柯丹露，謝威士

（1.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 心理健康教育中心，安徽 合肥 230036；2.合肥師范學(xué)院 教師教育學(xué)院，安徽 合肥 23006l）

0 引言

拖延行為是“推遲既定任務(wù)的非理性傾向”[1].國外有學(xué)者認(rèn)為拖延行為是推遲開始或完成必須要完成的任務(wù)時對心理或情緒等造成的負(fù)面影響行為[2]，李曉東[3]認(rèn)為“拖延”具有以下4個特點：自愿（主動自愿和被動自愿）、回避（時間是回避義務(wù)的一種工具）、非理性（對未來抱有僥幸心理）、情緒困擾（不良后果引起的糟糕情緒體驗）.

國內(nèi)外針對拖延行為的多項研究表明，大學(xué)生的拖延行為與其應(yīng)對方式和自尊都存在著十分密切的聯(lián)系.劉瑞[4]的研究表明研究生群體的拖延行為與其應(yīng)對方式之間的相關(guān)性比較顯著，不同的應(yīng)對策略（積極、消極）對研究生這一群體的拖延行為具有預(yù)測性.韓貴寧[5]運用“應(yīng)對方式問卷（CSQ）”進行的研究表明，大學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延與自責(zé)、退避、合理化、幻想等4個因子（應(yīng)對方式）之間皆呈顯著正相關(guān)，而與解決問題因子（應(yīng)對方式）之間則呈顯著負(fù)相關(guān).Di Fabio、文獻[6-8]的研究也表明，個體的自尊與其拖延行為存在著顯著的負(fù)相關(guān)，文獻[9-11]的研究結(jié)果為我們研究大學(xué)生應(yīng)對方式和拖延行為之間的中介變量提供了理論支撐.

綜上所述，本研究旨在從大學(xué)生應(yīng)對問題的方式、自尊水平等方面入手，對其拖延行為展開研究，并通過建立回歸模型等方法來驗證大學(xué)生的自尊在應(yīng)對方式、拖延行為二者之間是否存在統(tǒng)計學(xué)中的中介效應(yīng).

1 研究方法

1.1 被試

以整班抽取的方式，隨機選取南京某高校480名在校大學(xué)生為被試群體，回收466份問卷，回收率為97%.剔除13份無效問卷后，共得到453份有效問卷，有效率97%.其中男生148人，女生305人；文科生261人，理科生192人.

1.2 研究工具

1.2.1 Aitken 拖延問卷（API）

該問卷是Aitken評估大學(xué)生的長期拖延行為而編制的自評量表[12]，共19個條目，使用5點記分法，其中共9個反向記分條目.陳小莉等[13]的研究結(jié)果表明，該問卷具有良好的信效度，可以在大學(xué)生群體中進行施測.全量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.765.

1.2.2 簡易應(yīng)對方式量表（SCSQ）

該量表由汪向東等[14]整合國內(nèi)外相關(guān)問卷在中國文化背景下編制而成，本量表共20個條目，分積極應(yīng)對（前12題）、消極應(yīng)對（后8題）兩個維度.本次施測后得出兩個分量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)分別為0.744（積極應(yīng)對）和0.722（消極應(yīng)對），全量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.735.

1.2.3 自尊量表（SES）

Rosenberg編制的自尊量表共有10個條目，得分越高，說明自尊水平越高，反之亦然[14].該量表具有良好的信效度.本次施測后得出的內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.732.

1.3 統(tǒng)計方法

使用SPSS 22.0對所得數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析處理.本研究使用平衡條目順序、匿名測驗等方式對自評問卷的共同方法偏差進行控制，數(shù)據(jù)采集并未存在嚴(yán)重的偏差，可以進行進一步的分析處理.

2 研究結(jié)果

2.1 大學(xué)生的自尊、應(yīng)對方式（積極、消極）和拖延行為的描述性統(tǒng)計

表1為大學(xué)生自尊、應(yīng)對方式和拖延行為在性別、專業(yè)上的差異，可以看出，男、女大學(xué)生在自尊水平、消極應(yīng)對兩個維度上的得分均不存在顯著差異（P＞0.05）；他們在積極應(yīng)對和拖延上的得分都存在著顯著差異，其中，女生在積極應(yīng)對上的得分明顯高于男生（P＜0.05），女生在拖延行為上的得分明顯低于男生（P＜0.05）.文、理科大學(xué)生在消極應(yīng)對、拖延行為兩個維度上的得分均不存在顯著差異（P＞0.05）；他們在自尊水平、積極應(yīng)對上的得分都存在著顯著差異，其中，理科生的自尊水平明顯高于文科生（P＜0.05），而理科生的積極應(yīng)對得分明顯低于文科生（P＜0.01）.

表1 自尊、應(yīng)對方式和拖延行為在性別、專業(yè)上的差異（±s）

表1 自尊、應(yīng)對方式和拖延行為在性別、專業(yè)上的差異（±s）

注：*** 表示 P＜0.001，** 表示 P＜0.01，* 表示 P＜0.05，下同.

因子 自尊 積極應(yīng)對 消極應(yīng)對 拖延行為男女t 20.98±3.54 1.88±0.45 1.25±0.59 2.55±0.50 21.44±3.89 1.97±0.43 1.19±0.50 2.45±0.50 1.246 2.036* -1.134 -1.977*文科生 20.97±3.53 1.99±0.45 1.23±0.54 2.49±0.51理科生 21.71±3.79 1.87±0.41 1.19±0.51 2.47±0.48 t -2.137* 2.846** 0.713 0.336

2.2 大學(xué)生的自尊、應(yīng)對方式（積極、消極）和拖延行為間的相關(guān)

大學(xué)生自尊、應(yīng)對方式（積極、消極）和拖延行為的相關(guān)分析結(jié)果顯示，各個變量間的相關(guān)性水平均顯著，結(jié)果見表2.大學(xué)生的自尊水平與積極應(yīng)對間存在顯著的正相關(guān)，而與消極應(yīng)對、拖延行為二者之間皆呈顯著的負(fù)相關(guān)，積極、消極的應(yīng)對策略分別與拖延行為呈顯著的負(fù)相關(guān)和正相關(guān).

表2 自尊、應(yīng)對方式和拖延行為的相關(guān)矩陣

2.3 應(yīng)對方式（積極、消極）、自尊對拖延行為影響的多元回歸分析

使用分層回歸分析法對應(yīng)對方式（積極、消極）、自尊、拖延行為進行分析，其中，以應(yīng)對方式（積極、消極）為自變量，拖延行為為因變量，自尊為中介變量，來建立三者之間影響的回歸模型.模型的第一層放入應(yīng)對方式（積極、消極），以期探索不同的應(yīng)對策略對拖延行為的貢獻，模型的第二層放入自尊，以期研究積極、消極的應(yīng)對方式、自尊對拖延行為的共同預(yù)測作用.

表3為大學(xué)生自尊、積極、消極應(yīng)對方式對拖延行為的回歸分析，可以看出，以應(yīng)對方式預(yù)測拖延行為的回歸模型極其顯著[模型第一層，F(xiàn)（2，453）=24.332，P＜0.001]，積極的應(yīng)對方式可以顯著地負(fù)向預(yù)測大學(xué)生的拖延行為，反之亦然.以積極、消極應(yīng)對方式和自尊共同預(yù)測大學(xué)生的拖延行為的回歸模型極其顯著[模型第二層，F(xiàn)（3，453）=24.271，P＜0.001]，在控制了應(yīng)對方式的前提下，大學(xué)生的自尊水平可以顯著地負(fù)向預(yù)測其自身的拖延行為，其增值貢獻為4.0%.

表3 自尊、積極、消極應(yīng)對方式對拖延行為的回歸分析

2.4 自尊的中介效應(yīng)分析

根據(jù)中介效應(yīng)分析的逐步法，如果自尊（中介變量）在應(yīng)對方式（自變量）對拖延行為（因變量）的預(yù)測中起到中介的作用，需要同時滿足以下3個條件：1）積極、消極的應(yīng)對方式顯著影響個體的拖延行為，回歸系數(shù)t檢驗需顯著；2）積極、消極的應(yīng)對方式能較為顯著地預(yù)測自尊（中介變量）；3）積極、消極的應(yīng)對方式與個體自尊可以共同預(yù)測拖延行為，尤其控制了應(yīng)對方式對拖延行為的影響后，自尊依然顯著預(yù)測拖延行為[15].對于中介效應(yīng)的具體性質(zhì)，如果加入自尊（中介變量）后，大學(xué)生的積極、消極應(yīng)對方式對其自身的拖延行為的影響不顯著，則自尊起著完全中介效應(yīng)；如果加入中介變量自尊后，大學(xué)生的積極、消極應(yīng)對方式對拖延行為的影響顯著，則自尊起著部分中介效應(yīng)[16].

為檢驗自尊的中介效應(yīng)，本研究試圖建立以下3個回歸模型：1）模型1，大學(xué)生積極、消極的應(yīng)對方式（自變量）對拖延行為（因變量）的預(yù)測效用，見表3；2）模型2，應(yīng)對方式（自變量）對自尊（中介變量）的預(yù)測作用，見表4；3）模型3，不同的應(yīng)對方式（自變量）與自尊（中介變量）對拖延行為（因變量）的預(yù)測效用，研究自尊（中介變量）的預(yù)測效力，見表3.

根據(jù)溫忠麟等[16]于2004年提出的檢驗中介效應(yīng)的程序，可以檢驗部分中介效應(yīng)和完全中介效應(yīng)，本研究將依次進行檢驗，看其是否滿足上述中介效應(yīng)的3個條件.

1）大學(xué)生積極、消極的應(yīng)對方式（自變量）可以顯著影響其拖延行為（因變量），見表3.數(shù)據(jù)顯示，積極應(yīng)對的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)β=-0.244（P＜0.001），消極應(yīng)對的β=0.227（P＜0.001），即積極的應(yīng)對可以顯著地負(fù)向預(yù)測其自身的拖延，而消極應(yīng)對則相反，滿足條件1.

2）大學(xué)生積極、消極的應(yīng)對方式（自變量）可以顯著預(yù)測其自尊水平（中介變量），見表4，積極應(yīng)對方式的 β=0.395（P＜0.001），消極應(yīng)對方式的 β=-0.138（P＜0.01），即積極的應(yīng)對方式可以顯著地正向預(yù)測大學(xué)生的自尊水平，而消極的應(yīng)對方式則剛好相反，滿足條件2.

3）當(dāng)控制應(yīng)對方式對拖延行為的影響后，自尊依然顯著影響拖延行為（表3），其對拖延行為的預(yù)測的增值貢獻為4.0%.加入中介變量（自尊）β=-0.224（P＜0.001）后，積極應(yīng)對負(fù)向預(yù)測其自身拖延的β絕對值由0.245降至0.196，消極的應(yīng)對正向預(yù)測拖延的β由0.227降至0.156，但即使標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)降低了，影響依然是顯著的（P＜0.001），滿足條件3，見圖1和圖2.

根據(jù)上述的檢驗結(jié)果可以看出，大學(xué)生的自尊水平在應(yīng)對方式對拖延行為預(yù)測的過程中的中介效應(yīng)顯著.

3 討論

3.1 大學(xué)生的自尊、應(yīng)對方式與拖延行為的關(guān)系

大學(xué)生的自尊水平與其拖延之間呈顯著的負(fù)相關(guān)，這與文獻[7，8]的研究結(jié)果是一致的.這說明自尊水平較低的大學(xué)生傾向于從消極方面看待自己，對自我的評價較低，容易產(chǎn)生焦慮、無助、抑郁等負(fù)性情緒，故低自尊個體面對任務(wù)和挑戰(zhàn)時會表現(xiàn)出消極的心態(tài)，自我效能感就會降低，從事任務(wù)時會分心，繼而表現(xiàn)為拖延行為這種方式來應(yīng)對日常生活中的各種任務(wù).而自尊水平較高的大學(xué)生往往在面臨挑戰(zhàn)時會表現(xiàn)出更強的自我效能感，故而較少出現(xiàn)拖延行為.大學(xué)生的自尊水平對拖延行為是具有一定預(yù)測作用的.

表4 應(yīng)對方式（積極、消極）對自尊的回歸分析

圖1 以積極和消極應(yīng)對方式預(yù)測拖延行為的路徑圖

圖2 以積極和消極應(yīng)對方式及自尊預(yù)測拖延行為的路徑圖

研究還發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的積極應(yīng)對方式和消極應(yīng)對方式分別與拖延行為呈顯著負(fù)相關(guān)和正相關(guān)，這一結(jié)果與劉瑞[4]的研究結(jié)果一致.大學(xué)生之所以采用拖延行為，是因為當(dāng)任務(wù)和挑戰(zhàn)出現(xiàn)時，他們習(xí)得性地用消極應(yīng)對方式去面對，而不是主動尋求積極的應(yīng)對方式，久而久之就會養(yǎng)成拖延的行為方式.故建議大學(xué)生在面臨任務(wù)時，應(yīng)該尋求積極的應(yīng)對方式，如調(diào)整心態(tài)、積極面對、刻苦努力、敢于挑戰(zhàn)等，盡量避免消極的應(yīng)對方式，如回避問題、抵觸情緒、推卸責(zé)任、瞻前怕后等.大學(xué)生的積極應(yīng)對可以負(fù)向預(yù)測其自身的拖延，而消極應(yīng)對則剛好相反.

從上述結(jié)果中還可看出，自尊與積極、消極應(yīng)對分別存在顯著的正相關(guān)和負(fù)相關(guān)，這一結(jié)果與高志奎[11]的研究結(jié)果一致.大學(xué)生在遇到問題時的應(yīng)對方式是受其自尊水平高低影響的.自尊水平較高的大學(xué)生更能夠接納自己，更少苛責(zé)自己，當(dāng)遇到壓力時會傾向于采用積極的應(yīng)對策略；而自尊水平較低的大學(xué)生對待任務(wù)和壓力時的態(tài)度往往是消極的，當(dāng)他們在面對較難的任務(wù)時傾向于采取謹(jǐn)慎或保守的方式，甚至在遇到困難時會否定自己，繼而采取較為消極的應(yīng)對策略.

3.2 大學(xué)生的自尊在應(yīng)對方式（積極、消極）與拖延行為間的中介作用

研究表明，大學(xué)生的積極、消極應(yīng)對方式可以對其自身的拖延行為產(chǎn)生直接的影響，也可以通過自尊的中介變量作用產(chǎn)生間接影響.具體來說，就是大學(xué)生在面臨挑戰(zhàn)時，如果使用積極的應(yīng)對方式，其對自尊產(chǎn)生的積極影響會間接地減少自身的拖延行為；如果使用消極的應(yīng)對方式，其對自尊產(chǎn)生的消極影響會間接地增加自身的拖延行為.這一研究發(fā)現(xiàn)填補了國內(nèi)外關(guān)于自尊、應(yīng)對方式和拖延行為的空白，特別是通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析和處理得出了大學(xué)生的自尊水平在其應(yīng)對方式（積極、消極）和拖延行為三者關(guān)系中的中介效應(yīng)，有助于深入了解不同的應(yīng)對方式是如何通過自尊進而影響個體拖延行為的心理機制問題.

從應(yīng)對方式對拖延行為的影響來看，個體遇到任務(wù)和挑戰(zhàn)時采用積極的應(yīng)對方式，其做事情就會采取制定計劃、積極尋找途徑和方法、尋求幫助、改變價值觀念體系等方式，能夠借助一系列的自我調(diào)節(jié)策略和個體努力，增強個體解決問題和挑戰(zhàn)的能力，對自我的正面反饋又會提高自我效能水平，較少出現(xiàn)拖延.

與積極應(yīng)對方式相比，消極的應(yīng)對方式是以個體對待任務(wù)和挑戰(zhàn)時采取不合理解決方式為特征，如壓抑、幻想、抱怨、回避、發(fā)泄等.傾向于采用消極應(yīng)對來面臨挑戰(zhàn)的大學(xué)生，可能會對自我解決問題的能力產(chǎn)生懷疑，還可能相信如果處理問題和任務(wù)的結(jié)果失敗就意味著否定或貶低了自己的解決問題的能力，這正是低自尊者的特點.采用消極應(yīng)對方式的個體傾向于表現(xiàn)低的自尊水平，而低的自尊水平與拖延行為緊密相關(guān)[7].國外有研究[17]發(fā)現(xiàn)，低自尊個體在面臨新的學(xué)習(xí)任務(wù)和挑戰(zhàn)時，傾向于采用拖延的方式加以應(yīng)對.

4 結(jié)論

大學(xué)生的應(yīng)對方式（積極、消極）、自尊與拖延行為兩兩間存在顯著的相關(guān).積極應(yīng)對、自尊水平與拖延間存在顯著的負(fù)相關(guān)，消極應(yīng)對則剛好相反.大學(xué)生的積極應(yīng)對與自尊水平可以顯著地負(fù)向預(yù)測其自身的拖延，而消極應(yīng)對則剛好相反；同時，積極應(yīng)對可顯著地正向預(yù)測個體的自尊水平，而消極應(yīng)對則顯著負(fù)向預(yù)測自尊.大學(xué)生的自尊水平在其應(yīng)對方式（積極、消極）與拖延行為關(guān)系之間存在部分中介效應(yīng).