高中生學業(yè)自我妨礙與自尊的關系研究

【摘 要】本研究采用Rosenberg于1965年編制的自尊量表（self-esteem scale，SES）和李曉東等在2004年根據(jù)Rhodewalt 1990年版的自我妨礙量表進行修訂的量表對梧州某一高中350名學生進行隨機調查，運用SPSS 11.5對結果進行獨立樣本 t 檢驗、相關分析、線性回歸分析。研究結果表明：高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的高低成負相關；自尊與學業(yè)成績成正相關（p<0.01）；自尊在自我妨礙、學業(yè)成績中起著中介的作用（p<0.05）；高中生自我妨礙在學科類別、生源地與是否擔任班干部上沒有顯著性差異（p<0.05）；在不同自我妨礙水平中，自我妨礙與自尊、學業(yè)成績有顯著性差異（p<0.001）；在自我妨礙的高、低分組中，學業(yè)成績與自尊存在顯著性差異（p<0.001）。結論：高中生自我妨礙、自尊及學業(yè)成績三者有顯著性關系；自尊在自我妨礙與學業(yè)中起著中介的作用。

【關鍵詞】高中生 自我妨礙 自尊 學業(yè)成績

【中圖分類號】G【文獻標識碼】A

【文章編號】0450-9889（2014）09B-0065-05

對于高中生來說，高考取得好的成績就是自己的希望，也是父母、老師期待的結果。每天對著厚厚的書本，對著做不完的作業(yè)，對著重重復復地練習的試卷。每當成績不如意的時候，父母和老師都會不高興，會認為學生是低能的。這時學生會采取自我保護的策略，來保護自己。這是本研究的課題——自我妨礙。

自我妨礙是指在表現(xiàn)情境中，個體為了回避或降低因不佳表現(xiàn)所帶來的負面影響而采取的任何能夠增大將失敗原因外化機會的行動和選擇。無論是成績好的還是成績不好的學生都會采取自我妨礙策略，有的學生因為某一次考試成績不理想，但是自己想在父母和老師心目中保持好的印象，就會采取此策略來保護自己的自尊和自我價值；有的學生會在考試之前采取某些行動，比如考試前不努力、酗酒、玩游戲或者說不舒服等。無論學生的自尊水平是高還是低，學生無論是在考試還是其他任務失敗的時候，也會為了保護自我的價值，采取自我妨礙行為，將失敗的原因外化?？偟膩碚f，學生采取自我妨礙策略主要是為了保護自我。

一、問題的提出

美國教育心理學家卡文頓（Covington）于1984年提出了成就動機的自我價值理論，這個理論主要從學習動機的問題出發(fā)來建立。他將“自我價值感”定義為個人內在的價值感和悅納自己的程度。自我價值感主要由個人對自己能力的知覺或他人對自己能力的知覺所決定。該理論認為，在成就情境中，個體行為的基本動機就是保護自我價值，維護自我形象，所以個體會想盡辦法采取策略來避免失敗或者改變失敗的意義?？ㄎ念D（Covington）把這些策略稱為“自我價值保護策略”。

自我妨礙在西方研究已有30多年歷史，國外最早對自我妨礙進行研究的是Berglas和Jones，我國的深圳大學李曉東教授等學者也在研究。自我妨礙行為在我們的生活中普遍可見，比如學生在考試之前，或者在從事任務之前，為自己將來可能出現(xiàn)的失敗尋找借口。如自己覺得焦慮、創(chuàng)傷性的生活事件和其它的疾病等，這都可能是個體用來進行自我妨礙。

二、研究目的

本研究的目的在于初步了解高中生自我妨礙的基本情況，通過對自我妨礙與自尊、學業(yè)成績等相關因素的研究，為教育、教學實踐提供更好的參考，以便更好地幫助學生健康發(fā)展。

三、研究方法

（一）被試對象

本研究采取隨機整班取樣的方法，選取梧州八中每個年級兩個班的高中生作為研究對象。在施測過程中，有統(tǒng)一的指導語，以確保被試對象能夠理解問卷的內容和作答的要求，向學生強調有關保密事項。向被試者聲明此次調查的保密性，盡可能減輕被試者的顧慮，以確保數(shù)據(jù)的真實性。

研究問卷一共發(fā)放350份，回收336份，回收率96%，有效問卷317份，有效率94.3%。有效問卷中，男生155人，女生162人；文科112人，理科98人；生源地為農(nóng)村的有168人，城市的有149人；獨生子女105人，非獨生子女212人；擔任班干部68人，沒有擔任班干部249人。其中高一107人，高二118人，高三92人。由于高一的學生還沒有分文理科，所以文理科只是統(tǒng)計高二和高三的學生。

（二）研究工具

1.自尊量表

自尊量表 （self-esteem scale，SES）由Rosenberg于1965年編制，最初用以評定青少年關于自我價值和自我接納的總體感受，是目前我國心理學界使用最多的自尊測量工具。一共10個題目， 4個為反向記分題。分值越高，自尊程度越高?？紤]到中西方文化差異，將第8題改為正向記分。

2.自我妨礙量表

李曉東等在 2004 年根據(jù)Rhodewalt 1990年版的自我妨礙量表進行修訂，修訂后的自我妨礙量表包括14個項目，2個反向計分題。中文版 SHS 已被證明具有良好的信度和效度。SHS 采用李克特6點量表形式，各項目評分均為1～6分。在該量表上得分越高的被試，表示自我妨礙的水平越高。

3.數(shù)據(jù)處理

將回收的有效問卷利用SPSS 11.5進行數(shù)據(jù)的錄入及統(tǒng)計分析，主要的統(tǒng)計方法有 t 檢驗分析、相關分析和線性回歸分析等。

四、 研究結果

（一）高中生自我妨礙總體狀況分析

為了解高中生自我妨礙的總體狀況，首先對自我妨礙的總分進行描述性統(tǒng)計分析，如表1 所示：

表 1 高中生自我妨礙總體狀況分析 NMinimumMaximumSumMSD

自我妨礙31716731528848.239.281

表1表明高中生自我妨礙平均分為 48.23，標準差為 9.281，說明高中生存在自我妨礙的行為。

（二）性別、生源地、是否獨生等因素在高中生自我妨礙上的 t 檢驗分析

將性別、生源地、是否獨生和是否擔任班干部以及學科類別等作為影響因素，自我妨礙作為因變量，進行獨立樣本 t 檢驗，年級進行單因素 ANOVA 分析，結果如下各表格。

1.性別、是否獨生、是否擔任班干部及生源地變量在高中生自我妨礙上進行獨立樣本 t 檢驗分析

性別、是否獨生、是否擔任班干部及生源地變量在高中生自我妨礙上進行獨立樣本 t 檢驗分析如表2所示。

表 2 性別、是否獨生、是否擔任班干部及生源地變量

在高中生自我妨礙上的兩獨立樣本 t 檢驗

M±SDtp

自我妨礙男（N=155）49.95±8.766-3.2920.001

女（N=162）46.57±9.483

自我妨礙獨生（N=105）49.71±8.9502.0180.044

非獨生（N=212）47.49±9.373

自我妨礙班干部（N=68）48.19±11.169-0.310.975

非班干部（N=249）48.24±8.720

自我妨礙農(nóng)村（N=168）47.60±9.144-1.2860.199

城市（N=149）48.94±9.412

自我妨礙文科（N=112）48.05±8.268-1.1460.253

理科（N=98）49.45±9.385

結果顯示：獨生子女的自我妨礙得分明顯高于非獨生子女的得分（p<0.05），p=0.044<0.05說明獨生子女的自我妨礙水平高于非獨生子女的自我妨礙水平。同時也說明男生的自我妨礙水平明顯高于女生的自我妨礙水平（p<0.05），高中生自我妨礙水平在生源地、是否擔任班干部以及學科類別中無顯著差異。

2.高中生自我妨礙在年級上的差異性單因素 ANOVA 分析

高中生自我妨礙在年級上的差異性單因素 ANOVA 分析如表 3 所示。

表 3 高中生自我妨礙的年級差異單因素ANOVA分析

年級NM±SDFp比較

自我妨礙高一10747.29±10.1140.9450.390高二>高一

高二11848.98±8.769 高二>高一

高三9248.35±8.905 高二>高三

從表3可以看出自我妨礙在年級上沒有顯著性差異，但是從分析的數(shù)據(jù)可以得出高二的自我妨礙水平比高一、高三的自我妨礙水平高。

（三）不同自我妨礙水平的高中生的自尊、學業(yè)成績的 t 檢驗分析

為了研究自我妨礙水平不一樣的高中生的自尊與學業(yè)成績的差異，按自我妨礙水平將得分分為高分組和低分組（分數(shù)的高低端各27%，N=172），分別對這兩組進行兩配對樣本 t 檢驗，結果如表 4 和表 5 所示。

1.不同自我妨礙水平的高中生的自尊、學業(yè)成績進行配對樣本 t 檢驗

不同自我妨礙水平的高中生的自尊、學業(yè)成績進行配對樣本 t 檢驗如表 4 所示。

表 4 不同自我妨礙水平的高中生的自尊、學業(yè)成績配對

樣本 t 檢驗

高自我妨礙低自我妨礙tp

自 尊26.21±4.66631.93±3.937-8.6910.000

學業(yè)成績505.50±98.941614.33±96.343-7.3080.000

由表4可知，不同自我妨礙水平的高中生的自尊水平表現(xiàn)出顯著性差異（p<0.001）。高自尊水平的高中生自我妨礙水平低，反之，低自尊水平的高中生更傾向于使用自我妨礙行為，這說明他們對自己的認識不夠，對自己缺乏自信。

表 4 的結果表明自我妨礙的高分組與低分組存在顯著性差異（p<0.001），具體表現(xiàn)在自我妨礙的高分組的成績比自我妨礙低分組的成績低，說明自我妨礙水平越高，學業(yè)成績越低。

2.高中生學業(yè)成績與自尊水平進行配對樣本 t 檢驗

高中生學業(yè)成績與自尊水平進行配對樣本t檢驗如表5所示。

表 5 高中生學業(yè)成績與自尊水平的兩配對樣本 t 檢驗

MSDtp

學業(yè)成績與自尊530.84110.03963.2680.000

表5高中生學業(yè)成績與自尊水平均值為 530.84，標準差為 110.039，表明高中生學業(yè)成績與自尊水平存在顯著性差異（p<0.001）。

（四）高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績關系的相關和回歸分析

1.高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的相關分析

高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的相關分析如表 6 所示。

表 6 高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的相關分析

項目自我妨礙自尊

自尊-0.487

學業(yè)成績-0.4050.295

表6的結果表明，自我妨礙與自尊、學業(yè)成績之間存在顯著的相關關系。其中自我妨礙水平與自尊、學業(yè)成績成負相關，學習成績與自尊成正相關，即自我妨礙行為越高，自尊水平得分越低。

2.自我妨礙對自尊、學業(yè)成績與自尊對學業(yè)成績回歸分析

以自我妨礙為因變量，自尊、學業(yè)成績?yōu)樽宰兞?；以自尊為因變量，學業(yè)成績?yōu)樽宰兞?，進行一元線性回歸分析，結果如表 7 所示。

表7 自我妨礙對自尊、學業(yè)成績與自尊對學業(yè)成績的

一元線性回歸

因變量預測變量RR2修正R2F值B值Beta值

自我妨礙自 尊0.4870.2370.23597.976-.935-0.487

學業(yè)成績0.4050.1640.16161.7330.036-0.405

自 尊學業(yè)成績0.2950.0870.08429.9770.0140.295

由表7可知自尊對自我妨礙有顯著的正向預測作用，對自我妨礙的解釋量為 23.7%。學業(yè)成績對自我妨礙有顯著的預測作用，對自我妨礙的解釋量為 16.4%。學業(yè)成績對自尊有顯著的預測作用，對自我妨礙的解釋量為 8.7%。

3.自尊與自我妨礙、學業(yè)成績之間的回歸分析

自我妨礙為因變量，自尊與學業(yè)成績?yōu)樽宰兞窟M行多元線性回歸分析如表8所示。

表 8 自尊對學業(yè)成績的多元線性回歸因變量

因變量預測變量RR2修正R2F值B值Beta值

自我妨礙自 尊0.5590.3120.30871.188-0.778-0.405

學業(yè)成績 -0.025-0.286

由表 8 分析可知，以自我妨礙為因變量，進行多元線性回歸分析，學業(yè)成績的 Beta 為-0.405，結果很明顯。以自我妨礙為因變量，以自尊和學業(yè)成績?yōu)樽宰兞?，學業(yè)成績的 Beta 為-0.286，結果也更顯著。學業(yè)成績的 Beta 由-0.405下降到-0.286，說明自尊在自我妨礙與學業(yè)成績之間起中介的作用，也說明高中生的學業(yè)成績與自我妨礙行為、自尊存在很大的關聯(lián)作用。

4.自尊在自我妨礙與學業(yè)成績之間的中介效應

綜上的回歸分析，可以把自尊在自我妨礙與學業(yè)成績的中介作用用圖 1 來表示如下：

圖 1 自尊在自我妨礙與學業(yè)成績的路徑分析圖

由表7，表8與圖1可知，自我妨礙與自尊、自尊與學業(yè)成績、自我妨礙與學業(yè)成績的回歸分析有顯著性，說明自我妨礙水平通過自尊影響學業(yè)成績。

5.高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的偏相關分析

表 9 自尊在自我妨礙與學業(yè)成績中的中介檢驗

自我妨礙rp

自尊-0.42090.000

學業(yè)成績-0.31300.000

由表 9 高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的偏相關分析的出p=0.000<0.05，表明有顯著性，所以進一步說明自尊在自我妨礙與學業(yè)成績中起中介的作用。

五、討論分析

（一） 高中生自我妨礙的分析

1.高中生自我妨礙的總體狀況分析

結果顯示高中生自我妨礙平均分為 48.23，標準差為 9.281，說明高中生普遍存在自我妨礙的行為。在我國現(xiàn)行的高考體制下，高中生唯一的任務就是考得好的分數(shù)，進入好的大學，這樣子他們的能力才得到父母與老師的認可，自己在親人的心目中才會有好的印象。如果成績或者任務失敗了，他們會被認為是沒有能力，所以高中生在考試之前或者完成什么任務之前，總會想好應對失敗的措施，也就會使用自我妨礙的行為策略。

2.不同性別高中生的自我妨礙差異分析

自我妨礙性別的差異分析，從表 2 可知 p=0.001，t=-3.292，說明男女生在自我妨礙的行為上存在顯著性差異，并且男生的自我妨礙水平比女生的自我妨礙水平高，這與國內外相關研究基本一致。我們從國內的研究情況來看，閆俊梅（2011）認為，高中生學業(yè)自我妨礙存在性別差異，男生明顯比女生更多地采用學業(yè)自我妨礙；黃潔婷（2012）認為，男生在學業(yè)自我妨礙的得分明顯高于女生；徐妍（2009）認為男女生都存在自我妨礙行為，但女生的自我妨礙水平比男生高；石恒（2012）認為高中生在自我妨礙上不存在性別的顯著性差異。對于性別之間是否存在自我妨礙行為的差異，至今未有統(tǒng)一的結果。筆者個人認為這有可能是與每個研究者使用的量表不一樣以及被試的地域差異有關。男生比女生的自我妨礙行為高，原因在于我國自古以來每個家庭的希望多數(shù)都是寄托在男生的身上，所以男生的社會角色跟女生不一樣。男生會更關注自己的形象以及自己的失敗與成功在他人眼里的看法。另外女生的本性就比男生努力，無論做什么事情，女生都會付出更大的努力，而男生就不一定，所以男生總會或多或少為自己的失敗尋找借口。

3.高中生自我妨礙在年級上的差異分析

結果顯示，高中生自我妨礙在年級上沒有顯著性差異，石恒（2012）認為高中生在自我妨礙上不存在性別的顯著性差異，但是高二的自我妨礙水平比高一、高三的自我妨礙水平高。說明高一的學生剛剛升入高中，還保持著初三那時候的勤奮，能肯定自我的價值。高三的學生面臨每天的考試，自己不得不努力，不得不付出行動。

4.是否獨生子女在自我妨礙上的差異檢驗

表2顯示，獨生子女的自我妨礙水平的得分顯著高于非獨生子女的得分，p=0.044，說明獨生子女的自我妨礙水平高于非獨生子女的自我妨礙水平。王志慶（2012）認為自我妨礙在人口變量中與是否獨生子女存在顯著性差異，徐妍（2009）認為獨生子女比非獨生子女有更高的自我妨礙得分。筆者個人認為，獨生子女的自我妨礙水平比非獨生子女的自我妨礙水平高，歸因于獨生子女自小就是父母心目中的寶，做什么事情都是父母的驕傲，特別是長大后，好的成績就是衡量他們能力的唯一標準，一般地，獨生子女的自尊心也很高。如果某一次考試失敗了，為了保護他們在親人心目中的好印象，他們必然會采取自我妨礙的行為來保護自我的價值。而非獨生子女，他們從小對自己的認識就清楚了，踏踏實實地學習，如果失敗了就會找出原因，而不是逃避。所以在自我妨礙的行為上獨生子女比非獨生子女的行為高。

5.學科類別 ，是否擔任班干部與生源地方面在自我妨礙上的差異檢驗

表2結果說明，在文理科與是否擔任班干部的學生中，自我妨礙水平?jīng)]有顯著性差異。表 7 對高中生自我妨礙水平的城鄉(xiāng)差異進行 t 檢驗，結果發(fā)現(xiàn)沒有顯著性差異（p>0.05），這說明城鄉(xiāng)的高中生自我妨礙水平并無顯著不同。但是石恒（2012）認為城市學生在自我妨礙上顯著高于農(nóng)村學生，文科生在自我妨礙傾向上高于理科生。徐妍（2009）研究高職生的自我妨礙水平得到的結果顯示，理科生比文科生更易采取自我妨礙的行為。對于文理科以及生源地的研究目前還是很少，還沒有一致的結果。

（二）高中生不同自我妨礙水平與自尊、學業(yè)成績的關系分析

為了研究自我妨礙水平不一樣的高中生的自尊與學業(yè)成績的差異，按自我妨礙水平得分分為高分組和低分組（分數(shù)的高低端各27%，N=172），進行 t 檢驗。

由表4可知，不同自我妨礙水平的高中生的自尊水平表現(xiàn)出顯著性差異（p<0.05）。高自尊水平的高中生自我妨礙水平低，反之，低自尊水平的高中生更傾向于使用自我妨礙行為，這說明他們對自己的認識不夠，對自己缺乏自信。表5表明的結果表明，自我妨礙的高分組與低分組存在顯著性差異（p<0.05），具體表現(xiàn)在自我妨礙的高分組的成績比自我妨礙低分組的成績低，說明自我妨礙水平越高，學業(yè)成績越低。表5表明高中生學業(yè)成績與自尊水平平均值為 530.84，標準差為 110.039，表明高中生學業(yè)成績與自尊水平存在顯著性差異。

綜上所述，高中生自我妨礙水平的高低與自尊、學業(yè)成績有顯著性的差異。因為自尊高的學生可以認清自我的價值，可以很好地知道自己的優(yōu)缺點及自己的能力，所以他們在面對學習的時候會努力學習，積極發(fā)揮自己的聰明才智，也因為這樣才不會使用自我妨礙的行為，最終取得好的成績。反之，在面對失敗或者威脅的時候，學生的自尊水平也會低，使用自我妨礙策略的次數(shù)也多。

（三）高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的相關與中介變量的分析

1.高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的相關分析

結果表明，自我妨礙與自尊、學業(yè)成績之間存在顯著的相關關系。其中學習成績與自我妨礙水平成負相關，相關系數(shù)為-0.405；學習成績與自尊成正相關，相關系數(shù)為 0.295；自我妨礙行為與自尊水平成負相關，即自我妨礙行為越高，自尊水平得分越低，相關系數(shù)是-0.487。說明三者之間的相關性還是很高的。

2.高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的關系的回歸分析

由結果分析可知，自尊對自我妨礙有顯著的正向預測作用，對自我妨礙的解釋量為 23.7%；學業(yè)成績對自我妨礙有顯著的預測作用，對自我妨礙的解釋量為 16.4%；學業(yè)成績對自尊有顯著的預測作用，對自我妨礙的解釋量為 8.7%。

3.自尊在自我妨礙與學業(yè)成績之間的中介作用

由路徑分析可知，把自我妨礙為因變量，進行回歸分析，學業(yè)成績的 Beta為-0.405，結果很明顯。在表 7和表 8，自我妨礙為因變量，自尊與學業(yè)成績?yōu)樽宰兞繒r，學業(yè)成績的 Beta為-0.286，結果也更顯著。學業(yè)成績的 Beta 由-0.405下降到-0.286，說明自尊在自我妨礙與學業(yè)成績之間起中介的作用，也說明高中生的學業(yè)成績與自我妨礙行為、自尊存在很大的關聯(lián)作用。原因在于自尊水平高的學生，會努力學習，會正確對待自己面臨的失敗或者威脅，所以他們基本不會采取自我妨礙的行為，由于他們自己努力，獲得好的成績。

對高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績進行偏相關分析，結果顯示高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的偏相關分析有顯著性，進一步說明自尊在自我妨礙與學業(yè)成績中起中介的作用。

六、結論

本研究主要是探討高中生自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的關系，得出以下主要結論：

1.高中生自我妨礙行為在是否獨生與性別上有顯著差異。

2.高中生自我妨礙在年級、學科類別、生源地與是否擔任班干部上有沒有顯著性差異。

3.高中生自我妨礙與自尊的高低成負相關，與學業(yè)成績的高低也成負相關；自尊與學業(yè)成績的高低成正相關。

4.不同自我妨礙水平與學業(yè)成績、自尊存在顯著性差異，學業(yè)成績與自尊存在顯著性差異。

5.自尊在自我妨礙、學業(yè)成績之間起中介的作用。

七、研究不足與建議

（一）研究的不足

本研究只是對高中生自我妨礙、自尊與學業(yè)成績三者進行初步的探討，還存在很多的不足，很多問題需要進一步研究。

1.在研究對象上，本研究只選取了某一高中做被試，樣本的取樣不夠廣泛，被試代表性不高，所以在以后的研究中要選取多點，找更多的學校和更多的高中生做被試。

2.在研究方法上過于單一，只采用了問卷調查法進行學生自我妨礙行為的測試，方法上缺乏了靈活性與針對性。在今后的研究中會嘗試更多的研究方法相結合，比如訪談法與情景測試法等。

3.在研究內容上也存在很多的不足，本研究只選擇了自尊與學業(yè)成績作為變量進行研究，其實影響自我妨礙的因素還是有很多的。另外對于自我妨礙與自尊、學業(yè)成績的關系也沒有深入地探討與分析，在今后的研究有待完善。

（二）建議

針對本研究的結果，給父母、教育工作者以及高中生提幾點建議：

1.作為父母應該給孩子創(chuàng)造一個寬松、自由、充滿愛和關懷的環(huán)境。父母要正確引導孩子去認識自我的價值，幫助孩子建立穩(wěn)定適中的自尊，合理安排自己的學習目標，及時調整策略，減少學業(yè)自我妨礙，建立合適的自尊。這樣做有助于孩子的健康成長。

2.對學校來說，應該配備心理健康老師，并安排心理健康課。老師應根據(jù)學生的心理發(fā)展狀況開展心理健康活動，把心理健康知識和學科相結合。就建立穩(wěn)定適中的自尊來說，老師要積極引導學生正確認識自己的價值，正確看待自己的能力。就學業(yè)自我妨礙來說，老師要引導學生正確看待學習（下轉第76頁）（上接第68頁）以及生活中的得失和困難，使學生面對自己的失敗與困難時可以找到合適的應對方式，從而減少自我妨礙的行為發(fā)生。

3.就學生個人而言，首先要學會正確認識自我，客觀地去評價自己，并坦然地接受自己的優(yōu)缺點，積極地發(fā)揚優(yōu)點、改正缺點；其次，結合自己的優(yōu)缺點，設立在自己能力范圍內的目標，努力實現(xiàn)自己的目標；第三，能夠對自己的失敗與成功總結出歸因，并且不斷地進行自我激勵；第四，要樹立正確的人生觀、價值觀和世界觀，遇到困難和挫折會采用適當?shù)膽B(tài)度與行為去解決問題；第五，學會控制與調節(jié)自己的情緒。

【參考文獻】

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[5]王志慶.具有留守經(jīng)歷大學生自我妨礙與應對方式關系研究[D].贛州：贛南師范學院，2012

【作者簡介】陳小華（1966- ），女，廣西昭平縣人，1990年華中師范大學教育系教育管理專業(yè)本科畢業(yè)，賀州學院副教授，主要研究方向為教育心理學；廖意蘭（1989- ），女，廣西蒼梧縣人，賀州學院應用心理學專業(yè)在校大學生。

（責編 盧建龍）