大学生自我控制能力对学业拖延的影响：有调节的中介效应

2016-04-23张潮王畅翟琳

心理技术与应用 2016年4期

张潮　王畅　翟琳

摘要研究考察了学业延迟满足对自我控制与学业拖延之间关系的中介作用以及该过程是否受到领悟社会支持的调节。随机选取306名大学生，使用领悟社会支持量表、学业延迟满足量表、大学生自我控制量表、学业拖延量表进行问卷调查，发现学业延迟满足在自我控制与学业拖延之间起着部分中介作用；学业延迟满足的中介作用受到领悟社会支持的调节。说明自我控制对学业拖延的影响是有调节的中介效应。

关键词自我控制；学业延迟满足；领悟社会支持；学业拖延

分类号B8423

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2016.04.003

1问题提出

学业拖延（academic procrastination）是指在学业上表现出来的自愿地延迟学业任务的行为（Chu & Choi， 2005）。学业拖延在大学生群体中普遍存在，罗琳（2012）研究发现，在780名大学生中，599%的大学生属于学习拖延者。在国外研究中，大约30%～60%的本科生报告了有规律的对学习任务的拖延（Rabin， Fogel， & Nutter-Upham， 2011）。拖延会降低学习效率（倪士光，徐继红，叶霖， 2012），还会引发焦虑、抑郁、愧疚等负性情绪（Krause & Freund， 2014）。

自我控制（self-control）是个体因抑制或克服自身的欲望、需求而改变固有的或者习惯的行为、思维方式的过程，是一种行为、思维的方式代替另一种的过程（谭树华，郭永玉， 2008a）。高自制力的个体有更强的适应能力，有更健康的身体与心理，在学习和工作中表现得更好，具有更高的生活满意感（Wills， Isasi， Mendoza， & Ainette， 2007）。

目前有关学业拖延与自我控制关系的研究较少，但也有研究论证了两者存在极显著的相关性（赵红艳， 2012；王亚琳， 2014）。面对日常生活的众多诱惑，自我控制是大学生不可或缺的能力。因此，关注自我控制与学业拖延的关系有重要的现实意义。

学业延迟满足（academic delay of gratification）是指延迟立即可得的满足冲动性行为的机会，而追求较远的，但是更有价值的学习目标（ChamorroPremuzic， Moutafi， & Furnham， 2005；Moutafi， Furnham & Paltiel， 2005）。Bembenutty（2002）研究发现，学业延迟满足是学生自我控制系统的重要组成部分，是学生成功地使用资源控制策略和意志控制策略而产生的行为结果。学业延迟满足与学业拖延同样密切相关，学业延迟满足能力越高的学生，出现学业拖延倾向的可能性就越低，而学业延迟满足能力低的学生，更容易出现学业拖延的倾向（张云霞， 2012）。因此，本研究认为，学业延迟满足可能是自我控制对学业拖延产生影响的重要中介变量。

领悟社会支持（perceived social support）是指个体在社会中对受尊重、被支持、被理解的情感体验和满意程度（Sarason， Pierce， Shearin， Sarason， Waltz， & Poppe， 1991）。社会支持可以提高个体的自我控制水平，自我控制水平的提高可增加个体的幸福感（Tatiana， 2001）。诸多研究表明，领悟社会支持对学业倦怠与学业成就等均具有预测作用（李晓军，周宗奎，游志麒，孔繁昌， 2008；叶宝娟，胡笑羽，杨强，胡竹菁， 2014）。所以，本研究将考察领悟社会支持是否调节了自我控制通过学业延迟满足对学业拖延产生影响的中介效应，具体而言，将考察领悟社会支持是否调节了这一中介过程的后半路径，即领悟社会支持是否调节了自我控制与学业拖延之间的关系（如图1所示）。

综上所述，本研究提出一个有调节的中介模型。研究的主要目的有两个：（1）检验学业延迟满足是否中介了自我控制与学业拖延之间的关系；（2）考察领悟社会支持对该中介作用是否具有调节效应。两个问题关注了自我控制起作用的具体机制。探讨自我控制通过学业延迟满足对学业拖延产生影响的中介过程是否受到其他因素的调节十分必要，这有助于回答自我控制“何时起作用”的问题，以深入揭示自我控制对学业拖延的作用机制。所以，本研究提出两个假设。假设1：学业延迟满足在自我控制与学业拖延之间起中介作用。假设2：领悟社会支持调节了自我控制通过学业延迟满足对学业拖延产生影响的中介效应。

2研究方法

21对象

随机抽取某大学在校本科生（艺术类专业除外）为被试，被试年龄范围为18～22岁，共发放问卷360份，剔除无效问卷后，最终获得有效问卷306份。

22工具

221领悟社会支持量表

采用姜乾金修订的领悟社会支持量表（汪向东，王希林，马弘， 1999）。该量表包括12个项目，测量被试感受到的来自家庭、朋友、老师的支持程度。量表采用七点计分，从“完全不同意” 到“完全同意”，计算12个项目的得分，总分越高表示领悟社会支持越多。在本研究中，量表的Cronbachs a系数为090，量表具有较高的信度。

222学业延迟满足量表

采用经刘玲花（2010）修订的大学生延迟满足量表，此量表由Bembenutty的学业延迟满足量表翻译而来。量表共有10个项目，每个项目分为A、B两个维度，采用四点计分，包括“肯定选A”“可能选A”“可能选B”和“肯定选B”，均为正向计分。修订的总量表的a系数为085，内部结构效度良好。本研究中，量表的Cronbachs a系数为081。

223大学生自我控制量表

采用谭树华和郭永玉（2008b）修订的大学生自我控制量表。量表共包括19个项目，分冲动控制、健康习惯、抵御诱惑、专注工作、节制娱乐五个维度。量表为五点计分，从“完全不符合”到“非常符合”。量表内部一致性信度为 086，重测信度为 085。本研究中，量表的Cronbachs a系数为067。

224学业拖延量表

采用华东师范大学陈保华（2007）修订的PASS量表中文版，本研究使用量表的第一部分有关学业拖延水平的项目，共有6个维度，每个维度2题，共12题，采用五点计分。本研究中，量表的Cronbachs a系数为086，量表的信效度良好。

23施测过程与数据分析

本次调查分为网上个别施测和以班级为单位进行团体施测两种形式。问卷在回收后，由心理学专业研究生对其进行了严格的筛选，以保证本次调查结果的可靠性。采用SPSS170进行数据录入和分析，分析方法主要采用描述性统计、相关分析及多元逐步线性回归分析等。

3结果与分析

31各变量的相关分析

各变量的相关矩阵如表1所示。自我控制、学业延迟满足与领悟社会支持呈两两正相关的关系，自我控制、学业延迟满足和领悟社会支持均与学业拖延呈显著负相关，说明以上三方面能力的提高，可以对学业拖延产生抑制作用。

32自我控制对学业拖延的影响：有调节的中介作用

参照温忠麟，张雷和侯杰泰（2006）所提出的有调节的中介效应成立所需要满足的几个条件。在本研究中，有调节的中介效应显著就意味着：（1）方程 1 中自我控制对学业拖延的效应显著；（2）方程 2 中自我控制对学业延迟满足的效应显著；（3）方程 3 中学业延迟满足对学业拖延的效应显著；（4）方程 4 中领悟社会支持与学业延迟满足的交互项对学业拖延的效应显著。除人口学变量外，先将所有变量标准化处理变换成Z分数，然后将领悟社会支持与学业延迟满足的Z分数相乘，作为交互作用项分数（温忠麟，侯杰泰， Marsh， 2008）。所有预测变量方差膨胀因子（variance inflation factor）均不高于110，因此不存在多重共线性问题。

方程1中自我控制对于学业拖延具有负向预测作用，说明自我控制能力高可以减少学业拖延（β=- 026， t=-486， p<0001）。方程 2 中自我控制对学业延迟满足具有正向预测作用（β=017， t =305， p<005）。方程3 中学业延迟满足对学业拖延具有负向预测作用，说明学业延迟满足高可以抑制学业拖延的产生（β=- 011， t=-205， p<005），自我控制对学业拖延的影响仍达显著性水平（β=-024， t=-446， p<0001），说明学业延迟满足在自我控制与学业拖延之间起部分中介效应，由此揭示了自我控制不仅直接影响学业拖延，而且可通过学业延迟满足对学业拖延产生间接影响。通过以上三个方程的检验，假设1得到了支持。方程 4 中领悟社会支持与学业延迟满足的交互项对学业拖延具有负向预测作用（β=-013， t=-246， p<005）。领悟社会支持对学业延迟满足与学业拖延的关系具有调节效应，调节效应的ΔR2=0017，额外解释了17%的变异，使解释率由137% 提高到154%。所以假设 2 得到了支持，领悟社会支持调节了自我控制通过学业延迟满足对学业拖延产生影响的中介效应。具体关系如表2所示。

为了进一步分析领悟社会支持的调节作用趋势，分别取领悟社会支持的Z分数为 0 和正负 1，绘制交互效应图。从图2可以直观地看出学业延迟满足对学业拖延的影响如何受到领悟社会支持的调节。简单斜率检验表明（Dearing & Hamilton， 2006），在领悟社会支持较高（如领悟社会支持的标准分等于1），学业延迟满足水平增加时，学业拖延表现出很显著的下降趋势（β=-032， t =-396， p<0001）。在领悟社会支持较低（如领悟社会支持的标准分等于-1），学业延迟满足增加时，学业拖延下降趋势不显著（β=-002， t =-024， p >005）。换一个角度也可以说，学业延迟满足对学业拖延的影响，随领悟社会支持的增加而增加。

4讨论

41自我控制与学业拖延的关系

自我控制是个体强有力的内部力量，对个体的内在能力和外在行为的发展都具有十分重要的意义。本研究发现，自我控制负向预测学业拖延，自我控制较高的个体学业拖延水平较低，这与以往的研究结果是一致的。应重视自我控制对学业拖延的作用，通过提高自我控制能力减少大学生的学业拖延。

42学业延迟满足的中介效应

低自我控制的个体延迟满足能力较低，高自我控制的个体延迟满足能力较高。学业延迟满足与学业拖延有十分密切的关系。这在本研究中也得到了证实，学业延迟满足是自我控制与学业拖延之间关系的重要中介变量，起部分中介的作用。具体而言，自我控制对学业拖延的影响，一方面是通过直接的途径来实现，另一方面通过影响学业延迟满足这一间接途径实现。学业延迟满足起了“桥梁”的作用，既反映了与自我控制的关系，又反映了与学业拖延的关系，回答了自我控制怎样或为什么会对学业拖延起作用。因此，学业延迟满足是自我控制影响学业拖延的重要内因。

这一中介作用的发现具有实际意义，一方面，它提示我们，自我控制对学业拖延的影响是复杂的，自我控制不仅直接影响学业拖延，而且会通过其他途径间接影响学业拖延；另一方面，这种中介作用的发现将有助于帮助大学生减少学习生活中的拖延行为。

43领悟社会支持的调节作用

本研究进一步检验了领悟社会支持是否调节了自我控制通过学业延迟满足对学业拖延产生影响的中介过程。结果发现，领悟社会支持对自我控制与学业拖延之间的关系具有调节作用，也就是说，领悟社会支持调节了自我控制通过学业延迟满足对学业拖延产生影响的中介过程。

综上所述，本研究提出有调节的中介模型，比较深入地揭示了自我控制对学业拖延的作用机制：其一，初步揭示了自我控制“怎样”起作用，自我控制通过学业延迟满足对学业拖延产生间接影响；其二，阐明了这一过程发挥作用的条件，领悟社会支持对这一中介过程具有调节作用，对上述中介模型进行了深化和拓展。该模型丰富了学业拖延行为的相关理论，可推动后续相关研究。

44实践意义与不足

大学生学业拖延是一个普遍现象。相关研究也表明，拖延会产生一系列的负面影响（Krause & Freund， 2014；倪士光，徐继红，叶霖， 2012）。本研究对大学生学业拖延进行研究是有实际意义的。生态系统理论（ecological systems theory）认为，个体发展是个体与环境交互作用的结果，具有相同或类似个体特征的个体因所处环境的不同而有不同的行为表现（Lazuras， Eiser， & Rodafinos，2009；叶宝娟，李董平，陈启山，王艳辉， 2011）。本研究没有探讨外部因素对自我控制与学业拖延关系的影响，这是研究的不足之处，有待进一步研究。

5结论

（1）学业延迟满足对自我控制与学业拖延的关系具有部分中介效应，也就是说，自我控制既对学业拖延产生直接影响，也通过学业延迟满足对学业拖延产生间接影响。

（2）领悟社会支持是学业延迟满足中介自我控制与学业拖延之间关系的调节变量。领悟社会支持调节了中介作用的后半路径，具体而言，学业延迟满足对学业拖延的影响，随领悟社会支持的增加而增加。

参考文献

陈保华（2007）. 大学生学习托延初探. 硕士学位论文，华东师范大学.

李晓军，周宗奎，游志麒，孔繁昌（2008）. 社会支持对师范类大学生学业倦怠的影响. 中国健康心理学杂志，12， 1335-1337.

刘玲花（2010）. 大学生学业延迟满足、学业自我效能感和父母教养方式的关系研究.博士学位论文，河南大学.

罗琳（2012）. 不同类型学习拖延大学生的心理控制源——时间管理倾向的比较研究. 博士学位论文，四川师范大学.

倪士光，徐继红，叶霖（2012）. 非理性拖延量表的修订及其与健康行为的关系：自我效能的中介作用. 中国临床心理学杂志，20， 603-605.

谭树华，郭永玉（2008a）. 有限自制力的理论假设与相关研究. 中国临床心理学杂志，16， 309-311.

谭树华，郭永玉（2008b）. 大学生自我控制量表的修订. 中国临床心理学杂志， 16， 468-470.

汪向东，王希林，马弘（1999）. 心理卫生评定量表手册. 北京：中国心理卫生杂志社.