大学生自尊归因对学业自我设限行为的影响研究

张璐斐+伍楚娟

收稿日期：2013-04-09

作者简介：张璐斐，中山大学教育学院副教授，博士；伍楚娟，广西菜市通信息科技有限公司策划部主管，硕士。（广州/510275）

*本文系教育部人文社会科学研究规划基金项目（项目编号11YJA880152）的阶段性研究成果之一。摘要：学业自我设限是学生在应对考试、任务、竞赛等压力情境时采用的一种消极的行为策略。研究发现：大学生的自尊、归因均对学业自我设限行为产生显著的影响，且都对学业自我设限有预测作用；归因在自尊与学业自我设限之间起到调节作用等。在大学生的教学管理工作中应正视学业自我设限及其可能带来的影响,并在大学生的教育管理过程中合理利用归因的调节作用。

关键词：学业自我设限；自尊；归因；调节效应一、文献综述

20世纪80年代初至今的30多年研究中，国外一些教育心理研究者认识到学生在失败时会产生保护自我价值的感觉，研究者通过对自我价值感保护的研究找出自我设限的动机性策略。［1］20世纪90年代以来，自我设限的研究延伸到了学业领域。学业自我设限是指在具有能力评价的学业情境中，个体为了保护自我价值而有意在任务开始之前或任务进行时，在行动上或口头上为自己设置一些障碍，以期任务失败时，能够以此为由回避或降低因表现不佳而带来能力低下的负面评价的行为。

从以往的文献来看，国内外学业自我设限研究取得了较大进展，但仍存在一些尚待完善之处。首先，研究视角较为单一，基本上只围绕个体在内外环境中的自我认知对其学业自我设限行为的影响这一主线而展开，而对影响行为的自我调控方面的因素（比如内外归因倾向、情绪智力等）较少涉及。其次，研究范式较为简单。虽然已有研究揭示了学业自我设限行为的诸多影响因素，但这些研究大多探讨的是单个影响因素各自与学业自我设限之间的关系，其研究范式较多停留在两两间的相关分析上，很少对这种相关关系之间的调节变量或中介变量进行研究。因此，本文从影响个体学业自我设限行为的自我调控方面的因素——内外归因倾向和自尊出发，基于归因的调节作用，研究学业自我设限与自尊、归因三者之间的关系。

当前国内外涉及学业自我设限、自尊与归因三者关系的研究还比较少。从理论上看，学业自我设限作为学生在应对考试、任务、竞赛等评价情境带来的压力时采用的一种消极的行为策略，是个体处理自己消极情绪，使其合理化的一种手段或表现。进行外归因还是内归因与个体的情绪是积极还是消极有密切的联系。自尊是个体自我心理结构的核心环节，［2］它对个体身心健康的维持具有重要作用。自尊一方面可以抵御外界环境对个体造成的压力与侵犯，同时还可以通过有效的自我调节来缓解焦虑与恐惧的压力，提高自身的积极情绪管理与调控能力，使个体形成有弹性的心理空间，保持良好身心状态。［3］个体的积极情绪管理与调控能力越强，在压力情境下更能进行有效合理的自我调节，采取恰当的适应性行为，学业自我设限现象会越少。学业自我设限、自尊、归因三者与对压力情境下产生的负面情绪进行的调控行为有紧密的联系，但实际情况有待研究考证。现有研究对学业自我设限、自尊、归因之间的复杂关系的探索还不够充分，本文将对三者之间的关系进行更深入的探讨。

本文从归因、自尊与学业自我设限三者之间的关系出发，衡量不同归因倾向、自尊水平对大学生学业自我设限的影响，探讨具有不同归因倾向或不同自尊水平的个体在学业自我设限方面的差异；重点研究归因在学业自我设限与自尊之间起到的调节作用，拓宽有关调节变量方面的研究思路;从理论上探讨归因调节效应的关系模型，从实践上为大学生的教育管理和心理辅导提供参考。

二、研究设计与方法

（一）研究对象

从两所不同类型的高校（一所为“985”大学，另一所为非“985”独立学院）中采用随机抽样的方法选取400名不同年级、专业的大学生进行问卷调查，回收有效问卷385份。其中，“985”高校学生占49.4%，非“985”独立学院占50.6%。男生129名，女生254名；大一学生127名，大二学生125名，大三学生92名，大四学生41名。

（二） 研究工具

本研究共采用三个量表进行测量。第一个量表是学业自我设限量表 （SHS），此表由Rhodewalt（1991）编制，用来测量个体学业自我设限的一般趋势，［4］该量表有良好的信、效度，并在国外得到广泛的应用。尚丽娟（2005）的研究报告表明，SHS的Cronbach' a=0.735，Guttman分半系数为0.748，Spearman-brown系数为0.76。［5］在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.70。

第二个是自尊量表（SES）。本研究采用的是Rosenberg自尊量表（SES）。国内外大量研究都表明，该量表具有良好的信、效度。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.76。［6］

第三个是多维度——多项归因因果关系量表（MMCS量表），采用Lefcourt（1979）开发的了MMCS量表。国内研究证明，该量表项目较符合实际，有较高使用价值。在本研究中，总量表的内部一致性系数为0.86，内归因与外归因维度的内部一致性系数分别为0.76和0.85。［7］

•教师与学生•大学生自尊、归因对学业自我设限行为的影响研究（三）研究程序和数据处理

所有问卷采用个人作答的形式进行施测，即发即收。所获有效样本数据采用SPSS19.0统计软件进行输入和管理，对研究对象所得数据进行描述性统计分析、独立样本t检验、方差分析、相关分析和回归分析等。

三、研究结果与分析

（一）大学生学业自我设限、自尊、归因与背景变量相关分析

从表1中的相关系数可以看出，学业自我设限与专业满意度、学业成绩满意度呈显著负相关，与学业成绩排名的相关不显著。

表1学业自我设限与背景变量的相关分析结果

学业自

我设限自尊归因内归因外归因对专业的满

意度-0.24**0.30**0.34**0.37**0.12*对学业成绩

的满意度-0.14**0.18**0.17**0.060.25**注： **P<0.01，***P<0.001。

大学生的归因总分、内归因、外归因与专业满意度、学业成绩满意度均呈显著正相关。对自己学业成绩的满意度越高，所表现出来的内归因特质就越明显；反之，对学业成绩的满意度越低，就越倾向于使用外归因策略。

（二）大学生学业自我设限、自尊、归因的相关分析

用自尊得分、归因及归因的两个维度得分与学业自我设限得分进行相关分析，结果见表2。

表2学业自我设限、自尊、归因的相关分析结果

123451 学业自我设限1.002 自尊-0.50**1.003 归因-0.86**0.83**1.004 内归因-0.77**0.78**0.88**1.005 外归因-0.57**0.49**0.69**0.25**1.00注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

表2的数据显示，学业自我设限与自尊、归因、内归因、外归因都呈显著负相关；自尊与归因、内归因、外归因均呈显著正相关。归因与自尊及学业自我设限均显著相关，为验证归因的调节效应提供了基础。

（三）大学生学业自我设限、自尊与归因的回归分析

1.自尊对学业自我设限的预测作用

endprint

表3的数据显示，自尊与学业自我设限呈显著负相关，以自尊作为学业自我设限的预测变量进行回归分析，考察自尊对自我设限的预测作用。

表3自尊对学业自我设限的回归分析

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

自尊进入回归方程后，能解释学业自我设限变异的25%，自尊对自我设限有负向的预测作用。

分别以学业自我设限总分的中位数、自尊总分的中位数为分界点，划分出高学业自我设限者和低学业自我设限者以及高自尊者与低自尊者，比较高低学业自我设限在高低自尊上的差异，结果如表4所示。

表4不同程度学业自我设限者在自尊上的差异

学业自我设限平均值（M）标准差（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学业自我设限水平上存在显著差异。结合表3自尊对自我设限有负向的预测作用的结论可知，个体的自尊水平越高，学业自我设限得分就越低，且高自尊者的学业自我设限程度较轻；同理，低自尊者在不同程度的学业自我设限水平上存在显著差异。结合表3自尊对自我设限有负向的预测作用的结论可知，个体的自尊水平越低，学业自我设限得分就越高，且低自尊者的学业自我设限程度较严重。

2.归因对学业自我设限的预测作用

分别以归因、内外归因两个维度作为学业自我设限的预测变量进行多元回归分析，考察归因对自我设限的预测作用，结果如表5所示。

表5归因对学业自我设限的回归分析

模型预测变量学业自我设限R2ΔR2BetaT检验1归因0.74**0.74-0.86-32.78**2内归因0.59**0.59-0.670.00**外归因0.74**0.15-0.400.00**注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

模型1中归因进入回归方程后，能解释学业自我设限变异的74.0%，归因对自我设限有负向的预测作用。模型2中内归因与外归因均进入回归方程，共同解释了74.0%的学业自我设限变异量。由Beta和ΔR2值可知，二者都能负向预测学业自我设限，且内归因的负向预测作用比外归因的更强。

为进一步分析不同程度学业自我设限者在归因取向上的差异，需对高低学业自我设限进行内外归因上的差异检验，结果如表6所示。

表6不同程度学业自我设限者在内外归因上的差异

学业自我设限平均值（M）标准差（SD）P内归因高80.948.420.00**低93.399.25外归因高75.307.260.00**低82.095.22注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

内归因在不同程度的学业自我设限水平上存在显著差异。个体的内归因特质越明显，学业自我设限得分就越低，且内归因者的学业自我设限程度较轻；同理，外归因在不同程度的学业自我设限水平上存在显著差异，个体的外归因特质越明显，学业自我设限得分就越高，且外归因者的学业自我设限程度较严重。

3.自尊与归因对学业自我设限的预测作用

以自尊和归因作为学业自我设限的预测变量进行多元回归分析，考察自尊、归因对自我设限的预测作用，结果如表7所示。

表7自尊、归因对学业自我设限的回归分析

自变量R2ΔR2ΔFBetat自尊0.250.25128.39**0.6620.31**归因0.870.621882.80**-1.40-43.39** 注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

自尊、归因进入回归方程后，共同解释了学业自我设限变异的87.0%。由Beta和ΔR2值可以看出，自尊对学业自我设限有正向的预测作用，而归因起到负向的预测作用；与自尊相比，归因对学业自我设限的负向预测作用更强。

4.归因对自尊的预测作用

以归因、内外归因两个维度作为自尊的预测变量进行多元回归分析，考察归因对自尊的预测作用，结果如表8所示。模型1中归因进入回归方程后，解释了自尊变异的68.0%，其标准回归方程为：自尊=0.83归因。由Beta和ΔR2值可以看出，归因对自尊有正向的预测作用。模型2中内归因与外归因均

表8归因对自尊的回归分析

模型预测变量自尊R2ΔR2BetaT检验1归因0.68**0.680.8328.68**2内归因0.60**0.600.700.00**外归因0.69**0.090.310.00**注： 1.模型1的进入变量是归因；模型2的进入变量是内归因、外归因；2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

进入回归方程，共同解释了69.0%的自尊变异量，其标准回归方程为：自尊=0.70内归因+0.31外归因。由Beta和ΔR2值可知，二者都能正向预测自尊，且内归因的正向预测作用比外归因的更强。

为进一步分析不同水平的自尊在归因取向上的差异，需对高、低自尊者进行内外归因上的差异检验，结果如表9所示。个体的外归因特质越明显，自尊得分就越低，且低自尊者更倾向于采用外归因策略。

表9不同自尊水平在内外归因上的差异

自尊平均值（M）标准差（SD）P内归因高94.608.340.00**低80.207.81外归因高81.855.370.00**低75.777.40注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

（五）归因在学业自我设限与自尊关系中的调节效应检验

为了进一步检验归因是否在自尊对学业自我设限的预测中存在调节效应，进行层次回归分析，来验证调节效应的假设模型。本研究采用温忠麟等（2005）提出的调节效应检验程序进行检验。［8］

表10归因调节作用的回归分析

步骤进入变量学业自我设限R2ΔR2BBetaT检验1（Enter）自尊0.250.25***-0.88-0.50-11.33***2（Enter） 自尊0.870.62***1.150.6620.31***归因-0.89-1.40-43.39***3（Enter）自尊0.930.05***5.573.1620.62***归因-0.05-0.080.93自尊×归因-0.03-3.69-16.57***注：1.第1步的进入变量是自尊；第2步的进入变量是自尊、归因；第3步的进入变量是自尊、归因、自尊×归因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

设Y代表因变量（学业自我设限），X代表自变量（自尊），M代表调节变量（归因）。乘积项XM进入表10中的第三步回归方程后，调节变量M（归因）的回归系数就不显著了（t=0.93，p=0.35>0.05）。这表明建立回归方程后，即使删除归因变量也不会造成决定系数R2显著性的降低。这说明乘积项XM对因变量学业自我设限的负向影响程度较大，而且由第三步回归方程的Beta值可知，乘积项对学业自我设限的负向预测作用比归因的负向预测作用更强。综上所述，归因的调节效应显著。

根据上述的检验方法，结合表10，进一步对归因的调节效应进行分析，分析结果见表11。

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表11中第3步的回归方程中，当M固定时，这是Y对X的直线回归，回归系数为5.57-0.03M，它是M的线性函数，该线性函数中系数-0.03衡量了M调节效应的大小。如果系数-0.03显著，则说明M的调节效应显著。由表11可知，回归系数-0.03显著（t=-16.57，p=0<0.001），再一次证明归因的调节效应显著。表11归因的调节效应分析

步骤回归方程ΔR2P回归系数检验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步的进入变量是自尊；第2步的进入变量是自尊、归因；第3步的进入变量是自尊、归因、自尊×归因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

利用表11中第三步的回归方程Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X 进行分析，根据自尊的频率分布，选取高、中、低三个值（25，34，45），同理，根据归因的频率分布，选取高、中、低三个值（145，169，185），计算出对应的学业自我设限值。结果如表12所示。

表12不同归因倾向与自尊水平对应的学业自我设限值

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

根据表12的数据，绘制出调节效应关系图1。

图1调节效应关系图

由图1可知，自尊正向影响学业自我设限。随着归因得分升高，自尊对学业自我设限的影响曲线逐渐趋于平缓；随着归因得分降低，自尊对学业自我设限的影响曲线变得陡峭。这说明归因的得分越低，自尊对学业自我设限行为的正效应越大；归因的得分越高，自尊对学业自我设限行为的正效应越小。当个体的自尊感处于同一水平时，外归因倾向越明显，学业自我设限严重程度越高；反之，内归因特质越明显，学业自我设限程度越低。

四、结论与建议

（一）结论

本文基于不同归因倾向的调节效应，研究大学生自尊、归因对学业自我设限行为的影响，根据调查结果与分析，可得出以下结论。

大学生对自己专业的满意度或学业成绩的满意度越低，使用学业自我设限策略的频率就会越高；反之，专业满意度或学业成绩满意度越高；使用学业自我设限策略的频率就会越低。

学业自我设限与归因呈显著负相关，归因以及内归因、外归因两个维度对自我设限均有负向的预测作用；内归因者的学业自我设限程度较轻，而外归因者的学业自我设限程度较严重。

学业自我设限与自尊呈显著负相关，自尊对自我设限有负向的预测作用。个体的自尊水平越高，学业自我设限得分就越低，且高自尊者的学业自我设限程度较轻；个体的自尊水平越低，学业自我设限得分就越高，且低自尊者的学业自我设限程度较严重。

归因在自尊与学业自我设限之间起到调节作用，即自尊与学业自我设限行为之间的关系，受到归因的影响。归因的得分越低，自尊对学业自我设限行为的正效应越大；归因的得分越高，自尊对学业自我设限行为的正效应越小。当个体的自尊感处于同一水平时，外归因倾向越明显，学业自我设限严重程度越高；反之，内归因特质越明显，学业自我设限程度越低。

（二）建议

对于大学生的自我设限行为，提出以下四个建议。

1.正视学业自我设限及其可能带来的负面影响

学校在对学生的教育管理过程中，或是教师在教学实践中，都应该正视学生学业自我设限行为可能带来的影响，培养学生良好的学习习惯，重视学生的心理需求，关注他们的心理健康发展，并引导他们对自身的能力和所付出的努力进行正确的自我认知，对任务、考试等压力情景做出合理的判断和处理。

2.在教育教学实践中正确引导归因，减少归因引致的学业自我设限行为

在适当的情景下合理进行归因，有助于降低学业自我设限行为的发生机率，使当前事件的归因朝着对自身更有利的方向发展。为此，需要做到以下几点。

第一，在教育教学实践中通过各种手段或途径对学生进行系统的、有针对性的归因训练。例如教师可以借助于口头要求、指导、强化、言语反馈、直接指出原因等方法来影响学生归因。

第二，尽可能地让学生相信努力是决定学业成绩、任务完成效果等方面的重要因素，而且努力是他们个人的意志可以控制的。

第三，指导学生将成功归因于内部因素，以增加他们的满意感和胜任感，强化他们趋近成就任务的倾向，同时避免学生对失败做出稳定的、不可控制的归因，以防止其无望情绪和无助行为的产生，避免“习得性无助”。

第四，应考虑学生所面临任务的实际情况，尽可能引导他们做出切合实际的归因，不能无视学生的个体差异、实际能力与心理状况等因素，否则将不利于学生形成与现实一致的自我知觉。

3.提高学生的自尊水平，减少学业自我设限策略的使用

首先，培养清晰、客观的自我认识，设定合理的发展目标。这样做一方面可以防止因目标设置过高而造成的失败对自信心的打击，另一方面可以防止目标设定过低而引起的盲目自信。合理的目标设置有利于提高学生的行为动机，使活动更具有意义和自主性，保证行为过程的目的性和倾向性，使学生处于最佳状态，提高完成任务的成功几率，从而使个体形成良好的自我价值感，维持和提高个体的自尊。

其次，保持积极而正面的自我体验，比如接纳、肯定、自爱、自尊、自信等，学会控制负面的情绪体验，比如不满意、否定、自卑等，形成良好的情绪与稳定平和的心态，提升个人的期望和耐挫力，使之对自我发展起到有利的推动作用。在外部环境和个体心理因素相互作用的过程中，提高自我满意度，进行真实而积极的评价，对自己的能力等方面有更清晰而全面的认识与了解，从而使个体形成良好的自我价值感，维持和提高个体的自尊。

此外，培养良好的自我控制能力，比如对自我的认知、情绪、动机和行为有较好的控制能力。在实现目标的过程中，保持良好的自我控制能力，遭遇挫折时更能保持冷静，坚持不懈，使自己成为一个清醒、主动的个体，并意识到自己的能力、个性和资源，将其合理而有效地加以利用，从而提高当前任务的成功几率。

4.在教育管理过程中合理利用归因的调节作用

在教育教学实践中，可以通过培养自身的内归因特质，将成功归因于自己的努力或能力，做出有助于维护和加强自我价值感的归因，同时减少不必要的防御性高自尊，以此来降低学生学业自我设限的严重程度。

学校教育管理部门应该充分利用师资和教育设施等资源来宣传学生做出学业自我设限行为的原因及其可能带来的影响，在学生中普及和推广正确的归因方式。此外，学校应与家长保持有效的联络途径，让家长更了解自己的孩子在大学期间可能遇到的问题与心理状态，从而正确引导家长配合学校的学生归因教育工作，并提醒家长多鼓励孩子，多支持孩子的兴趣爱好。

参考文献：

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

［2］ 陈建文，王滔.自尊与自我效能关系的辨析［J］.心理科学进展，2007，15 (4)：624-630.

［3］ 张向葵，张林，赵义泉.关于自尊结构模型的理论建构［J］.心理科学，2004，27 (4)：791-795.

［4］ Rhodewalt F. ，Fairfield 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］ 尚丽娟.初中生学业自我设限的初步研究［D］.华东师范大学，2005.5.

［6］汪向东，王希林，马弘等.心理卫生评定量表手册增订版［M］.中国心理卫生杂志社，1999.318-320.

［7］ Robinson，Shaver，Wrightsman.性格与社会心理测量总览（下）［M］.远流出版事业股份有限公司（香港），2000.583.

［8］ 温忠麟，侯杰泰，张雷.调节效应与中介效应的比较和应用［J］.心理学报，2005，37（2），268-274.

（责任编辑陈志萍）2014年第4期高 教 探 索Higher Education Exploration

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表11中第3步的回归方程中，当M固定时，这是Y对X的直线回归，回归系数为5.57-0.03M，它是M的线性函数，该线性函数中系数-0.03衡量了M调节效应的大小。如果系数-0.03显著，则说明M的调节效应显著。由表11可知，回归系数-0.03显著（t=-16.57，p=0<0.001），再一次证明归因的调节效应显著。表11归因的调节效应分析

步骤回归方程ΔR2P回归系数检验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步的进入变量是自尊；第2步的进入变量是自尊、归因；第3步的进入变量是自尊、归因、自尊×归因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

利用表11中第三步的回归方程Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X 进行分析，根据自尊的频率分布，选取高、中、低三个值（25，34，45），同理，根据归因的频率分布，选取高、中、低三个值（145，169，185），计算出对应的学业自我设限值。结果如表12所示。

表12不同归因倾向与自尊水平对应的学业自我设限值

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

根据表12的数据，绘制出调节效应关系图1。

图1调节效应关系图

由图1可知，自尊正向影响学业自我设限。随着归因得分升高，自尊对学业自我设限的影响曲线逐渐趋于平缓；随着归因得分降低，自尊对学业自我设限的影响曲线变得陡峭。这说明归因的得分越低，自尊对学业自我设限行为的正效应越大；归因的得分越高，自尊对学业自我设限行为的正效应越小。当个体的自尊感处于同一水平时，外归因倾向越明显，学业自我设限严重程度越高；反之，内归因特质越明显，学业自我设限程度越低。

四、结论与建议

（一）结论

本文基于不同归因倾向的调节效应，研究大学生自尊、归因对学业自我设限行为的影响，根据调查结果与分析，可得出以下结论。

大学生对自己专业的满意度或学业成绩的满意度越低，使用学业自我设限策略的频率就会越高；反之，专业满意度或学业成绩满意度越高；使用学业自我设限策略的频率就会越低。

学业自我设限与归因呈显著负相关，归因以及内归因、外归因两个维度对自我设限均有负向的预测作用；内归因者的学业自我设限程度较轻，而外归因者的学业自我设限程度较严重。

学业自我设限与自尊呈显著负相关，自尊对自我设限有负向的预测作用。个体的自尊水平越高，学业自我设限得分就越低，且高自尊者的学业自我设限程度较轻；个体的自尊水平越低，学业自我设限得分就越高，且低自尊者的学业自我设限程度较严重。

归因在自尊与学业自我设限之间起到调节作用，即自尊与学业自我设限行为之间的关系，受到归因的影响。归因的得分越低，自尊对学业自我设限行为的正效应越大；归因的得分越高，自尊对学业自我设限行为的正效应越小。当个体的自尊感处于同一水平时，外归因倾向越明显，学业自我设限严重程度越高；反之，内归因特质越明显，学业自我设限程度越低。

（二）建议

对于大学生的自我设限行为，提出以下四个建议。

1.正视学业自我设限及其可能带来的负面影响

学校在对学生的教育管理过程中，或是教师在教学实践中，都应该正视学生学业自我设限行为可能带来的影响，培养学生良好的学习习惯，重视学生的心理需求，关注他们的心理健康发展，并引导他们对自身的能力和所付出的努力进行正确的自我认知，对任务、考试等压力情景做出合理的判断和处理。

2.在教育教学实践中正确引导归因，减少归因引致的学业自我设限行为

在适当的情景下合理进行归因，有助于降低学业自我设限行为的发生机率，使当前事件的归因朝着对自身更有利的方向发展。为此，需要做到以下几点。

第一，在教育教学实践中通过各种手段或途径对学生进行系统的、有针对性的归因训练。例如教师可以借助于口头要求、指导、强化、言语反馈、直接指出原因等方法来影响学生归因。

第二，尽可能地让学生相信努力是决定学业成绩、任务完成效果等方面的重要因素，而且努力是他们个人的意志可以控制的。

第三，指导学生将成功归因于内部因素，以增加他们的满意感和胜任感，强化他们趋近成就任务的倾向，同时避免学生对失败做出稳定的、不可控制的归因，以防止其无望情绪和无助行为的产生，避免“习得性无助”。

第四，应考虑学生所面临任务的实际情况，尽可能引导他们做出切合实际的归因，不能无视学生的个体差异、实际能力与心理状况等因素，否则将不利于学生形成与现实一致的自我知觉。

3.提高学生的自尊水平，减少学业自我设限策略的使用

首先，培养清晰、客观的自我认识，设定合理的发展目标。这样做一方面可以防止因目标设置过高而造成的失败对自信心的打击，另一方面可以防止目标设定过低而引起的盲目自信。合理的目标设置有利于提高学生的行为动机，使活动更具有意义和自主性，保证行为过程的目的性和倾向性，使学生处于最佳状态，提高完成任务的成功几率，从而使个体形成良好的自我价值感，维持和提高个体的自尊。

其次，保持积极而正面的自我体验，比如接纳、肯定、自爱、自尊、自信等，学会控制负面的情绪体验，比如不满意、否定、自卑等，形成良好的情绪与稳定平和的心态，提升个人的期望和耐挫力，使之对自我发展起到有利的推动作用。在外部环境和个体心理因素相互作用的过程中，提高自我满意度，进行真实而积极的评价，对自己的能力等方面有更清晰而全面的认识与了解，从而使个体形成良好的自我价值感，维持和提高个体的自尊。

此外，培养良好的自我控制能力，比如对自我的认知、情绪、动机和行为有较好的控制能力。在实现目标的过程中，保持良好的自我控制能力，遭遇挫折时更能保持冷静，坚持不懈，使自己成为一个清醒、主动的个体，并意识到自己的能力、个性和资源，将其合理而有效地加以利用，从而提高当前任务的成功几率。

4.在教育管理过程中合理利用归因的调节作用

在教育教学实践中，可以通过培养自身的内归因特质，将成功归因于自己的努力或能力，做出有助于维护和加强自我价值感的归因，同时减少不必要的防御性高自尊，以此来降低学生学业自我设限的严重程度。

学校教育管理部门应该充分利用师资和教育设施等资源来宣传学生做出学业自我设限行为的原因及其可能带来的影响，在学生中普及和推广正确的归因方式。此外，学校应与家长保持有效的联络途径，让家长更了解自己的孩子在大学期间可能遇到的问题与心理状态，从而正确引导家长配合学校的学生归因教育工作，并提醒家长多鼓励孩子，多支持孩子的兴趣爱好。

参考文献：

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

［2］ 陈建文，王滔.自尊与自我效能关系的辨析［J］.心理科学进展，2007，15 (4)：624-630.

［3］ 张向葵，张林，赵义泉.关于自尊结构模型的理论建构［J］.心理科学，2004，27 (4)：791-795.

［4］ Rhodewalt F. ，Fairfield 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］ 尚丽娟.初中生学业自我设限的初步研究［D］.华东师范大学，2005.5.

［6］汪向东，王希林，马弘等.心理卫生评定量表手册增订版［M］.中国心理卫生杂志社，1999.318-320.

［7］ Robinson，Shaver，Wrightsman.性格与社会心理测量总览（下）［M］.远流出版事业股份有限公司（香港），2000.583.

［8］ 温忠麟，侯杰泰，张雷.调节效应与中介效应的比较和应用［J］.心理学报，2005，37（2），268-274.

（责任编辑陈志萍）2014年第4期高 教 探 索Higher Education Exploration

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表11中第3步的回归方程中，当M固定时，这是Y对X的直线回归，回归系数为5.57-0.03M，它是M的线性函数，该线性函数中系数-0.03衡量了M调节效应的大小。如果系数-0.03显著，则说明M的调节效应显著。由表11可知，回归系数-0.03显著（t=-16.57，p=0<0.001），再一次证明归因的调节效应显著。表11归因的调节效应分析

步骤回归方程ΔR2P回归系数检验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步的进入变量是自尊；第2步的进入变量是自尊、归因；第3步的进入变量是自尊、归因、自尊×归因。2.*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。

利用表11中第三步的回归方程Y=35.78-0.05M+（5.57-0.03M）X 进行分析，根据自尊的频率分布，选取高、中、低三个值（25，34，45），同理，根据归因的频率分布，选取高、中、低三个值（145，169，185），计算出对应的学业自我设限值。结果如表12所示。

表12不同归因倾向与自尊水平对应的学业自我设限值

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

根据表12的数据，绘制出调节效应关系图1。

图1调节效应关系图

由图1可知，自尊正向影响学业自我设限。随着归因得分升高，自尊对学业自我设限的影响曲线逐渐趋于平缓；随着归因得分降低，自尊对学业自我设限的影响曲线变得陡峭。这说明归因的得分越低，自尊对学业自我设限行为的正效应越大；归因的得分越高，自尊对学业自我设限行为的正效应越小。当个体的自尊感处于同一水平时，外归因倾向越明显，学业自我设限严重程度越高；反之，内归因特质越明显，学业自我设限程度越低。

四、结论与建议

（一）结论

本文基于不同归因倾向的调节效应，研究大学生自尊、归因对学业自我设限行为的影响，根据调查结果与分析，可得出以下结论。

大学生对自己专业的满意度或学业成绩的满意度越低，使用学业自我设限策略的频率就会越高；反之，专业满意度或学业成绩满意度越高；使用学业自我设限策略的频率就会越低。

学业自我设限与归因呈显著负相关，归因以及内归因、外归因两个维度对自我设限均有负向的预测作用；内归因者的学业自我设限程度较轻，而外归因者的学业自我设限程度较严重。

学业自我设限与自尊呈显著负相关，自尊对自我设限有负向的预测作用。个体的自尊水平越高，学业自我设限得分就越低，且高自尊者的学业自我设限程度较轻；个体的自尊水平越低，学业自我设限得分就越高，且低自尊者的学业自我设限程度较严重。

归因在自尊与学业自我设限之间起到调节作用，即自尊与学业自我设限行为之间的关系，受到归因的影响。归因的得分越低，自尊对学业自我设限行为的正效应越大；归因的得分越高，自尊对学业自我设限行为的正效应越小。当个体的自尊感处于同一水平时，外归因倾向越明显，学业自我设限严重程度越高；反之，内归因特质越明显，学业自我设限程度越低。

（二）建议

对于大学生的自我设限行为，提出以下四个建议。

1.正视学业自我设限及其可能带来的负面影响

学校在对学生的教育管理过程中，或是教师在教学实践中，都应该正视学生学业自我设限行为可能带来的影响，培养学生良好的学习习惯，重视学生的心理需求，关注他们的心理健康发展，并引导他们对自身的能力和所付出的努力进行正确的自我认知，对任务、考试等压力情景做出合理的判断和处理。

2.在教育教学实践中正确引导归因，减少归因引致的学业自我设限行为

在适当的情景下合理进行归因，有助于降低学业自我设限行为的发生机率，使当前事件的归因朝着对自身更有利的方向发展。为此，需要做到以下几点。

第一，在教育教学实践中通过各种手段或途径对学生进行系统的、有针对性的归因训练。例如教师可以借助于口头要求、指导、强化、言语反馈、直接指出原因等方法来影响学生归因。

第二，尽可能地让学生相信努力是决定学业成绩、任务完成效果等方面的重要因素，而且努力是他们个人的意志可以控制的。

第三，指导学生将成功归因于内部因素，以增加他们的满意感和胜任感，强化他们趋近成就任务的倾向，同时避免学生对失败做出稳定的、不可控制的归因，以防止其无望情绪和无助行为的产生，避免“习得性无助”。

第四，应考虑学生所面临任务的实际情况，尽可能引导他们做出切合实际的归因，不能无视学生的个体差异、实际能力与心理状况等因素，否则将不利于学生形成与现实一致的自我知觉。

3.提高学生的自尊水平，减少学业自我设限策略的使用

首先，培养清晰、客观的自我认识，设定合理的发展目标。这样做一方面可以防止因目标设置过高而造成的失败对自信心的打击，另一方面可以防止目标设定过低而引起的盲目自信。合理的目标设置有利于提高学生的行为动机，使活动更具有意义和自主性，保证行为过程的目的性和倾向性，使学生处于最佳状态，提高完成任务的成功几率，从而使个体形成良好的自我价值感，维持和提高个体的自尊。

其次，保持积极而正面的自我体验，比如接纳、肯定、自爱、自尊、自信等，学会控制负面的情绪体验，比如不满意、否定、自卑等，形成良好的情绪与稳定平和的心态，提升个人的期望和耐挫力，使之对自我发展起到有利的推动作用。在外部环境和个体心理因素相互作用的过程中，提高自我满意度，进行真实而积极的评价，对自己的能力等方面有更清晰而全面的认识与了解，从而使个体形成良好的自我价值感，维持和提高个体的自尊。

此外，培养良好的自我控制能力，比如对自我的认知、情绪、动机和行为有较好的控制能力。在实现目标的过程中，保持良好的自我控制能力，遭遇挫折时更能保持冷静，坚持不懈，使自己成为一个清醒、主动的个体，并意识到自己的能力、个性和资源，将其合理而有效地加以利用，从而提高当前任务的成功几率。

4.在教育管理过程中合理利用归因的调节作用

在教育教学实践中，可以通过培养自身的内归因特质，将成功归因于自己的努力或能力，做出有助于维护和加强自我价值感的归因，同时减少不必要的防御性高自尊，以此来降低学生学业自我设限的严重程度。

学校教育管理部门应该充分利用师资和教育设施等资源来宣传学生做出学业自我设限行为的原因及其可能带来的影响，在学生中普及和推广正确的归因方式。此外，学校应与家长保持有效的联络途径，让家长更了解自己的孩子在大学期间可能遇到的问题与心理状态，从而正确引导家长配合学校的学生归因教育工作，并提醒家长多鼓励孩子，多支持孩子的兴趣爱好。

参考文献：

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

［2］ 陈建文，王滔.自尊与自我效能关系的辨析［J］.心理科学进展，2007，15 (4)：624-630.

［3］ 张向葵，张林，赵义泉.关于自尊结构模型的理论建构［J］.心理科学，2004，27 (4)：791-795.

［4］ Rhodewalt F. ，Fairfield 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］ 尚丽娟.初中生学业自我设限的初步研究［D］.华东师范大学，2005.5.

［6］汪向东，王希林，马弘等.心理卫生评定量表手册增订版［M］.中国心理卫生杂志社，1999.318-320.

［7］ Robinson，Shaver，Wrightsman.性格与社会心理测量总览（下）［M］.远流出版事业股份有限公司（香港），2000.583.

［8］ 温忠麟，侯杰泰，张雷.调节效应与中介效应的比较和应用［J］.心理学报，2005，37（2），268-274.

（责任编辑陈志萍）2014年第4期高 教 探 索Higher Education Exploration

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