大學生自尊歸因?qū)W業(yè)自我設限行為的影響研究

張璐斐+伍楚娟

收稿日期：2013-04-09

作者簡介：張璐斐，中山大學教育學院副教授，博士；伍楚娟，廣西菜市通信息科技有限公司策劃部主管，碩士。（廣州/510275）

*本文系教育部人文社會科學研究規(guī)劃基金項目（項目編號11YJA880152）的階段性研究成果之一。摘要：學業(yè)自我設限是學生在應對考試、任務、競賽等壓力情境時采用的一種消極的行為策略。研究發(fā)現(xiàn)：大學生的自尊、歸因均對學業(yè)自我設限行為產(chǎn)生顯著的影響，且都對學業(yè)自我設限有預測作用；歸因在自尊與學業(yè)自我設限之間起到調(diào)節(jié)作用等。在大學生的教學管理工作中應正視學業(yè)自我設限及其可能帶來的影響,并在大學生的教育管理過程中合理利用歸因的調(diào)節(jié)作用。

關鍵詞：學業(yè)自我設限；自尊；歸因；調(diào)節(jié)效應一、文獻綜述

20世紀80年代初至今的30多年研究中，國外一些教育心理研究者認識到學生在失敗時會產(chǎn)生保護自我價值的感覺，研究者通過對自我價值感保護的研究找出自我設限的動機性策略。［1］20世紀90年代以來，自我設限的研究延伸到了學業(yè)領域。學業(yè)自我設限是指在具有能力評價的學業(yè)情境中，個體為了保護自我價值而有意在任務開始之前或任務進行時，在行動上或口頭上為自己設置一些障礙，以期任務失敗時，能夠以此為由回避或降低因表現(xiàn)不佳而帶來能力低下的負面評價的行為。

從以往的文獻來看，國內(nèi)外學業(yè)自我設限研究取得了較大進展，但仍存在一些尚待完善之處。首先，研究視角較為單一，基本上只圍繞個體在內(nèi)外環(huán)境中的自我認知對其學業(yè)自我設限行為的影響這一主線而展開，而對影響行為的自我調(diào)控方面的因素（比如內(nèi)外歸因傾向、情緒智力等）較少涉及。其次，研究范式較為簡單。雖然已有研究揭示了學業(yè)自我設限行為的諸多影響因素，但這些研究大多探討的是單個影響因素各自與學業(yè)自我設限之間的關系，其研究范式較多停留在兩兩間的相關分析上，很少對這種相關關系之間的調(diào)節(jié)變量或中介變量進行研究。因此，本文從影響個體學業(yè)自我設限行為的自我調(diào)控方面的因素——內(nèi)外歸因傾向和自尊出發(fā)，基于歸因的調(diào)節(jié)作用，研究學業(yè)自我設限與自尊、歸因三者之間的關系。

當前國內(nèi)外涉及學業(yè)自我設限、自尊與歸因三者關系的研究還比較少。從理論上看，學業(yè)自我設限作為學生在應對考試、任務、競賽等評價情境帶來的壓力時采用的一種消極的行為策略，是個體處理自己消極情緒，使其合理化的一種手段或表現(xiàn)。進行外歸因還是內(nèi)歸因與個體的情緒是積極還是消極有密切的聯(lián)系。自尊是個體自我心理結構的核心環(huán)節(jié)，［2］它對個體身心健康的維持具有重要作用。自尊一方面可以抵御外界環(huán)境對個體造成的壓力與侵犯，同時還可以通過有效的自我調(diào)節(jié)來緩解焦慮與恐懼的壓力，提高自身的積極情緒管理與調(diào)控能力，使個體形成有彈性的心理空間，保持良好身心狀態(tài)。［3］個體的積極情緒管理與調(diào)控能力越強，在壓力情境下更能進行有效合理的自我調(diào)節(jié)，采取恰當?shù)倪m應性行為，學業(yè)自我設限現(xiàn)象會越少。學業(yè)自我設限、自尊、歸因三者與對壓力情境下產(chǎn)生的負面情緒進行的調(diào)控行為有緊密的聯(lián)系，但實際情況有待研究考證。現(xiàn)有研究對學業(yè)自我設限、自尊、歸因之間的復雜關系的探索還不夠充分，本文將對三者之間的關系進行更深入的探討。

本文從歸因、自尊與學業(yè)自我設限三者之間的關系出發(fā)，衡量不同歸因傾向、自尊水平對大學生學業(yè)自我設限的影響，探討具有不同歸因傾向或不同自尊水平的個體在學業(yè)自我設限方面的差異；重點研究歸因在學業(yè)自我設限與自尊之間起到的調(diào)節(jié)作用，拓寬有關調(diào)節(jié)變量方面的研究思路;從理論上探討歸因調(diào)節(jié)效應的關系模型，從實踐上為大學生的教育管理和心理輔導提供參考。

二、研究設計與方法

（一）研究對象

從兩所不同類型的高校（一所為“985”大學，另一所為非“985”獨立學院）中采用隨機抽樣的方法選取400名不同年級、專業(yè)的大學生進行問卷調(diào)查，回收有效問卷385份。其中，“985”高校學生占49.4%，非“985”獨立學院占50.6%。男生129名，女生254名；大一學生127名，大二學生125名，大三學生92名，大四學生41名。

（二） 研究工具

本研究共采用三個量表進行測量。第一個量表是學業(yè)自我設限量表 （SHS），此表由Rhodewalt（1991）編制，用來測量個體學業(yè)自我設限的一般趨勢，［4］該量表有良好的信、效度，并在國外得到廣泛的應用。尚麗娟（2005）的研究報告表明，SHS的Cronbach' a=0.735，Guttman分半系數(shù)為0.748，Spearman-brown系數(shù)為0.76。［5］在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.70。

第二個是自尊量表（SES）。本研究采用的是Rosenberg自尊量表（SES）。國內(nèi)外大量研究都表明，該量表具有良好的信、效度。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.76。［6］

第三個是多維度——多項歸因因果關系量表（MMCS量表），采用Lefcourt（1979）開發(fā)的了MMCS量表。國內(nèi)研究證明，該量表項目較符合實際，有較高使用價值。在本研究中，總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86，內(nèi)歸因與外歸因維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.76和0.85。［7］

?教師與學生?大學生自尊、歸因?qū)W業(yè)自我設限行為的影響研究（三）研究程序和數(shù)據(jù)處理

所有問卷采用個人作答的形式進行施測，即發(fā)即收。所獲有效樣本數(shù)據(jù)采用SPSS19.0統(tǒng)計軟件進行輸入和管理，對研究對象所得數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析、獨立樣本t檢驗、方差分析、相關分析和回歸分析等。

三、研究結果與分析

（一）大學生學業(yè)自我設限、自尊、歸因與背景變量相關分析

從表1中的相關系數(shù)可以看出，學業(yè)自我設限與專業(yè)滿意度、學業(yè)成績滿意度呈顯著負相關，與學業(yè)成績排名的相關不顯著。

表1學業(yè)自我設限與背景變量的相關分析結果

學業(yè)自

我設限自尊歸因內(nèi)歸因外歸因?qū)I(yè)的滿

意度-0.24**0.30**0.34**0.37**0.12*對學業(yè)成績

的滿意度-0.14**0.18**0.17**0.060.25**注： **P<0.01，***P<0.001。

大學生的歸因總分、內(nèi)歸因、外歸因與專業(yè)滿意度、學業(yè)成績滿意度均呈顯著正相關。對自己學業(yè)成績的滿意度越高，所表現(xiàn)出來的內(nèi)歸因特質(zhì)就越明顯；反之，對學業(yè)成績的滿意度越低，就越傾向于使用外歸因策略。

（二）大學生學業(yè)自我設限、自尊、歸因的相關分析

用自尊得分、歸因及歸因的兩個維度得分與學業(yè)自我設限得分進行相關分析，結果見表2。

表2學業(yè)自我設限、自尊、歸因的相關分析結果

123451 學業(yè)自我設限1.002 自尊-0.50**1.003 歸因-0.86**0.83**1.004 內(nèi)歸因-0.77**0.78**0.88**1.005 外歸因-0.57**0.49**0.69**0.25**1.00注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

表2的數(shù)據(jù)顯示，學業(yè)自我設限與自尊、歸因、內(nèi)歸因、外歸因都呈顯著負相關；自尊與歸因、內(nèi)歸因、外歸因均呈顯著正相關。歸因與自尊及學業(yè)自我設限均顯著相關，為驗證歸因的調(diào)節(jié)效應提供了基礎。

（三）大學生學業(yè)自我設限、自尊與歸因的回歸分析

1.自尊對學業(yè)自我設限的預測作用

endprint

表3的數(shù)據(jù)顯示，自尊與學業(yè)自我設限呈顯著負相關，以自尊作為學業(yè)自我設限的預測變量進行回歸分析，考察自尊對自我設限的預測作用。

表3自尊對學業(yè)自我設限的回歸分析

自變量R2ΔR2ΔFBetat自尊0.250.25128.39**-0.50-11.33**注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

自尊進入回歸方程后，能解釋學業(yè)自我設限變異的25%，自尊對自我設限有負向的預測作用。

分別以學業(yè)自我設限總分的中位數(shù)、自尊總分的中位數(shù)為分界點，劃分出高學業(yè)自我設限者和低學業(yè)自我設限者以及高自尊者與低自尊者，比較高低學業(yè)自我設限在高低自尊上的差異，結果如表4所示。

表4不同程度學業(yè)自我設限者在自尊上的差異

學業(yè)自我設限平均值（M）標準差（SD）P高自尊高37.802.740.01**低39.042.97低自尊高30.313.080.04**低31.263.16注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

高自尊者在不同程度的學業(yè)自我設限水平上存在顯著差異。結合表3自尊對自我設限有負向的預測作用的結論可知，個體的自尊水平越高，學業(yè)自我設限得分就越低，且高自尊者的學業(yè)自我設限程度較輕；同理，低自尊者在不同程度的學業(yè)自我設限水平上存在顯著差異。結合表3自尊對自我設限有負向的預測作用的結論可知，個體的自尊水平越低，學業(yè)自我設限得分就越高，且低自尊者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

2.歸因?qū)W業(yè)自我設限的預測作用

分別以歸因、內(nèi)外歸因兩個維度作為學業(yè)自我設限的預測變量進行多元回歸分析，考察歸因?qū)ψ晕以O限的預測作用，結果如表5所示。

表5歸因?qū)W業(yè)自我設限的回歸分析

模型預測變量學業(yè)自我設限R2ΔR2BetaT檢驗1歸因0.74**0.74-0.86-32.78**2內(nèi)歸因0.59**0.59-0.670.00**外歸因0.74**0.15-0.400.00**注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

模型1中歸因進入回歸方程后，能解釋學業(yè)自我設限變異的74.0%，歸因?qū)ψ晕以O限有負向的預測作用。模型2中內(nèi)歸因與外歸因均進入回歸方程，共同解釋了74.0%的學業(yè)自我設限變異量。由Beta和ΔR2值可知，二者都能負向預測學業(yè)自我設限，且內(nèi)歸因的負向預測作用比外歸因的更強。

為進一步分析不同程度學業(yè)自我設限者在歸因取向上的差異，需對高低學業(yè)自我設限進行內(nèi)外歸因上的差異檢驗，結果如表6所示。

表6不同程度學業(yè)自我設限者在內(nèi)外歸因上的差異

學業(yè)自我設限平均值（M）標準差（SD）P內(nèi)歸因高80.948.420.00**低93.399.25外歸因高75.307.260.00**低82.095.22注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

內(nèi)歸因在不同程度的學業(yè)自我設限水平上存在顯著差異。個體的內(nèi)歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限得分就越低，且內(nèi)歸因者的學業(yè)自我設限程度較輕；同理，外歸因在不同程度的學業(yè)自我設限水平上存在顯著差異，個體的外歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限得分就越高，且外歸因者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

3.自尊與歸因?qū)W業(yè)自我設限的預測作用

以自尊和歸因作為學業(yè)自我設限的預測變量進行多元回歸分析，考察自尊、歸因?qū)ψ晕以O限的預測作用，結果如表7所示。

表7自尊、歸因?qū)W業(yè)自我設限的回歸分析

自變量R2ΔR2ΔFBetat自尊0.250.25128.39**0.6620.31**歸因0.870.621882.80**-1.40-43.39** 注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

自尊、歸因進入回歸方程后，共同解釋了學業(yè)自我設限變異的87.0%。由Beta和ΔR2值可以看出，自尊對學業(yè)自我設限有正向的預測作用，而歸因起到負向的預測作用；與自尊相比，歸因?qū)W業(yè)自我設限的負向預測作用更強。

4.歸因?qū)ψ宰鸬念A測作用

以歸因、內(nèi)外歸因兩個維度作為自尊的預測變量進行多元回歸分析，考察歸因?qū)ψ宰鸬念A測作用，結果如表8所示。模型1中歸因進入回歸方程后，解釋了自尊變異的68.0%，其標準回歸方程為：自尊=0.83歸因。由Beta和ΔR2值可以看出，歸因?qū)ψ宰鹩姓虻念A測作用。模型2中內(nèi)歸因與外歸因均

表8歸因?qū)ψ宰鸬幕貧w分析

模型預測變量自尊R2ΔR2BetaT檢驗1歸因0.68**0.680.8328.68**2內(nèi)歸因0.60**0.600.700.00**外歸因0.69**0.090.310.00**注： 1.模型1的進入變量是歸因；模型2的進入變量是內(nèi)歸因、外歸因；2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

進入回歸方程，共同解釋了69.0%的自尊變異量，其標準回歸方程為：自尊=0.70內(nèi)歸因+0.31外歸因。由Beta和ΔR2值可知，二者都能正向預測自尊，且內(nèi)歸因的正向預測作用比外歸因的更強。

為進一步分析不同水平的自尊在歸因取向上的差異，需對高、低自尊者進行內(nèi)外歸因上的差異檢驗，結果如表9所示。個體的外歸因特質(zhì)越明顯，自尊得分就越低，且低自尊者更傾向于采用外歸因策略。

表9不同自尊水平在內(nèi)外歸因上的差異

自尊平均值（M）標準差（SD）P內(nèi)歸因高94.608.340.00**低80.207.81外歸因高81.855.370.00**低75.777.40注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

（五）歸因在學業(yè)自我設限與自尊關系中的調(diào)節(jié)效應檢驗

為了進一步檢驗歸因是否在自尊對學業(yè)自我設限的預測中存在調(diào)節(jié)效應，進行層次回歸分析，來驗證調(diào)節(jié)效應的假設模型。本研究采用溫忠麟等（2005）提出的調(diào)節(jié)效應檢驗程序進行檢驗。［8］

表10歸因調(diào)節(jié)作用的回歸分析

步驟進入變量學業(yè)自我設限R2ΔR2BBetaT檢驗1（Enter）自尊0.250.25***-0.88-0.50-11.33***2（Enter） 自尊0.870.62***1.150.6620.31***歸因-0.89-1.40-43.39***3（Enter）自尊0.930.05***5.573.1620.62***歸因-0.05-0.080.93自尊×歸因-0.03-3.69-16.57***注：1.第1步的進入變量是自尊；第2步的進入變量是自尊、歸因；第3步的進入變量是自尊、歸因、自尊×歸因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

設Y代表因變量（學業(yè)自我設限），X代表自變量（自尊），M代表調(diào)節(jié)變量（歸因）。乘積項XM進入表10中的第三步回歸方程后，調(diào)節(jié)變量M（歸因）的回歸系數(shù)就不顯著了（t=0.93，p=0.35>0.05）。這表明建立回歸方程后，即使刪除歸因變量也不會造成決定系數(shù)R2顯著性的降低。這說明乘積項XM對因變量學業(yè)自我設限的負向影響程度較大，而且由第三步回歸方程的Beta值可知，乘積項對學業(yè)自我設限的負向預測作用比歸因的負向預測作用更強。綜上所述，歸因的調(diào)節(jié)效應顯著。

根據(jù)上述的檢驗方法，結合表10，進一步對歸因的調(diào)節(jié)效應進行分析，分析結果見表11。

endprint

表11中第3步的回歸方程中，當M固定時，這是Y對X的直線回歸，回歸系數(shù)為5.57-0.03M，它是M的線性函數(shù)，該線性函數(shù)中系數(shù)-0.03衡量了M調(diào)節(jié)效應的大小。如果系數(shù)-0.03顯著，則說明M的調(diào)節(jié)效應顯著。由表11可知，回歸系數(shù)-0.03顯著（t=-16.57，p=0<0.001），再一次證明歸因的調(diào)節(jié)效應顯著。表11歸因的調(diào)節(jié)效應分析

步驟回歸方程ΔR2P回歸系數(shù)檢驗1（Enter）Y=99.72-0.88X0.25***0.00***SE=0.08t=-11.33***2（Enter） Y=176.78+1.15X-0.88M0.62***0.00***SE=0.06t=20.31***

SE=0.02t=-43.39***3（Enter） Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X0.05***0.00***SE=0.03t=20.62***

SE=0.05t=-0.93

SE=0.00t=-16.57***注：1.第1步的進入變量是自尊；第2步的進入變量是自尊、歸因；第3步的進入變量是自尊、歸因、自尊×歸因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

利用表11中第三步的回歸方程Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X 進行分析，根據(jù)自尊的頻率分布，選取高、中、低三個值（25，34，45），同理，根據(jù)歸因的頻率分布，選取高、中、低三個值（145，169，185），計算出對應的學業(yè)自我設限值。結果如表12所示。

表12不同歸因傾向與自尊水平對應的學業(yè)自我設限值

歸因145（低）169（中）185（高）自尊2573.7056.9345.743489.9167.5251.5945109.7280.4758.06

根據(jù)表12的數(shù)據(jù)，繪制出調(diào)節(jié)效應關系圖1。

圖1調(diào)節(jié)效應關系圖

由圖1可知，自尊正向影響學業(yè)自我設限。隨著歸因得分升高，自尊對學業(yè)自我設限的影響曲線逐漸趨于平緩；隨著歸因得分降低，自尊對學業(yè)自我設限的影響曲線變得陡峭。這說明歸因的得分越低，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越大；歸因的得分越高，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越小。當個體的自尊感處于同一水平時，外歸因傾向越明顯，學業(yè)自我設限嚴重程度越高；反之，內(nèi)歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限程度越低。

四、結論與建議

（一）結論

本文基于不同歸因傾向的調(diào)節(jié)效應，研究大學生自尊、歸因?qū)W業(yè)自我設限行為的影響，根據(jù)調(diào)查結果與分析，可得出以下結論。

大學生對自己專業(yè)的滿意度或?qū)W業(yè)成績的滿意度越低，使用學業(yè)自我設限策略的頻率就會越高；反之，專業(yè)滿意度或?qū)W業(yè)成績滿意度越高；使用學業(yè)自我設限策略的頻率就會越低。

學業(yè)自我設限與歸因呈顯著負相關，歸因以及內(nèi)歸因、外歸因兩個維度對自我設限均有負向的預測作用；內(nèi)歸因者的學業(yè)自我設限程度較輕，而外歸因者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

學業(yè)自我設限與自尊呈顯著負相關，自尊對自我設限有負向的預測作用。個體的自尊水平越高，學業(yè)自我設限得分就越低，且高自尊者的學業(yè)自我設限程度較輕；個體的自尊水平越低，學業(yè)自我設限得分就越高，且低自尊者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

歸因在自尊與學業(yè)自我設限之間起到調(diào)節(jié)作用，即自尊與學業(yè)自我設限行為之間的關系，受到歸因的影響。歸因的得分越低，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越大；歸因的得分越高，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越小。當個體的自尊感處于同一水平時，外歸因傾向越明顯，學業(yè)自我設限嚴重程度越高；反之，內(nèi)歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限程度越低。

（二）建議

對于大學生的自我設限行為，提出以下四個建議。

1.正視學業(yè)自我設限及其可能帶來的負面影響

學校在對學生的教育管理過程中，或是教師在教學實踐中，都應該正視學生學業(yè)自我設限行為可能帶來的影響，培養(yǎng)學生良好的學習習慣，重視學生的心理需求，關注他們的心理健康發(fā)展，并引導他們對自身的能力和所付出的努力進行正確的自我認知，對任務、考試等壓力情景做出合理的判斷和處理。

2.在教育教學實踐中正確引導歸因，減少歸因引致的學業(yè)自我設限行為

在適當?shù)那榫跋潞侠磉M行歸因，有助于降低學業(yè)自我設限行為的發(fā)生機率，使當前事件的歸因朝著對自身更有利的方向發(fā)展。為此，需要做到以下幾點。

第一，在教育教學實踐中通過各種手段或途徑對學生進行系統(tǒng)的、有針對性的歸因訓練。例如教師可以借助于口頭要求、指導、強化、言語反饋、直接指出原因等方法來影響學生歸因。

第二，盡可能地讓學生相信努力是決定學業(yè)成績、任務完成效果等方面的重要因素，而且努力是他們個人的意志可以控制的。

第三，指導學生將成功歸因于內(nèi)部因素，以增加他們的滿意感和勝任感，強化他們趨近成就任務的傾向，同時避免學生對失敗做出穩(wěn)定的、不可控制的歸因，以防止其無望情緒和無助行為的產(chǎn)生，避免“習得性無助”。

第四，應考慮學生所面臨任務的實際情況，盡可能引導他們做出切合實際的歸因，不能無視學生的個體差異、實際能力與心理狀況等因素，否則將不利于學生形成與現(xiàn)實一致的自我知覺。

3.提高學生的自尊水平，減少學業(yè)自我設限策略的使用

首先，培養(yǎng)清晰、客觀的自我認識，設定合理的發(fā)展目標。這樣做一方面可以防止因目標設置過高而造成的失敗對自信心的打擊，另一方面可以防止目標設定過低而引起的盲目自信。合理的目標設置有利于提高學生的行為動機，使活動更具有意義和自主性，保證行為過程的目的性和傾向性，使學生處于最佳狀態(tài)，提高完成任務的成功幾率，從而使個體形成良好的自我價值感，維持和提高個體的自尊。

其次，保持積極而正面的自我體驗，比如接納、肯定、自愛、自尊、自信等，學會控制負面的情緒體驗，比如不滿意、否定、自卑等，形成良好的情緒與穩(wěn)定平和的心態(tài)，提升個人的期望和耐挫力，使之對自我發(fā)展起到有利的推動作用。在外部環(huán)境和個體心理因素相互作用的過程中，提高自我滿意度，進行真實而積極的評價，對自己的能力等方面有更清晰而全面的認識與了解，從而使個體形成良好的自我價值感，維持和提高個體的自尊。

此外，培養(yǎng)良好的自我控制能力，比如對自我的認知、情緒、動機和行為有較好的控制能力。在實現(xiàn)目標的過程中，保持良好的自我控制能力，遭遇挫折時更能保持冷靜，堅持不懈，使自己成為一個清醒、主動的個體，并意識到自己的能力、個性和資源，將其合理而有效地加以利用，從而提高當前任務的成功幾率。

4.在教育管理過程中合理利用歸因的調(diào)節(jié)作用

在教育教學實踐中，可以通過培養(yǎng)自身的內(nèi)歸因特質(zhì)，將成功歸因于自己的努力或能力，做出有助于維護和加強自我價值感的歸因，同時減少不必要的防御性高自尊，以此來降低學生學業(yè)自我設限的嚴重程度。

學校教育管理部門應該充分利用師資和教育設施等資源來宣傳學生做出學業(yè)自我設限行為的原因及其可能帶來的影響，在學生中普及和推廣正確的歸因方式。此外，學校應與家長保持有效的聯(lián)絡途徑，讓家長更了解自己的孩子在大學期間可能遇到的問題與心理狀態(tài)，從而正確引導家長配合學校的學生歸因教育工作，并提醒家長多鼓勵孩子，多支持孩子的興趣愛好。

參考文獻：

［1］ Covington M. V. Making the grade：A self-worth perspective on motivation and school reform. Cambridge：Cambridge University press，1992.

［2］ 陳建文，王滔.自尊與自我效能關系的辨析［J］.心理科學進展，2007，15 (4)：624-630.

［3］ 張向葵，張林，趙義泉.關于自尊結構模型的理論建構［J］.心理科學，2004，27 (4)：791-795.

［4］ Rhodewalt F. ，F(xiàn)airfield M. Claimed self-handicaps and the self-handicapper：The relation of reduction in intended effort to performance. Journal of Research in Personality，1991，25：402-417.

［5］ 尚麗娟.初中生學業(yè)自我設限的初步研究［D］.華東師范大學，2005.5.

［6］汪向東，王希林，馬弘等.心理衛(wèi)生評定量表手冊增訂版［M］.中國心理衛(wèi)生雜志社，1999.318-320.

［7］ Robinson，Shaver，Wrightsman.性格與社會心理測量總覽（下）［M］.遠流出版事業(yè)股份有限公司（香港），2000.583.

［8］ 溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應與中介效應的比較和應用［J］.心理學報，2005，37（2），268-274.

（責任編輯陳志萍）2014年第4期高 教 探 索Higher Education Exploration

endprint

表11中第3步的回歸方程中，當M固定時，這是Y對X的直線回歸，回歸系數(shù)為5.57-0.03M，它是M的線性函數(shù)，該線性函數(shù)中系數(shù)-0.03衡量了M調(diào)節(jié)效應的大小。如果系數(shù)-0.03顯著，則說明M的調(diào)節(jié)效應顯著。由表11可知，回歸系數(shù)-0.03顯著（t=-16.57，p=0<0.001），再一次證明歸因的調(diào)節(jié)效應顯著。表11歸因的調(diào)節(jié)效應分析

步驟回歸方程ΔR2P回歸系數(shù)檢驗1（Enter）Y=99.72-0.88X0.25***0.00***SE=0.08t=-11.33***2（Enter） Y=176.78+1.15X-0.88M0.62***0.00***SE=0.06t=20.31***

SE=0.02t=-43.39***3（Enter） Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X0.05***0.00***SE=0.03t=20.62***

SE=0.05t=-0.93

SE=0.00t=-16.57***注：1.第1步的進入變量是自尊；第2步的進入變量是自尊、歸因；第3步的進入變量是自尊、歸因、自尊×歸因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

利用表11中第三步的回歸方程Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X 進行分析，根據(jù)自尊的頻率分布，選取高、中、低三個值（25，34，45），同理，根據(jù)歸因的頻率分布，選取高、中、低三個值（145，169，185），計算出對應的學業(yè)自我設限值。結果如表12所示。

表12不同歸因傾向與自尊水平對應的學業(yè)自我設限值

歸因145（低）169（中）185（高）自尊2573.7056.9345.743489.9167.5251.5945109.7280.4758.06

根據(jù)表12的數(shù)據(jù)，繪制出調(diào)節(jié)效應關系圖1。

圖1調(diào)節(jié)效應關系圖

由圖1可知，自尊正向影響學業(yè)自我設限。隨著歸因得分升高，自尊對學業(yè)自我設限的影響曲線逐漸趨于平緩；隨著歸因得分降低，自尊對學業(yè)自我設限的影響曲線變得陡峭。這說明歸因的得分越低，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越大；歸因的得分越高，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越小。當個體的自尊感處于同一水平時，外歸因傾向越明顯，學業(yè)自我設限嚴重程度越高；反之，內(nèi)歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限程度越低。

四、結論與建議

（一）結論

本文基于不同歸因傾向的調(diào)節(jié)效應，研究大學生自尊、歸因?qū)W業(yè)自我設限行為的影響，根據(jù)調(diào)查結果與分析，可得出以下結論。

大學生對自己專業(yè)的滿意度或?qū)W業(yè)成績的滿意度越低，使用學業(yè)自我設限策略的頻率就會越高；反之，專業(yè)滿意度或?qū)W業(yè)成績滿意度越高；使用學業(yè)自我設限策略的頻率就會越低。

學業(yè)自我設限與歸因呈顯著負相關，歸因以及內(nèi)歸因、外歸因兩個維度對自我設限均有負向的預測作用；內(nèi)歸因者的學業(yè)自我設限程度較輕，而外歸因者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

學業(yè)自我設限與自尊呈顯著負相關，自尊對自我設限有負向的預測作用。個體的自尊水平越高，學業(yè)自我設限得分就越低，且高自尊者的學業(yè)自我設限程度較輕；個體的自尊水平越低，學業(yè)自我設限得分就越高，且低自尊者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

歸因在自尊與學業(yè)自我設限之間起到調(diào)節(jié)作用，即自尊與學業(yè)自我設限行為之間的關系，受到歸因的影響。歸因的得分越低，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越大；歸因的得分越高，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越小。當個體的自尊感處于同一水平時，外歸因傾向越明顯，學業(yè)自我設限嚴重程度越高；反之，內(nèi)歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限程度越低。

（二）建議

對于大學生的自我設限行為，提出以下四個建議。

1.正視學業(yè)自我設限及其可能帶來的負面影響

學校在對學生的教育管理過程中，或是教師在教學實踐中，都應該正視學生學業(yè)自我設限行為可能帶來的影響，培養(yǎng)學生良好的學習習慣，重視學生的心理需求，關注他們的心理健康發(fā)展，并引導他們對自身的能力和所付出的努力進行正確的自我認知，對任務、考試等壓力情景做出合理的判斷和處理。

2.在教育教學實踐中正確引導歸因，減少歸因引致的學業(yè)自我設限行為

在適當?shù)那榫跋潞侠磉M行歸因，有助于降低學業(yè)自我設限行為的發(fā)生機率，使當前事件的歸因朝著對自身更有利的方向發(fā)展。為此，需要做到以下幾點。

第一，在教育教學實踐中通過各種手段或途徑對學生進行系統(tǒng)的、有針對性的歸因訓練。例如教師可以借助于口頭要求、指導、強化、言語反饋、直接指出原因等方法來影響學生歸因。

第二，盡可能地讓學生相信努力是決定學業(yè)成績、任務完成效果等方面的重要因素，而且努力是他們個人的意志可以控制的。

第三，指導學生將成功歸因于內(nèi)部因素，以增加他們的滿意感和勝任感，強化他們趨近成就任務的傾向，同時避免學生對失敗做出穩(wěn)定的、不可控制的歸因，以防止其無望情緒和無助行為的產(chǎn)生，避免“習得性無助”。

第四，應考慮學生所面臨任務的實際情況，盡可能引導他們做出切合實際的歸因，不能無視學生的個體差異、實際能力與心理狀況等因素，否則將不利于學生形成與現(xiàn)實一致的自我知覺。

3.提高學生的自尊水平，減少學業(yè)自我設限策略的使用

首先，培養(yǎng)清晰、客觀的自我認識，設定合理的發(fā)展目標。這樣做一方面可以防止因目標設置過高而造成的失敗對自信心的打擊，另一方面可以防止目標設定過低而引起的盲目自信。合理的目標設置有利于提高學生的行為動機，使活動更具有意義和自主性，保證行為過程的目的性和傾向性，使學生處于最佳狀態(tài)，提高完成任務的成功幾率，從而使個體形成良好的自我價值感，維持和提高個體的自尊。

其次，保持積極而正面的自我體驗，比如接納、肯定、自愛、自尊、自信等，學會控制負面的情緒體驗，比如不滿意、否定、自卑等，形成良好的情緒與穩(wěn)定平和的心態(tài)，提升個人的期望和耐挫力，使之對自我發(fā)展起到有利的推動作用。在外部環(huán)境和個體心理因素相互作用的過程中，提高自我滿意度，進行真實而積極的評價，對自己的能力等方面有更清晰而全面的認識與了解，從而使個體形成良好的自我價值感，維持和提高個體的自尊。

此外，培養(yǎng)良好的自我控制能力，比如對自我的認知、情緒、動機和行為有較好的控制能力。在實現(xiàn)目標的過程中，保持良好的自我控制能力，遭遇挫折時更能保持冷靜，堅持不懈，使自己成為一個清醒、主動的個體，并意識到自己的能力、個性和資源，將其合理而有效地加以利用，從而提高當前任務的成功幾率。

4.在教育管理過程中合理利用歸因的調(diào)節(jié)作用

在教育教學實踐中，可以通過培養(yǎng)自身的內(nèi)歸因特質(zhì)，將成功歸因于自己的努力或能力，做出有助于維護和加強自我價值感的歸因，同時減少不必要的防御性高自尊，以此來降低學生學業(yè)自我設限的嚴重程度。

學校教育管理部門應該充分利用師資和教育設施等資源來宣傳學生做出學業(yè)自我設限行為的原因及其可能帶來的影響，在學生中普及和推廣正確的歸因方式。此外，學校應與家長保持有效的聯(lián)絡途徑，讓家長更了解自己的孩子在大學期間可能遇到的問題與心理狀態(tài)，從而正確引導家長配合學校的學生歸因教育工作，并提醒家長多鼓勵孩子，多支持孩子的興趣愛好。

參考文獻：

［1］ Covington M. V. Making the grade：A self-worth perspective on motivation and school reform. Cambridge：Cambridge University press，1992.

［2］ 陳建文，王滔.自尊與自我效能關系的辨析［J］.心理科學進展，2007，15 (4)：624-630.

［3］ 張向葵，張林，趙義泉.關于自尊結構模型的理論建構［J］.心理科學，2004，27 (4)：791-795.

［4］ Rhodewalt F. ，F(xiàn)airfield M. Claimed self-handicaps and the self-handicapper：The relation of reduction in intended effort to performance. Journal of Research in Personality，1991，25：402-417.

［5］ 尚麗娟.初中生學業(yè)自我設限的初步研究［D］.華東師范大學，2005.5.

［6］汪向東，王希林，馬弘等.心理衛(wèi)生評定量表手冊增訂版［M］.中國心理衛(wèi)生雜志社，1999.318-320.

［7］ Robinson，Shaver，Wrightsman.性格與社會心理測量總覽（下）［M］.遠流出版事業(yè)股份有限公司（香港），2000.583.

［8］ 溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應與中介效應的比較和應用［J］.心理學報，2005，37（2），268-274.

（責任編輯陳志萍）2014年第4期高 教 探 索Higher Education Exploration

endprint

表11中第3步的回歸方程中，當M固定時，這是Y對X的直線回歸，回歸系數(shù)為5.57-0.03M，它是M的線性函數(shù)，該線性函數(shù)中系數(shù)-0.03衡量了M調(diào)節(jié)效應的大小。如果系數(shù)-0.03顯著，則說明M的調(diào)節(jié)效應顯著。由表11可知，回歸系數(shù)-0.03顯著（t=-16.57，p=0<0.001），再一次證明歸因的調(diào)節(jié)效應顯著。表11歸因的調(diào)節(jié)效應分析

步驟回歸方程ΔR2P回歸系數(shù)檢驗1（Enter）Y=99.72-0.88X0.25***0.00***SE=0.08t=-11.33***2（Enter） Y=176.78+1.15X-0.88M0.62***0.00***SE=0.06t=20.31***

SE=0.02t=-43.39***3（Enter） Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X0.05***0.00***SE=0.03t=20.62***

SE=0.05t=-0.93

SE=0.00t=-16.57***注：1.第1步的進入變量是自尊；第2步的進入變量是自尊、歸因；第3步的進入變量是自尊、歸因、自尊×歸因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

利用表11中第三步的回歸方程Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X 進行分析，根據(jù)自尊的頻率分布，選取高、中、低三個值（25，34，45），同理，根據(jù)歸因的頻率分布，選取高、中、低三個值（145，169，185），計算出對應的學業(yè)自我設限值。結果如表12所示。

表12不同歸因傾向與自尊水平對應的學業(yè)自我設限值

歸因145（低）169（中）185（高）自尊2573.7056.9345.743489.9167.5251.5945109.7280.4758.06

根據(jù)表12的數(shù)據(jù)，繪制出調(diào)節(jié)效應關系圖1。

圖1調(diào)節(jié)效應關系圖

由圖1可知，自尊正向影響學業(yè)自我設限。隨著歸因得分升高，自尊對學業(yè)自我設限的影響曲線逐漸趨于平緩；隨著歸因得分降低，自尊對學業(yè)自我設限的影響曲線變得陡峭。這說明歸因的得分越低，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越大；歸因的得分越高，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越小。當個體的自尊感處于同一水平時，外歸因傾向越明顯，學業(yè)自我設限嚴重程度越高；反之，內(nèi)歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限程度越低。

四、結論與建議

（一）結論

本文基于不同歸因傾向的調(diào)節(jié)效應，研究大學生自尊、歸因?qū)W業(yè)自我設限行為的影響，根據(jù)調(diào)查結果與分析，可得出以下結論。

大學生對自己專業(yè)的滿意度或?qū)W業(yè)成績的滿意度越低，使用學業(yè)自我設限策略的頻率就會越高；反之，專業(yè)滿意度或?qū)W業(yè)成績滿意度越高；使用學業(yè)自我設限策略的頻率就會越低。

學業(yè)自我設限與歸因呈顯著負相關，歸因以及內(nèi)歸因、外歸因兩個維度對自我設限均有負向的預測作用；內(nèi)歸因者的學業(yè)自我設限程度較輕，而外歸因者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

學業(yè)自我設限與自尊呈顯著負相關，自尊對自我設限有負向的預測作用。個體的自尊水平越高，學業(yè)自我設限得分就越低，且高自尊者的學業(yè)自我設限程度較輕；個體的自尊水平越低，學業(yè)自我設限得分就越高，且低自尊者的學業(yè)自我設限程度較嚴重。

歸因在自尊與學業(yè)自我設限之間起到調(diào)節(jié)作用，即自尊與學業(yè)自我設限行為之間的關系，受到歸因的影響。歸因的得分越低，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越大；歸因的得分越高，自尊對學業(yè)自我設限行為的正效應越小。當個體的自尊感處于同一水平時，外歸因傾向越明顯，學業(yè)自我設限嚴重程度越高；反之，內(nèi)歸因特質(zhì)越明顯，學業(yè)自我設限程度越低。

（二）建議

對于大學生的自我設限行為，提出以下四個建議。

1.正視學業(yè)自我設限及其可能帶來的負面影響

學校在對學生的教育管理過程中，或是教師在教學實踐中，都應該正視學生學業(yè)自我設限行為可能帶來的影響，培養(yǎng)學生良好的學習習慣，重視學生的心理需求，關注他們的心理健康發(fā)展，并引導他們對自身的能力和所付出的努力進行正確的自我認知，對任務、考試等壓力情景做出合理的判斷和處理。

2.在教育教學實踐中正確引導歸因，減少歸因引致的學業(yè)自我設限行為

在適當?shù)那榫跋潞侠磉M行歸因，有助于降低學業(yè)自我設限行為的發(fā)生機率，使當前事件的歸因朝著對自身更有利的方向發(fā)展。為此，需要做到以下幾點。

第一，在教育教學實踐中通過各種手段或途徑對學生進行系統(tǒng)的、有針對性的歸因訓練。例如教師可以借助于口頭要求、指導、強化、言語反饋、直接指出原因等方法來影響學生歸因。

第二，盡可能地讓學生相信努力是決定學業(yè)成績、任務完成效果等方面的重要因素，而且努力是他們個人的意志可以控制的。

第三，指導學生將成功歸因于內(nèi)部因素，以增加他們的滿意感和勝任感，強化他們趨近成就任務的傾向，同時避免學生對失敗做出穩(wěn)定的、不可控制的歸因，以防止其無望情緒和無助行為的產(chǎn)生，避免“習得性無助”。

第四，應考慮學生所面臨任務的實際情況，盡可能引導他們做出切合實際的歸因，不能無視學生的個體差異、實際能力與心理狀況等因素，否則將不利于學生形成與現(xiàn)實一致的自我知覺。

3.提高學生的自尊水平，減少學業(yè)自我設限策略的使用

首先，培養(yǎng)清晰、客觀的自我認識，設定合理的發(fā)展目標。這樣做一方面可以防止因目標設置過高而造成的失敗對自信心的打擊，另一方面可以防止目標設定過低而引起的盲目自信。合理的目標設置有利于提高學生的行為動機，使活動更具有意義和自主性，保證行為過程的目的性和傾向性，使學生處于最佳狀態(tài)，提高完成任務的成功幾率，從而使個體形成良好的自我價值感，維持和提高個體的自尊。

其次，保持積極而正面的自我體驗，比如接納、肯定、自愛、自尊、自信等，學會控制負面的情緒體驗，比如不滿意、否定、自卑等，形成良好的情緒與穩(wěn)定平和的心態(tài)，提升個人的期望和耐挫力，使之對自我發(fā)展起到有利的推動作用。在外部環(huán)境和個體心理因素相互作用的過程中，提高自我滿意度，進行真實而積極的評價，對自己的能力等方面有更清晰而全面的認識與了解，從而使個體形成良好的自我價值感，維持和提高個體的自尊。

此外，培養(yǎng)良好的自我控制能力，比如對自我的認知、情緒、動機和行為有較好的控制能力。在實現(xiàn)目標的過程中，保持良好的自我控制能力，遭遇挫折時更能保持冷靜，堅持不懈，使自己成為一個清醒、主動的個體，并意識到自己的能力、個性和資源，將其合理而有效地加以利用，從而提高當前任務的成功幾率。

4.在教育管理過程中合理利用歸因的調(diào)節(jié)作用

在教育教學實踐中，可以通過培養(yǎng)自身的內(nèi)歸因特質(zhì)，將成功歸因于自己的努力或能力，做出有助于維護和加強自我價值感的歸因，同時減少不必要的防御性高自尊，以此來降低學生學業(yè)自我設限的嚴重程度。

學校教育管理部門應該充分利用師資和教育設施等資源來宣傳學生做出學業(yè)自我設限行為的原因及其可能帶來的影響，在學生中普及和推廣正確的歸因方式。此外，學校應與家長保持有效的聯(lián)絡途徑，讓家長更了解自己的孩子在大學期間可能遇到的問題與心理狀態(tài)，從而正確引導家長配合學校的學生歸因教育工作，并提醒家長多鼓勵孩子，多支持孩子的興趣愛好。

參考文獻：

［1］ Covington M. V. Making the grade：A self-worth perspective on motivation and school reform. Cambridge：Cambridge University press，1992.

［2］ 陳建文，王滔.自尊與自我效能關系的辨析［J］.心理科學進展，2007，15 (4)：624-630.

［3］ 張向葵，張林，趙義泉.關于自尊結構模型的理論建構［J］.心理科學，2004，27 (4)：791-795.

［4］ Rhodewalt F. ，F(xiàn)airfield M. Claimed self-handicaps and the self-handicapper：The relation of reduction in intended effort to performance. Journal of Research in Personality，1991，25：402-417.

［5］ 尚麗娟.初中生學業(yè)自我設限的初步研究［D］.華東師范大學，2005.5.

［6］汪向東，王希林，馬弘等.心理衛(wèi)生評定量表手冊增訂版［M］.中國心理衛(wèi)生雜志社，1999.318-320.

［7］ Robinson，Shaver，Wrightsman.性格與社會心理測量總覽（下）［M］.遠流出版事業(yè)股份有限公司（香港），2000.583.

［8］ 溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應與中介效應的比較和應用［J］.心理學報，2005，37（2），268-274.

（責任編輯陳志萍）2014年第4期高 教 探 索Higher Education Exploration

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