田艷輝?魏婷

〔摘要〕為考察中學(xué)生一般自我效能感、未來時間洞察力和學(xué)業(yè)拖延間的關(guān)系，采用一般自我效能感量表、未來時間洞察力量表和學(xué)業(yè)拖延量表對350名中學(xué)生進行調(diào)查。相關(guān)分析的結(jié)果顯示，一般自我效能感與未來時間洞察力顯著正相關(guān)，與學(xué)業(yè)拖延顯著負相關(guān)，未來時間洞察力與學(xué)業(yè)拖延顯著負相關(guān)，層次回歸分析的結(jié)果表明，中學(xué)生一般自我效能感能夠顯著負向預(yù)測學(xué)業(yè)拖延，未來時間洞察力在一般自我效能感和學(xué)業(yè)拖延間的關(guān)系中起完全中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的81.7%。

〔關(guān)鍵詞〕中學(xué)生;自我效能感;未來時間洞察力;學(xué)業(yè)拖延

〔中圖分類號〕G44 〔文獻標(biāo)識碼〕A 〔文章編號〕1671-2684（2020）07-0029-05

一、引言

在中學(xué)生諸多問題行為的研究中，學(xué)業(yè)拖延越來越引起整個社會和教育界的重視，成為研究的熱點和焦點問題。有研究表明，大約有60%的中學(xué)生認為自己的學(xué)習(xí)效率不高，存在不同程度的學(xué)業(yè)拖延行為[1]。學(xué)業(yè)拖延指的是因個體遲遲不著手一項最終必須完成的任務(wù)而經(jīng)歷到的情緒不適[2]，學(xué)業(yè)拖延的發(fā)生會對個體產(chǎn)生較為嚴(yán)重的負性影響，不僅影響其學(xué)業(yè)水平[3]，而且會對其情緒產(chǎn)生影響，更容易出現(xiàn)焦慮、孤獨等負性情緒[4-5]。在不良行為方面，學(xué)業(yè)拖延與學(xué)習(xí)倦怠、手機成癮也呈顯著正相關(guān)[6-7]。然而，通過對以往文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，對于學(xué)業(yè)拖延的研究以大學(xué)生群體為主，而較少關(guān)注中學(xué)生群體，中學(xué)作為個體身心發(fā)展逐步成熟的重要階段，既面臨著青春期身心的快速發(fā)展，又需要應(yīng)對繁重的學(xué)業(yè)壓力。同時，由于心理發(fā)展尚不成熟，極易受到外部環(huán)境的影響而產(chǎn)生學(xué)業(yè)拖延行為，屬于學(xué)業(yè)拖延的高危群體。因此，對中學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延行為進行研究，探究其拖延行為的影響因素及其作用機制，發(fā)掘該過程中的保護性因素，對于降低中學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延水平，提高學(xué)校適應(yīng)性，具有重要的理論意義和實踐價值。

在眾多影響拖延行為的因素中，自我效能感的重要性不言而喻。自我效能感是指個體對自己是否有能力完成某種特定任務(wù)的主觀判斷，是自信心在具體任務(wù)中的具體體現(xiàn)[8]。有關(guān)拖延行為的研究表明，產(chǎn)生拖延行為的一種可能性解釋是害怕失敗，由于懼怕失敗帶來的低自我評價，個體傾向于選擇拖延的方式來維護現(xiàn)有的自尊水平，而對于自我效能感較高的個體來說，他們相信自己的能力完全能夠應(yīng)對當(dāng)前發(fā)生的事件，因此，在現(xiàn)實生活中表現(xiàn)出較少的拖延行為，以往研究也證實了這一觀點[9]。因此，可以預(yù)測，自我效能感對學(xué)業(yè)拖延具有顯著的負向預(yù)測作用。然而，自我效能感對拖延行為的影響可能并非直接作用，而是通過特定的“黑箱”間接作用于學(xué)業(yè)拖延。未來時間洞察力指的是個體對未來社會發(fā)展尤其是自我發(fā)展可能性的認知、情感和傾向，是個體指向未來的人格特點，是時間洞察力的重要組成部分[10]。未來時間洞察力有助于青少年快速適應(yīng)社會和發(fā)展的任務(wù)，幫助其根據(jù)預(yù)期評價未來，確定目標(biāo)，制定計劃，并付諸行動。對于自我效能感高的個體來說，他們更傾向于認為自己的未來是美好的，認為自己有能力建設(shè)美好的明天，預(yù)想的未來事件也更多些，為自己設(shè)定更多、更高的目標(biāo)，未來時間洞察力也更高，覃開意[11]等的研究也證實了這一觀點。與此同時，未來時間洞察力對拖延行為也具有一定的負向預(yù)測作用，未來時間洞察力高的個體更加關(guān)注行為活動所帶來的未來結(jié)果，能夠看到當(dāng)前行為與未來之間的聯(lián)系，更容易意識到學(xué)習(xí)是與自我成長密切相關(guān)的事情[12]，在學(xué)習(xí)過程中表現(xiàn)出更強的堅韌性，進而表現(xiàn)出更少的學(xué)業(yè)拖延行為。

基于以上分析，本研究認為，中學(xué)生自我效能感能夠顯著負向預(yù)測其學(xué)業(yè)拖延行為，未來時間洞察力在中學(xué)生自我效能感和拖延行為間起中介作用。

二、研究方法

（一）研究對象

采用方便取樣的方法，從河南省的平頂山市、開封市和信陽市的6所中學(xué)抽取350名學(xué)生作為研究對象，共發(fā)放調(diào)查問卷350份，回收調(diào)查問卷335份，剔除無效問卷，最終得到有效調(diào)查問卷305份，有效回收率為87.1%。調(diào)查對象的人口學(xué)變量分布如下：男生178人，占總?cè)藬?shù)的58.4%，女生127人，占41.6%;初中生169人，占55.4%，高中生136人，占44.6%;農(nóng)村戶口86人，占28.2%，城鎮(zhèn)戶口219人，占71.8%;年齡介于11～20歲之間，均值為15.29歲，標(biāo)準(zhǔn)差為1.82。

（二）研究工具

1.一般自我效能感問卷

采用由Schwarzer編制、王才康[13]等修訂的自我效能感問卷，共包括10個題項，單一維度，采用Likert-4點計分，1～4分別代表“完全不符合-完全符合”，得分越高表示自我效能感越強。該量表也是測量個體自我效能感時最常用的量表，本研究中其Cronbachs α系數(shù)為0.854。

2.未來時間洞察力量表

選用宋其爭[10]編制的大學(xué)生未來時間洞察力量表，根據(jù)研究對象的特點，在施測時對問卷的題項描述做適當(dāng)?shù)男薷?。該量表共包?0個題項，歸屬于“行為承諾”“未來時間效能”“長遠目標(biāo)定向”“目的意識”和“未來想象”五個分量表，前期預(yù)測過程中發(fā)現(xiàn)，該量表中的第二個題項因子載荷過低，在訪談過程中也發(fā)現(xiàn)部分學(xué)生對該題項的理解存在偏差，于是，在正式施測時該題項刪除，最終形成了包含19個題項的正式量表。采用Likert-4點計分，分值越高，未來時間洞察力越高。本研究中，五個分量表的Cronbachs α系數(shù)介于0.695～0.746之間，總量表的Cronbachs α系數(shù)為0.878。

3.學(xué)業(yè)拖延量表

由Aitken編制、劉明珠[14]等修訂的中文版學(xué)業(yè)拖延量表，共包括13個題項，包含“任務(wù)厭惡”和“失敗恐懼”兩個維度，采用Likert-5點計分，1～5分別表示“完全不符合-完全符合”，得分越高表示學(xué)業(yè)拖延行為越強。本研究中兩個維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.763和0.696，總量表的Cronbachs α系數(shù)為0.847。

（三）數(shù)據(jù)處理與分析

先對收集到的數(shù)據(jù)進行有效性判斷和錄入，用驗證性因素分析的方法對各個變量進行區(qū)分效度檢驗，使用的統(tǒng)計軟件為Lisrel8.70。用SPSS19.0進行變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，之后，用層次回歸分析的方法對各變量之間的關(guān)系進行驗證。

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗

由于研究中所有數(shù)據(jù)均來自調(diào)查對象自評，不可避免受到同源誤差的影響，因此需要對研究中存在的共同方法偏差進行檢驗。為了盡可能控制這種方法學(xué)效應(yīng)對研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，本研究主要采用程序控制和統(tǒng)計檢驗兩種方法。程序控制方面，在施測之前告知研究對象，調(diào)查采用不記名的方式進行，結(jié)果僅用作學(xué)術(shù)研究之用，不會對個人產(chǎn)生任何不良影響。其次，研究中還采用正向計分題和反向計分題項交叉使用的方式，盡可能避免同源誤差的影響。統(tǒng)計檢驗方面，根據(jù)周浩、龍立榮[15]的建議，將本研究中用到的所有題項進行探索性因素分析，未旋轉(zhuǎn)因子分析的結(jié)果顯示，42個題項共可提取8個特征根大于1的公因子，其中，第一公因子可解釋總方差變異的25.16%，低于40%的臨界值標(biāo)準(zhǔn)，因此，可以認為，本研究中不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

（二）變量間區(qū)分效度檢驗

用驗證性因素分析的方法，對研究變量進行區(qū)分效度檢驗，以確定各個變量的維度構(gòu)成和彼此間的區(qū)別。預(yù)設(shè)模型為三因子模型，即自我效能感、未來時間洞察力和學(xué)業(yè)拖延分別代表不同的構(gòu)念，模型的擬合指數(shù)如表1所示，可知，三因子模型的各項擬合指標(biāo)均優(yōu)于臨界值標(biāo)準(zhǔn)，說明預(yù)設(shè)的三因子模型與數(shù)據(jù)擬合良好。同時，本研究也根據(jù)變量間的邏輯關(guān)系和相關(guān)性構(gòu)建了競爭模型，各競爭模型的擬合指數(shù)部分或者全部不達標(biāo)，說明構(gòu)建的競爭模型不能有效擬合數(shù)據(jù)。由此，證明了本研究所使用的三個變量具有較高的區(qū)分效度，分別代表了不同的構(gòu)念。

（三）研究變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

對研究中使用的三個主變量和人口學(xué)變量進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，以便從總體上了解數(shù)據(jù)分布形態(tài)和變量間的相關(guān)關(guān)系。如表2所示，人口學(xué)變量中，除學(xué)生類別（初中/高中）與年齡（r=0.82，p<0.01）和家庭所在地（r=0.17，p<0.01）顯著正相關(guān)外，其余相關(guān)均不顯著;人口學(xué)與主變量的相關(guān)關(guān)系中，類別與學(xué)業(yè)拖延顯著正相關(guān)（r=0.34，p<0.01），年齡與學(xué)業(yè)拖延顯著正相關(guān)（r=0.35，p<0.01）;主變量間的相關(guān)均達到顯著性水平，其中，自我效能感與未來時間洞察力顯著正相關(guān)（r=0.55，p<0.01），與學(xué)業(yè)拖延顯著負相關(guān)（r=-0.35，p<0.01），未來時間洞察力與學(xué)業(yè)拖延顯著負相關(guān)（r=-0.50，p<0.01）。這些變量間的相關(guān)，為后續(xù)對研究假設(shè)的檢驗提供了依據(jù)。

（四）未來時間洞察力在自我效能感和學(xué)業(yè)拖延間的中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)Kenny和Baron[16]提出的中介效應(yīng)檢驗程序，本研究對未來時間洞察力在自我效能感和學(xué)業(yè)拖延間的中介效應(yīng)進行檢驗，考慮到人口學(xué)變量對其他變量的影響，本研究將涉及到的人口學(xué)變量納入回歸方程，對其進行統(tǒng)計控制。結(jié)果如表3所示，根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗程序，第一步，做學(xué)業(yè)拖延（因變量）對自我效能感（自變量）的回歸，結(jié)果顯示，自我效能感對學(xué)業(yè)拖延的負向預(yù)測作用顯著（=-0.30，p<0.001），如表中M4所示;第二步，做未來時間洞察力（中介變量）對自我效能感（自變量）的回歸，結(jié)果顯示，自我效能感能夠顯著正向預(yù)測未來時間洞察力（=0.57，p<0.001）;最后，同時做學(xué)業(yè)拖延（因變量）對自我效能感（自變量）和未來時間洞察力（中介變量）的回歸，結(jié)果顯示，未來時間洞察力能夠顯著負向預(yù)測學(xué)業(yè)拖延（=-0.43，p<0.001），由此證明，未來時間洞察力在自我效能感和學(xué)業(yè)拖延間的中介作用成立，此時，自我效能感對學(xué)業(yè)拖延的影響不再顯著（=-0.06，p>0.05），也即未來時間洞察力在自我效能感和學(xué)業(yè)拖延間起完全中介作用，中介作用占總效應(yīng)值的0.57*（-0.43）/（-0.30）=81.7%，由此，研究假設(shè)得以驗證。

四、討論分析

（一）中學(xué)生自我效能感對學(xué)業(yè)拖延行為的負向預(yù)測作用

研究結(jié)果表明：中學(xué)生自我效能感能夠顯著負向預(yù)測其拖延行為，也即自我效能感越高的中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延行為越少，此結(jié)果與周永紅[17]等的研究結(jié)果一致。首先，對于自我效能感高的中學(xué)生來說，他們更傾向于相信自己的能力，認為自己完全能夠完成當(dāng)下的學(xué)習(xí)任務(wù)，從而表現(xiàn)出較少的拖延行為;其次，自我效能感高的個體其學(xué)業(yè)表現(xiàn)也更好[18]，在當(dāng)前仍以學(xué)業(yè)表現(xiàn)為主要評價指標(biāo)的教育背景下，良好的學(xué)業(yè)表現(xiàn)更容易得到來自教師、家庭和社會的積極反饋，這種反饋作為外部動機進一步激發(fā)中學(xué)生的學(xué)習(xí)主動性，表現(xiàn)出更少的學(xué)業(yè)拖延行為。

（二）未來時間洞察力在中學(xué)生自我效能感和學(xué)業(yè)拖延間的中介作用

研究結(jié)果進一步表明，中學(xué)生自我效能感對學(xué)業(yè)拖延的影響并不是直接的，而是通過未來時間洞察力的“黑箱”作用對學(xué)業(yè)拖延產(chǎn)生影響，也即未來時間洞察力在自我效能感和學(xué)業(yè)拖延間起中介作用。進一步檢驗得知，該中介作用為完全中介，這也就意味著自我效能感對學(xué)業(yè)拖延的影響是完全通過未來時間洞察力的“橋梁”作用實現(xiàn)的。本研究對發(fā)掘中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的防范性因子及其干預(yù)機制具有重要的意義，未來時間洞察力作為一種穩(wěn)定的時間人格，對個體的認知、情感、意志和行為具有重要的影響，其形成和發(fā)展離不開生活環(huán)境的影響，而自我效能感恰恰為未來時間洞察力的形成提供了一定的環(huán)境基礎(chǔ)。自我效能感高的個體在長期的生活實踐中，積累了大量關(guān)于成功經(jīng)驗的認知，他們會用一種未來視角看待當(dāng)下遇到的困難，并且相信經(jīng)過自己的努力，目標(biāo)一定會實現(xiàn)，即使遇到困難時，也更傾向于用“困難總是暫時的，未來會更好”等觀念來說服自己，由此提升了未來時間洞察力，這與梁群君[19]等的研究結(jié)果一致。就未來時間洞察力對學(xué)業(yè)拖延的影響來說，未來時間洞察力越高，在認知層面上對未來的認識越清晰，在情感層面上越認為自己能夠創(chuàng)造美好的明天，能夠為自己設(shè)定合理的目標(biāo)，在行為層面上也更傾向于對自己設(shè)定的目標(biāo)付諸行動，拖延行為相應(yīng)越少。相反，如果個體對未來缺乏信心，感到未來很迷茫，沒有希望，那么，就會認為當(dāng)前所做的事是沒有意義的，也會對學(xué)習(xí)任務(wù)產(chǎn)生懈怠情緒，消極被動地完成某些任務(wù)，更容易產(chǎn)生學(xué)業(yè)拖延行為。由此，自我效能感通過影響未來時間洞察力進而對學(xué)業(yè)拖延行為產(chǎn)生影響。

（三）研究結(jié)論對學(xué)校教育及管理的啟示

學(xué)業(yè)拖延一直是學(xué)術(shù)界和教育界極力想根除的學(xué)生問題行為之一，本研究對解決這一問題提供了一定的借鑒。研究結(jié)果證實，自我效能感對學(xué)業(yè)拖延具有顯著的負向預(yù)測作用。對于學(xué)校、社會和家庭來講，要充分尊重中學(xué)生，認同其自身的存在價值，根據(jù)學(xué)生的實際能力，創(chuàng)設(shè)一定的情境，設(shè)置難度適當(dāng)?shù)娜蝿?wù)，使其在完成任務(wù)的過程中體驗到成功帶來的快樂;同時，在面對失敗時，也要善于引導(dǎo)其做出正確的歸因，避免因歸因不當(dāng)對自我效能感帶來的負面影響。其次，研究還發(fā)現(xiàn)，未來時間洞察力在自我效能感和學(xué)業(yè)拖延行為間具有中介作用，這也啟示我們，除了提高中學(xué)生的自我效能感外，培養(yǎng)學(xué)生正確的未來視角對降低學(xué)業(yè)拖延行為也具有重要的意義，要引導(dǎo)學(xué)生正確面對眼前的困難和挫折，用未來美好的愿景激勵學(xué)生的當(dāng)前行為，進而達到降低學(xué)業(yè)拖延的目的。

參考文獻

[1]李淑文.中學(xué)生學(xué)習(xí)效率現(xiàn)狀及相關(guān)因素的分析[J].天津市教科院學(xué)報，2005（1）：54-56.

[2]Lay，C. H.，Schouwenburg H C . Trait procrastina-tion，time management，and academic behavior[J]. Journal of social behavior and personality，1993，8（4）：647-647.

[3]馬雪玉.父母教養(yǎng)方式和學(xué)業(yè)拖延對小學(xué)生學(xué)業(yè)水平影響的路徑分析[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2015，36（12）：1896-1899.

[4]單泓博，張璐瑤，衛(wèi)敏，等.大學(xué)生自我控制在拖延與焦慮關(guān)系間的中介效應(yīng)[J].中國心理衛(wèi)生雜志，2016，30（8）：624-628.

[5]鄧雪薇，余曉越.大學(xué)生完美主義與學(xué)業(yè)拖延孤獨感的中介作用[J].校園心理，2019，17（5）：398-400.

[6]陳新忠，盧瑤.大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延與網(wǎng)絡(luò)成癮關(guān)系的實證研究——以華中農(nóng)業(yè)大學(xué)為例[J].徐州工程學(xué)院學(xué)報（社會科學(xué)版），2016，31（4）：98-102.

[7]周貝貝. 五年制師范高專生心理靈活性、學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系研究[D].揚州：揚州大學(xué)，2019.

[8]Bandura A. Self-efficacy：toward a unifying theory of behavioral change.[J]. Psychological Review，1977，84（2）：191-198.

[9]周永紅，呂催芳，楊于岑.時間管理傾向與學(xué)習(xí)拖延：自我效能感的中介作用分析[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2014，22（3）：533-536.

[10]宋其爭. 大學(xué)生未來時間洞察力的理論和實證研究[D].重慶：西南師范大學(xué)，2004.

[11]覃開意. 大學(xué)生未來時間洞察力與學(xué)業(yè)自我效能、成就目標(biāo)及學(xué)習(xí)策略的關(guān)系[D].長沙：湖南師范大學(xué)，2006.

[12]夏曉娟. 大學(xué)生時間洞察力、自我決定動機與學(xué)業(yè)拖沓的關(guān)系研究[D].北京：首都師范大學(xué)，2009.

[13]王才康，胡中鋒，劉勇. 一般自我效能感量表的信度和效度研究[J]. 應(yīng)用心理學(xué)，2001（1）：37-40.

[14]劉明珠，陸桂芝. Aitken拖延問卷在中學(xué)生中的信效度[J]. 中國心理衛(wèi)生雜志，2011，25（5）：380-384.

[15]周浩，龍立榮.共同方法偏差的統(tǒng)計檢驗與控制方法[J].心理科學(xué)進展，2004（6）：942-950.

[16]Baron R M，Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research：conceptual，strategic，and statistical considerations.[J]. Journal of personality and social psychology，1986，51（6）：1173-1182

[17]周永紅，呂催芳，楊于岑.時間管理傾向與學(xué)習(xí)拖延：自我效能感的中介作用分析[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2014，22（3）：533-536.

[18]王偉，雷靂，王興超.大學(xué)生主動性人格對學(xué)業(yè)成績的影響：學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)適應(yīng)的中介作用[J].心理發(fā)展與教育，2016，32（5）：579-586.

[19]梁群君，武碧云，林妙蓮，等.畢業(yè)生未來時間洞察力對主觀幸福感的影響：社會支持和職業(yè)決策自我效能感的多重中介效應(yīng)[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2017，25（6）：1147-1151.

（作者單位：國防科技大學(xué)信息通信學(xué)院，西安，710106）

編輯/劉永勝 終校/劉 芳