个维度各6个测题．共有12个测题（奇数项为成绩目标定向项目，偶数项为掌握目标定向项目）。
评分方法采用五分制，每个维度的高分表示跟倾向于该维度所测试的成就定向。
问卷的信度采用Cronbacha系数作为信度指标，其中掌握目标定向分量表的系数值为0.75，成绩目标定向分量表的系数值为0.66,整个问卷的再测信度为0.84，信度系数都比较高。
2.2.3一般自我效能感量表（GSES）由Jeruslem和Schwarzer在1981年编制的，该量表起初有2O个项目，后来缩减为lO个。
中文版GSES共有lO个问题，采用李克特4点量表，经过研究发现该量表具有良好的信度和效度，内部一致性系数在0．75～0．91。
王才康等人对中文版量表进行的实验研究发现，该量表内部一致性系数为0．87，间隔1O天左右重测信度为0．83职称论文，折半信度为0．90，量表具有很好的聚合及区分效度，两年间的再测信度、效标关联、预测效度也均令人满意。
2.3施测过程
测验全部采用团体测试的形式进行，人手一份问卷，独立完成，当场收回。
测试时主试除宣读指导语，解释指导语外，不对条目作任何解释
2.4材料处理
问卷回收后，剔除无效答卷（包括答卷漏项、答案同一选项及规律选项），然后统计分析。
所有数据都用spss11.5软件进行统计分析。
3.结果分析
3.1不同人口学变量的医学生自我妨碍、自我效能感、成就目标取向情况调查
3.1.1自我妨碍
表2不同人口学变量医学生自我妨碍的平均数、标准差以及T检验一览表
自我妨碍
性别
独生子女
贫困生
男
女
是
否
N
189
512
136
565
230
471
M
70.26
71.04
71.99
70.55
70.24
71.12
SD
7.12
7.82
7.23
7.71
7.6
7.64
F
2.323
0.702
0.013
P
0.128
0.403
0.903
3.1.1.1性别
本次调查发现女性比男性具有更高的自我妨碍倾向（见表2），这与以往的研究[8]不符。
而且不同性别医学生的自我妨碍不存在显著的差异（采用独立T检验，P>
0.05），这一结果与国外Harris&
Snyder（1986），Sheppard&
Akin（1991）,Hirt等人（1991）对大学生学业自我妨碍的研究结果[5]不一致。
但与我国学者李晓东在相关研究中发现，由于东西方文化背景、价值信念的不同，男女自我妨碍差异并不存在相一致。
3.1.1.2独生子女、贫困生与否
由表2可知，独生子女与非独生子女、贫困生与非贫困生的自我妨碍倾向均不存在显著差异（见表2，采用独立T检验，P>
0.05）论文开题报告范例。
3.1.1.3生源地
生源地不同医学生自我妨碍倾向存在显著差异（见表3，P<
0.05），城市自我妨碍倾向明显高于乡镇和农村，乡镇与农村学生间没有存在显著差异（事后LSD检验，城市与乡镇、城市与农村、乡镇与农村的P分别为0.010、0.000、0.393）。
表3生源地、学历不同的医学生自我妨碍单因素方差分析一览表
3.1.1.4学历
调查显示，医学生自我妨碍量表平均得分为70.8317职称论文，不同学历学生的自我妨碍水平存在显著差异（P<
0.01）。
其中研究生自我妨碍量表平均得分最低，为68.5336，本科生的平均得分最高，为71.2301，高职高专为71.1025。
事后LSD检验（见表3），研究生和本科生及高职高专生的存在显著差异（P分别为0.002和0.006），高职高专生和本科生间不存在显著差异（P为0.839），这与已有文献资料中专科生与本科生自我妨碍存在显著的学历差异不符[5]。
表4不同学历学生自我妨碍倾向单因素方差分析事后检验结果
学历
均数差
高职高专
本科
-0.1277
0.839
研究生
2.5699
0.006**
0.1277
2.6975
0.002**
-2.5699
-2.6975
3.1.2自我效能感
表5不同人口学变量医学生自我效能感平均数、标准差以及T检验一览表
自我
效能感
2.57
2.45
2.47
2.48
0.39
0.47
0.48
0.45
0.46
6.932
0.002
0.258
0.009**
0.964
0.612
由上表可知，不同性别医学生的自我效能感存在显著差异（独立T检验，P<
0.05），其他人口学变量对医学生自我效能感并未存在显著差异。
3.1.3成绩目标
研究发现，男女、独生与非独生、贫困生与非贫困生间的成绩目标取向并不存在显著差异（独立T检验，P>
0.05），不同生源地的医学生的成绩目标取向也不存在显著差异（见表6，单因素方差分析，P>
0.05），但不同学历医学生成绩目标倾向存在显著差异（见表6，单因素方差分析，P<
0.05）。
通过事后LSD检验发现，本科生与高职高专生和研究生都存在显著差异（P<
0.05），研究生和高职高专生间的差异不明显（P>
表6生源地、学历不同的医学生成绩目标取向的平均数、标准差以及单因素方差分析一览表
成绩目标
生源地
农村
乡镇
城市
355
181
165
244
365
92
30.18
30.13
29.04
29.24
30.82
28.04
5.14
5.3
5.55
5.85
4.82
4.83
2.874
13.499
0.057
0.000***
3.1.4掌握目标
表7生源地、学历不同的医学生掌握目标取向平均数、标准差以及单因素方差分析一览表
掌握目标取向
30.86
30.4
29.66
30.43
30.9
28.79
4.94
5.33
4.8
5.72
4.56
4.53
3.251
6.565
0.039*
0.001**
调查发现，不同生源地、学历间的医学生掌握目标取向存在显著差异（单因素方差分析，P＜0.05），事后LSD检验发现职称论文，农村和城市间存在显著差异（P=0.011<
0.05），乡镇与城市、农村差异均无显著差异（P分别为0.169和0.317>
研究生与高职高专、本科生间存在显著差异（P分别为0.007和0.000<
0.05），高职高专与本科生间的无显著差异（P=0.254>
3.2不同年级医学本科生自我妨碍、自我效能感、成就目标取向情况调查
由于随机抽样不当，高职高专和研究生的样本的年级分布差异过大，分析可能存在较大误差，故抽取年级样本容量较为均衡且样本较大的医学本科生作为研究对象（由于大五学生多不在校，故样本较小）。
各年级医学本科生自我妨碍、自我效能感、成绩目标和掌握目标情况见表。
表8各年级医学本科生自我妨碍、自我效能感、成绩目标和掌握目标方差分析一览表
一年级
N=85
二年级
N=106
三年级
N=84
四年级
N=80
五年级
N=10
妨碍
69.65
7.84
70.82
7.53
71.75
5.87
72.24
7.38
76.6
5.38
3.026
0.018*
25.19
4.81
24.46
4.09
24.51
4.12
24.86
4.69
27.8
7.48
1.495
0.203
成绩
目标
30.8
5.01
31.51
4.57
31.36
4.43
29.45
5.19
30
4.35
2.533
0.040*
掌握
31.08
4.06
31.12
4.89
31.37
4.11
29.96
4.95
30.6
5.02
1.18
0.319
表9不同年级医学本科生自我妨碍方差分析事后LSD检验P值一览表
0.004*
0.015*
0.044*
0.071
―
0.021*
0.183
0.664
0.058
0.376
0.262
调查显示，不同年级医学本科生的自我妨碍倾向存在显著差异（见表8，采用单因素方差分析，P<
0.05），这与已有文献资料[5]不符。
经事后检验（见表9）发现，一年级和四年级间存在显著差异（P=0.021<
0.05），五年级和一、二、三年级均存在显著差异（P分别为0.004，0.015，0.044），其他年级间没有显著差异。
不同年级医学本科生的自我效能感和掌握目标没有显著差异，而成绩目标存在显著差异，四年级与二年级、三年级的学生间存在显著差异，其他年级间没有显著差异（见表10）。
表10不同年级医学本科生成绩目标方差分析事后LSD检验P值一览表
0.617
0.340
0.397
0.732
0.011*
0.449
0.827
0.309
3.3自我妨碍与成就目标取向、自我效能感的相关分析
对自我妨碍与自我效能感、成就目标进行Pearson相关性检验（见表11）．结果发现：
自我妨碍与掌握目标、成绩目标与自我效能有显著的正相关，与文献资料中掌握目标与自我妨碍为负相关不符[5]。
自我效能感与掌握目标、成绩目标之间存在显著正相关，与已有文献资料[7]相符。
成绩目标与掌握目标之间存在显著正相关。
表11自我妨碍、成就目标（成绩目标、掌握目标）与自我效能的相关
掌握目标
自我效能
PearsonCorrelation
.101（**）
.076（*）
-.163（**）
Sig.（2-tailed）
.007
.043
.000
.238（**）
.255（**）
1
.
.798（**）
**Correlationissignificantatthe0.01level（2-tailed）
*Correlationissignificantatthe0.05level（2-tailed）
3.4自我妨碍与成就目标取向、自我效能感的回归分析
表12自我效能感、掌握目标与自我妨碍的逐步多元回归分析
因变量
自变量
测定系数（R2）
标准化回归系数
T
自我效能感
0.027
19.092
-0.198
-5.216
0.021
15.235
0.148
3.903
以医学生自我妨碍倾向为因变量，自我效能感、成绩目标、掌握目标为自变量进行逐步多元回归分析，结果见表12。
自我效能感、掌握目标对自我妨碍孤独感均存在预测作用。
4．讨论
4.1性别差异
本研究结果表明，总体上职称论文，女生的自我妨碍倾向高于于男生，但不存在显著性差异。
而女生自我效能感显著低于男生。
自我妨碍倾向的性别差异在以往的研究中存在较大差异。
众多的实验研究表明，男女在自我妨碍水平上是有差异的。
国外的研究发现，由于男女在社会的角色地位和责任的不同，易使男大学生的自我妨碍高于女大学生[5]。
然而中国学者发现，我国男女学生对能力和努力的价值信念没有差异，自我妨碍的性别差异并不显著[9]，推测可能由于中西方文化背景存在巨大差异所致论文开题报告范例。
本次调查，医学院校学生性别间的自我妨碍倾向与我国学者[9]的研究相符。
医学院校女生的自我效能感显著低于男生与以往的研究相一致[10]。
关于性别差异，结合文化因素考虑，我国男权文化根深蒂固，传统的教育一直是对女生要加以保护和照顾，这样，在面临困难时，女生会产生较多的受挫感和不自信，从而自我效能感低于男生。
研究表明，自我效能对学业自我妨碍有显著的负面影响，说明对自己的学习能力缺乏信心的学生更倾向于使用学业自我妨碍策略。
自我效能感低的学生，当他们预期在即将来临的成就情境中可能会失败时，倾向于预先通过采取减少努力这样的学业自我妨碍策略来保护自己的自尊心，为自己创造了一个关于失败的非能力归因[6]。
然而本次调查，虽然医学院校的女生自我妨碍倾向高于男生，但并不存在显著差异。
笔者认为有如下原因：
在医学院校，女生在学业上取得的成就往往高于男生职称论文，其学业成就受到更高的预期。
如此，女生面临相当大的竞争与压力。
然而长期以来男高女低的社会地位差异使男性比女性有着更高的自尊需要，强烈的保护自尊的动机使男性面临更大的压力。
同样面临来自各方的压力，因此，医学院校男女生自我妨碍倾向的差异并不显著。
4.2学历、年级差异
不同学历、不同年级的医学生自我妨碍、掌握目标均存在显著差异。
医学生的成绩目标取向在不同学历之间也存在显著差异。
研究生的自我妨碍倾向明显低于本科及高职高专生，然而本科生和高职高专生之间并未存在显著差异。
探讨原因如下：
1．研究生与本科生和高职高专生存在一定年龄差距。
在考虑学业自我妨碍时，学生的年龄也是一个因素[5]。
而且本次调查显示，本科一年级与四年级的学生自我妨碍得分存在显著差异，五年级和一、二、三年级均存在显著差异，其他年级差异并不显著也验证年龄差异对自我妨碍的影响。
2．研究生的学习主动性更高，目的性较强，选择自我妨碍的保护策略可能性较低。
从本次调查医学生成绩目标的得分（见表6）可以看出，不同学历学生的成绩目标定向存在显著差异（P<
0.05），研究生的成绩目标得分最低，最高为本科生，这与不同学历医学生自我妨碍的平均得分（见表3）是相一致的。
成绩目标定向的学生多是为了应付考试或者是赢得老师同学的赞赏而学习，这类目标定向驱使下的学生往往采取应付性的、肤浅性的消极被动的学习方法，而且在面临失败或者失败对自我价值和自尊的伤害时，容易选择自我妨碍策略。
3．高职高专生多处于青春期，自我妨碍水平相对较高。
国外的研究表明，行为上自我妨碍的倾向是在五年级的时候得到了发展，而且在男孩中尤其明显。
因为自我妨碍者表现出特别关注能力和努力的区别，为了有目的地运用自我妨碍策略，儿童需要达到具有理解这种区别的认知能力的年龄。
学业自我妨碍常常是发生在初中和高中[6]。
而本科生和高职高专生之间并未存在显著差异与已有文献资料专科学生自我妨碍得分显著高于本科学生不符职称论文，这与医学院校的特殊性有关，医学院校的学业压力明显高于普通大学。
自我妨碍是一种预先应对方式，它发生在个体感觉到挫折或威胁时，采取保护自尊的一种暂时的有效方式[11]论文开题报告范例。
个体在面临竞争或比较的情境时，易于置自己于不利地位以保护面子，从而避免对自己能力的怀疑。
这是生活的需要驱使人们习得和养成自我防卫意识。
在这种情境下，医学院校高职高专和本科生面临同样的学业压力，自我妨碍得分不存在显著差异。
而医学本科生的自我妨碍得分是随着年级的上升逐步增高的，这可能与医学院校的学习任务随之年级的增长而加大有关
4.3生源地差异
不同生源地医学生的自我妨碍、掌握目标均存在显著差异。
生源地不同医学生的自我妨碍倾向存在显著差异，然而贫困生与否对自我妨碍影响不大。
笔者分析原因如下：
1．在中国，长期以来城市人口的社会地位相对高于农村人口。
社会地位理论认为，社会地位
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