自我效能感对大学生拖延行为的影响：时间管理倾向的中介作用
李 强 a马利军 b
(广州中医药大学 a.党委办公室 b.心理学系，广东广州 510006)
摘 要： 采用问卷法对307名大学生进行测查， 探索自我效能感和时间管理倾向对大学生拖延行为的影响。结果表明， 一般拖延、自我效能感和时间管理倾向及各因子相关显著。大学生一般拖延在性别和独生与否上存在显著差异， 来自城镇大学生的拖延水平显著高于农村大学生。非独生子女类大学生时间监控观优于独生子女大学生。回归分析表明时间管理倾向各因子在自我效能感对一般拖延的影响上起完全中介作用；自我效能感、时间管理倾向各因子均对一般拖延行为具有良好的预测作用。
关键词： 自我效能感；时间管理倾向；拖延行为；中介作用
一、问题提出
拖延指作业或任务未在规定时间内完成， 它起源于人类偏好短期奖赏的习得性习惯， 是对既定工作和责任的推迟， 或由于自我管理缺乏导致目标延迟满足的行为倾向。研究表明， 70%的大学生存在拖延行为， 远高于普通大众(20%)〔1〕。拖延正成为影响大学生认知和心理健康的重要因素， 它不仅减弱大学生的自我效能感和自我实现的动机， 也导致他们注意力涣散、自我控制下降、组织行为分散、执行力下降、消极、不负责任、成就动机普遍较低〔2〕。同时， 与非拖延者相比， 拖延者的压力水平更高， 报告更多的健康问题， 生活不规律、思维混乱、不负责任〔3〕。对拖延的解释， 存在两种观点。特质论认为， 拖延由一种或几种稳定的人格特质引起， 具有跨时间和情境的一致性。拖延与完美主义、低责任心、高神经质、低自尊、低自我效能感、低挫折耐受性等因素有关〔4〕。高完美主义倾向的个体表现出更多的拖延行为， 拖延者也倾向于外归因， 常常将行为结果归因于运气、机会、命运等〔5〕。情境论则强调拖延可能是由不稳定的环境因素导致， 即拖延的原因是害怕失败和任务厌恶。潘发达、 黄钰和王柳生的研究表明， 影响学生拖延行为的三个因素是：决策困难、懒散和害怕失败〔6〕。
时间管理倾向指个体对时间的态度、计划和利用等的认知特点， 分为时间价值感、时间监控观和时间效能感。从时间管理的角度看， 拖延是将所需完成的任务无理性地延迟。因此， 时间管理倾向对拖延水平具有良好的预测作用， 不良时间管理引发学生的拖延行为〔7〕。另一方面， 高自我效能感的学生能及时地完成任务， 拖延倾向小， 而低自我效能感的学生则表现出更多的拖延行为， 自我效能感与拖延呈显著的负相关〔8〕。同时， 时间管理倾向及三个因子与自我效能感显著正相关。自我效能感不仅直接影响时间管理倾向， 还通过自尊间接影响时间管理倾向〔9〕。
自我效能感、时间管理倾向与一般拖延两两之间均存在着密切的联系， 那么三者之间的关系如何？影响拖延行为的因素众多， 既包括任务本身的因素， 也包括人格因素。该如何有效地改善拖延行为？以往研究多从人格特质、任务性质和奖惩时限等方面研究拖延行为， 上述因素多是难以改变的基本人格或是外部已限定的任务， 无法提供可行性强的措施以减少拖延。时间管理倾向并非稳定的人格特质， 易受个体和环境的调控， 有效的时间管理可减少拖延行为的发生。因此， 本研究探讨自我效能感、时间管理倾向对一般拖延行为的影响。
There are three factors, coulomb scattering, phonon scattering and surface roughness scattering (corresponding to μc, μp and μrs)[13–16], which influence the mobility together. In detail, the mobility is expressed as[17]
二、对象与工具
(一)研究对象
采用整群抽样方法在广州4所高校共抽取本科生307名为研究对象。其中：男生134名， 女生173名；大一56名， 大二106名， 大三129名， 大四16名；独生子女165名， 非独生142名；城镇学生122名， 农村学生185名。
(二)研究工具
1.中文修订版一般拖延量表(学生版)〔10〕
修订后的一般拖延量表(GPs)共19个项目， 采用Likert 5点评分法， 其中10道题目反向计分。该量表的内部一致性信度为0.81， 两周后再测信度为0.70。本次研究量表的内部一致性系数为0.78。
在过去的四十年里，很多事情的发生并不在预见中，但还是给今天留下了深刻的印记，让我们见证了社会发展的流光溢彩——恢复高考、开放搞活、留学下海、创新创业……每一轮潮起潮落，都是很多人改变命运轨迹的历史机遇。
(4)压滤机。净化杂质的液固分离主要选用XAZGFN150/1250- U自动暗流隔膜压滤机。压滤机机座、压紧板、止推板材质为高强度Q345钢，前后机架、压紧板(包括地脚)玻璃钢防腐(≥3 mm厚)；主梁材质选用高强度桥梁钢外包2 mm厚 316L不锈钢；滤板材质为TPE弹性体无碱玻纤聚丙烯；滤布采用涤纶短纤747工业滤布；拉板机构链条、链盒、链轮材质均为316L不锈钢；渣斗、翻板为钢衬PE结构。
把三个量表装订成册， 统一测量并回收。使用SPSS11.5进行数据处理。
3.青少年时间管理倾向量表〔12〕
总之，学生的错误在所难免，同时也在检验着教师教学有效性。面对学生的错误，需要我们有的放矢地干预和跟进，辨析错因，以自己的教学智慧帮助学生“少错、无错”，通过“避错”“纠错”等教学活动，引导学生领悟计算方法，发展计算思维。
由表3可知， 时间价值感(M 1)前三次t 检验均显著， 表明其在自我效能感影响一般拖延上中介效应显著；但当把自变量(自我效能感)和中介变量(M 1)一起引入回归模型时， 第四次t 检验不显著， 表明中介变量(M 1)为完全中介效应， 即时间价值感在自我效能感影响一般拖延上起完全中介作用。此外， 前三次t 检验显著还表明：自我效能感和时间价值感对一般拖延均具有良好的预测作用。类似地， 时间监控观(M 2)和时间效能感(M 3)在自我效能感影响一般拖延上同样起着完全中介作用。中介作用如图1所示。
该量表共10个项目， 全部为正向计分题， 采用4点等级计分。中文版由王才康等翻译修订， 并对翻译后的中文版一般自我效能感量表的信效度进行检验， 发现其具有良好的信度和效度。本次研究量表的内部一致性系数为0.79。
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三、研究结果
(一)各项得分的描述统计
大学生一般拖延、自我效能感和时间管理倾向的得分见表1。
表 大学生在各项测验中的得分情况
由表2可知， 大学生一般拖延与自我效能感、时间管理倾向总分及三个因子间均存在显著的负相关关系， 表明大学生一般拖延行为的形成与自我效能感、时间管理倾向之间存在关系， 时间管理和自我效能感得分越高， 拖延行为越少。自我效能感与时间管理倾向总分及三个因子间存在显著的正相关关系， 表明自我效能感得分越高， 时间管理倾向及各因子也得分越高。
(二)大学生一般拖延、自我效能感和时间管理倾向及各因子间得分的相关分析
对各量表得分进行相关分析， 结果见表2。
表 各量表得分相关分析
注：*表示p <0.05，**表示p <0.01， 下同。
对各量表得分的性别差异、独生与否差异以及生源地差异进行独立样本t 检验， 对年级进行方差分析， 结果发现大学生一般拖延在性别上存在显著差异， 表现为男生显著高于女生(t =2.15，p <0.05)；独生子女拖延明显高于非独生子女(t =3.88，p <0.01)；来自城镇的学生拖延水平显著高于来自农村的学生(t =4.32，p <0.01)。自我效能感存在显著的性别差异， 表现为男生高于女生(t =2.53，p <0.05)。时间管理倾向总分存在显著的独生与否差异， 表现为非独生子女时间监控感强于独生子女(t =-2.16，p <0.05)。在年级因素上各项测验差异均不显著， 表明自我效能感、时间管理和一般拖延均是较为稳定的因素， 未随年龄和年级变化表现出显著差异。
拖延是一种复杂的心理行为问题， 表现为非理性地回避一些无法回避的任务， 有时甚至伴有焦虑、抑郁等负面情绪体验。较高水平的拖延导致大学生不能规划和组织他们的学业目标， 引发抑郁、焦虑和应激。因此， 研究大学生拖延行为具有重要的实践意义。Akinsola， Tella和Tella以及Konovalova均发现男女在拖延程度、拖延意愿和拖延原因上存在显著的差异〔14〕〔15〕， 元分析结果表明男性的拖延行为比女性要多〔16〕。本研究结果也发现男生拖延水平高于女生。性别拖延行为的差异可能源于男女不同的人格特征和所接受的性别教育观念。通常， 女生更加顺从， 追求完美主义， 对自己要求更高；而男性则更叛逆， 有自己的主见。许思安等研究表明， 教师的性别角色观有利于女生发展， “重记忆、轻理解、轻推理的教学考试模式”导致教学资源向女生倾斜〔17〕。这些都成为男女生在面对学业成绩时不同的拖延行为取向。
(三)时间管理倾向的中介效应分析
利用温忠麟等提出的中介效应检验程序和方法， 采用依次回归技术考察时间管理倾向三个因子的中介作用〔13〕。本研究中， 一般拖延为因变量， 用Y 表示， 自我效能感为自变量， 用X 表示， 时间管理倾向为中介变量， 用M 表示， 其中时间价值感为M 1， 时间监控观为M 2， 时间效能感为M 3。由于表中的结果是标准化解， 用小写字母代表标准化变量。程序见表3。
表3 时间管理倾向(M )的中介效应依次检验
该量表由黄希庭、张志杰编制， 包括时间价值感量表、时间监控观量表和时间效能感量表， 共44个题目。经研究验证， 该量表的信度系数为0.89。本次研究量表的内部一致性系数为0.89。
图1 时间管理倾向各因子在自我效能感与
一般拖延之间的完全中介作用
四、分析与讨论
(一)大学生自我效能感、时间管理倾向和一般拖延现状分析
长江水资源总量9 958亿m3，人均水资源量2 330 m3/人。2016年用水总量为2 038.6亿m3（含太湖水系335.8亿m3），人均综合用水量446m3，万元GDP用水量76m3，万元工业增加值用水量71 m3，农业灌溉亩均用水量411m3，综合耗水率41%。长江流域用水指标见表2。
2.一般自我效能感量表(GSES)〔11〕
独生子女的大学生有更多的拖延行为， 可能与家庭教养方式等因素有关。独生子女的父母偏向于提供更多的建议或命令， 子女会感到没有权利拥有独立的自我， 而直接的反抗又太冒险， 在被父母监控的环境下拖延就成为一种反抗方式；或者相反， 孩子习惯于父母的保护， 凡事不必亲力亲为就能达到目的， 久而久之形成对父母的依赖， 导致责任感缺失， 表现为更多的拖延行为。另外， 独生子女的拖延更可能来源于时间监控观的不同。研究发现， 独生与否在时间管理倾向总分及时间监控观上存在着显著的差异， 表现为非独生子女高于独生子女， 家庭人口结构影响学生的时间监控观。
来自农村的大学生拖延水平明显低于来自城镇的大学生， 赵婉黎的研究也得出一致的结论， 她发现农村学生在学业拖延程度上低于城市和城镇的学生〔18〕。一般地，城镇学生家庭经济条件优于农村学生， 从小所做家务等劳务活相对较少， 这或许使得农村学生更能合理安排日常事务， 拖延行为较少。另外， 农村学生因从小生活艰苦， 成就动机较强，使得拖延行为少。大学生拖延水平不存在年级差异， 这与王孟成等研究结果相同， 他们对大学生的研究同样未发现拖延的年级差异， 证实拖延行为的时间一致性〔19〕。
(二)大学生自我效能感、时间管理倾向和一般拖延之间关系分析
研究表明， 自我效能感、时间管理倾向和一般拖延彼此间存在着不同程度的相关关系。自我效能感与一般拖延行为显著负相关， 即自我效能感越高， 拖延行为越少。自我效能感较低的个体对能否胜任特定情境和任务的主观能力评价低，影响任务的激发和坚持， 进而导致更多的回避行为；而强的效能信念可以提升行为激发程度和坚持性。另一方面， 学生的拖延行为越频繁， 他们的自我效能感越低。
（3）进一步明晰代数思维单元知识主题出现的逻辑顺序．在参考模型中，知识主题出现的先后顺序层次较为明晰，整个小学阶段、初中阶段贯穿“未知数、变量的运用”，将“算术”与“代数”进行有效衔接；小学结束之前设置“代数式运算”延续到整个初中、高中阶段；初中阶段设置“代数式概念”；高中阶段根据实际需要设置“代数式证明”．
时间管理倾向及其三个因子均与一般拖延显著负相关， 这与毕重增等(2005)的研究结果一致， 越擅长时间管理者拖延行为越少， 且时间管理倾向三个因子都对拖延有重要影响〔20〕。个体时间观念是反映拖延的重要因素， 不正确的时间观念往往成为拖延者的借口， 如通过低估任务所需时间或高估完成任务剩余时间、自身能力以及未来的变化等来缓解拖延带来的压力。因此， 拖延是时间管理倾向量表良好的区分效度， 拖延可能是时间管理不良的一种后果， 也可能是与时间管理相伴随的行为。通常， 拖延正是没有按预定计划完成特定任务的行为表现， 个体若具有较好的时间管理能力， 在执行计划时更有效率， 进而提升工作或学业表现。
自我效能感与时间管理倾向及三个因子均显著正相关， 与江君(2011)的研究结果一致〔21〕。时间效能感作为个体对自己利用和运筹时间的信念和预期， 反映对时间管理的信心以及对时间管理行为能力的估计， 与自我效能感的联系紧密。时间价值感是个体对待时间的功能和价值稳定的态度和观念， 对个体运用时间具有导向作用， 反映了个体对时间管理的信念。自我效能感是个体对自己能力的主观感受， 时间管理体现的就是个体对时间的管理能力， 因而自我效能感与时间价值感高度相关， 江君的研究证实时间效能感和时间价值感对自我效能感的预测作用。时间监控观是个体运筹和利用时间的观念和能力， 它通过一系列外显活动来体现， 且主要发生在时间管理活动进行中， 在很大程度上受时间效能感的制约。董奇和周勇的研究表明， 自我效能感与学生的组织、评价、计划、目标设置、控制等学习自我监控行为都呈显著正相关〔22〕。因此， 自我效能感与学习自我监控行为存在相关性， 而学习自我监控行为必然也包括对时间的监控行为， 验证了时间监控观与自我效能感的相关。
时间管理倾向三个因子均在自我效能感影响一般拖延上发挥完全中介作用。时间价值感虽是一种比较稳定的价值观念， 不易改变， 但也受到个体对自己整体认识和评价的影响， 自我效能感高的个体有较强的时间观念， 在日常生活中注重把握时间的重要性；中介效应检验证明了一般自我效能感通过时间价值感间接地影响一般拖延。时间监控观是个体利用和运筹时间的观念和能力， 它既是一种观念也是一种行为能力， 外在体现为时间管理的行为层面， 涉及安排计划、设置目标、时间分配等具体时间操作。关雪菁发现与非拖延者相比， 拖延者对于不同间隔时间、不同难度的学习任务缺乏合理规划的能力， 可见时间监控能力高低直接对拖延行为产生影响〔23〕。田芊和邓世昌的研究发现自我效能感高的个体更相信自己能够掌控生活， 不必依赖于时间压力来帮助自己完成任务〔24〕。自信的个体， 坚信自己能够按照时间完成所规定的任务， 时间监控行为越强， 个体对自己的行为分配越井井有条， 拖延水平越低。中介效应检验表明一般自我效能感还通过时间效能感影响一般拖延， 时间效能感作为个体对自己利用和运筹时间的信心和期望， 反映出对时间管理的信心以及时间管理行为能力的估计， 因而一般自我效能感水平高的个体， 在时间管理上更有信心， 拖延水平较低。
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中图分类号： B844. 2
文献标识码： A
文章编号： 1005-3476( 2019) 10-0031-05
作者简介： 李强(1976-)，山西朔州人，广州中医药大学党委办公室，副研究员，博士，主要研究方向为卫生事业管理、学生思想政治教育；马利军(1980-)，山西大同人，广州中医药大学心理学系，副教授，博士，主要研究方向为学生心理健康。
基金项目： 广东省哲学社会科学“十二五”规划2015年度学科共建项目(编号：GD15XJY12)，广州中医药大学2018高等教育教学综合类教改项目和广州中医药大学青年英才项目。
(责任编辑：张 敏)
标签：自我效能感论文; 时间管理倾向论文; 拖延行为论文; 中介作用论文; 广州中医药大学党委办公室论文; 广州中医药大学心理学系论文;