大学生拖延与学习投入的关系：一般自我效能感的中介作用

林 惠 茹

(福建师范大学 心理学院，福州 350117)

引言

学习投入这一概念最早源于工作投入的研究。Schaufeli将工作投入的有关研究扩展到学生群体，并提出学习投入的概念。学习投入是指学生在学习过程中的卷入程度，是一种与学习相关的积极、充实的精神状态，它包含活力(vigor)、奉献(dedication)和专注(absorption)三个维度。其中，活力是指在学习中具有出众的精力与韧性，愿意为学业付出努力而不易疲倦，面对困难时坚持不懈；奉献是指个体具有强烈的意义感、自豪感以及饱满的学习热情，能够全身心地投入到学习中，并勇于接受挑战；专注则是一种全身心投入的愉悦状态，将精力集中于学习并体验到愉悦感受。高投入的个体在参与学习活动中通常能保持精力充沛，不易疲倦，在困难面前能够坚持不懈，在学习时表现出强烈的兴趣和动机[1]，更容易体验到学习过程中忘我的境界。学习投入是大学生获得学业成功的关键，是促进大学生成才的一个至关重要的因素。学习投入的相关研究发现，学习满意度[2]、学业成就[3]、批判型思维[4]、个人认知发展[5]等都与学习投入存在显著的正相关。因此，寻求提高大学生学习投入度的有效途径是高校教育持续关注的重要课题。研究曾发现拖延行为与学生的学习投入存在显著的负相关[6]，拖延行为越频发的个体学习投入程度越低，相反的，越少发生拖延行为的个体学习投入程度越高。

拖延是指个体在面对任务时采取的非必要、后果有害的推迟行为[7]。在追求高效率和快节奏的现代社会，工作效率直接影响着个人的工作业绩、个人成就与社会利益。然而，拖延现象困扰着越来越多的个体。特别是对于大学生而言，大学阶段是人生观、价值观形成稳固的关键时期，在这个阶段个体需要认真思考一系列人生课题，包括人生态度、学习价值、职业兴趣、未来的生活方式等。拖延行为一旦持久发展，将会使他们形成不良的习惯，并在一定程度上影响他们的学习、生活方式。正常成年人中每天出现拖延行为的人达20%，在大学生群体中更是普遍存在，有研究表明，将近70%的大学生存在学业拖延的情况[8]：推迟完成任务时间、考前突击、作业迟交等行为几乎普遍存在于大学生中，近年来的研究发现大学生学业拖延比率高达75%[9]。大学生一旦频繁发生拖延行为，会造成学业成绩和工作效率下降、负面情绪频发等一系列严重后果，甚至导致学习动机的持续下降，学习投入水平持续降低，不利于学业的发展，影响个体的身心健康以及主观幸福感[10]，该现象在近年里引起了众多研究者的关注。拖延行为的发生不只是反映个体的时间管理问题，它更是一个包含认知、情感和行为的复杂过程[11]。那么，拖延与学习投入两者之间是如何相互影响的呢？这值得进一步探讨。

探讨大学生拖延和学习投入的关系理应考虑自我效能感这一重要的心理学变量。自我效能感是指个体对自己是否有能力执行和完成某一特定任务的一种主观判断和信心，在调节个体的行为上具有至关重要的作用[12]，会影响到个体对待问题的态度、行为以及情绪状态[13]。如果个体预测自己表现出某一特定行为将会导致特定的结果，那么这一行为就可能被激活和被选择。在心理学研究中，自我效能感常被作为行为和输出变量的重要中介变量[14]。大学生的自我效能感与学习投入存在正相关，并对学习投入有着直接的影响，自我效能感能正向预测学习投入[15]，即具有高自我效能感的大学生比低自我效能感的大学生表现出更高的学习投入。此外，研究还发现自我效能感与拖延行为之间存在显著的负相关[16]，自我效能感较高的个体较少表现出拖延行为，反之，自我效能感低的个体较多表现出拖延行为[17]。近年来也有研究探讨自我效能感对大学生拖延行为的影响，但结果发现自我效能感对大学生拖延行为的预测力并没有达到显著水平[18]，之后的研究进一步发现，拖延行为对大学生的自我效能感具有明显的反向预测作用，并且在大学生拖延行为对体育锻炼动机的影响中起着部分中介作用[19]。由此推测，自我效能感可能是大学生拖延与学习投入之间关系的一种中介变量。

综上所述，关于大学生拖延、一般自我效能感和学习投入三者之间的关系研究还停留在两两相关分析和两两预测分析阶段，对于一般自我效能感如何在大学生拖延和学习投入两者的关系中发挥作用并没有深入的探讨。基于以上分析，本研究拟在大学生群体中探讨拖延行为、学习投入与一般自我效能感的关系，旨在揭示大学生拖延行为对学习投入影响的作用机制。鉴于已有研究基础，本研究提出以下假设：假设1：大学生拖延与学习投入存在显著的负相关，并且拖延对学习投入具有显著的反向预测作用。

假设2：构建一个中介模型，该模型假设大学生拖延可通过一般自我效能感的中介作用对学习投入产生影响。

1 研究方法

1.1 被试

采用方便取样法从福建省四所全日制本科大学抽取434名在校大学生(平均年龄21.2岁，标准差1.43)进行问卷调查，回收整理后有效问卷为421份，问卷有效率达97%。其中男生199人(47.3%)，女生222人(52.7%)，理工类232人(55.1%)，文科133人(31.6%)，艺术类56人(13.3%)。

1.2 研究工具

1.2.1 拖延量表

采用Aitken拖延量表(Aitken procrastination inventory, API)进行测量，该量表是Aitken于1982年编制的一个用于评估大学生长期持续拖延行为的自评量表。该量表是一个单维度的自评量表，共包括19个项目。采用Likert 5点记分法，“完全不符合”记1分，“基本不符合”记2分，“不能确定”记3分，“基本符合”记4分，“完全符合”记5分，其中2、4、7、11、12、14、16、17、18等9个题目反向记分。得分越高表明拖延行为越多。量表各项目与总分的相关性均达到显著水平(P<0.01)，各项目的鉴别指数在0.13～0.479，平均为0.327，Cronbach α系数为0.802，测定系数 =0.529，拖延量表可以解释学生实施拖延行为的52.9%的方差，具有良好的信效度。

1.2.2 一般自我效能感问卷

采用德国临床和健康心理学家Ralf Schwarzer教授及其同事于1981年编制的一般自我效能感分量表(General Self-Efficacy Scale, GSES)中文版，中文版GSES量表共10个项目，为单维量表，采用4点计分方式，“完全不正确”记1分，“有点不正确”记2分，“多数正确”记3分，“完全正确”记4分。该量表内部一致性系数为0.87，重测信度为0.83，分半信度为0.82，具有良好的信效度。

1.2.3 学习投入量表

国内学者方来坛对Schaufeli等人的学习投入量表进行修订，修订后的量表包括三个分量表，分别为活力分量表、奉献分量表和专注分量表，经过验证后，发现该中文版学习投入量表在中国文化背景下具有较高的信效度[20]。量表本身具体有较强的单维性。但该量表通用性较低。许长勇等学者使用学习投入原量表，在更大的范围内进行调查，再进一步进行分析，修订适合中国不同地区更多高校使用的学习投入量表[21]，该量表总共11个项目，包括：活力维度(4个项目，α=0.86)；专注维度(3个项目，α=0.75)；奉献维度(4个项目，α=0.77)；采用Likert 5点量表计分法，“几乎没有”记1分，“很少”记2分，“有时”记3分，“经常”记4分，“总是”记5分。

1.3 数据处理

使用SPSS20.0、AMOS21.0、Hayes[22]的SPSS宏程序PROCESS来对数据进行统计、分析。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

由于本研究的数据全部经由量表收集，研究数据来自个体的主观报告，可能会存在共同方法偏差，故需要进行共同方法偏差检验。根据周浩等人的建议，在程序方面进行控制，如部分条目使用反向计分等，进一步提高研究的严谨性[23]，因此，在进一步进行统计分析之前采用SPSS 20.0将拖延、学习投入和一般自我效能感三个量表中的所有题目进行探索性因素分析，析出的第一个公因子解释率为 21.62%，小于40%，说明本研究数据不存在严重的共同方法偏差。

2.2 大学生拖延、学习投入与一般自我效能感的相关分析

表1 描述统计结果与变量间的相关分析(N=421)

注：*P<0.05, **P<0.01, ***P<0.001, 下同。

经分析，大学生拖延平均得分为2.58，学习投入平均得分为3.32，一般自我效能感平均得分为2.71(表1)，拖延与学习投入、拖延与一般自我效能感之间存在显著的负相关，而学习投入与一般自我效能感之间存在显著的正相关。且各个变量之间的相关系数绝对值在0.224～0.451之间，适合进一步做中介效应分析。

2.3 一般自我效能感在拖延与学习投入的中介效应分析

根据研究假设以及以上结果，研究采用结构方程模型来检验一般自我效能感是否在拖延行为对学习投入的影响中起着中介作用。以拖延行为为自变量，以一般自我效能感为中介变量，以学习投入为因变量，采用AMOS 21.0建构结构方程模型。结果如表2和图1所示。

表2 拖延、一般自我效能感对学习投入影响的结构模型拟合指数

图1 拖延对学习投入影响的路径图

由表2结果可知，拖延、一般自我效能感对学习投入影响的结构模型具有较理想的拟合度，RMSEA的值小于临界值0.08，增值适配度指数GFI、NFI、IFI、TLI、CFI都大于0.90，各项拟合指标较好。由图1结果可知，大学生拖延行为能够负向预测学习投入(β=-0.21, P<0.01)，并且拖延也能负向预测一般自我效能感(β=-0.22, P<0.01)，进一步地，拖延行为进入分析模型后一般自我效能感也能对学习投入具有显著的正相预测作用(β=0.42, P<0.01)。这表明，大学生一般自我效能感在拖延和学习投入之间起着部分中介的作用，即大学生拖延行为发生频率越低，一般自我效能感就越高，学习投入程度也会越高。

2.4 中介效应检验

由图1可知，大学生一般自我效能感在拖延和学习投入之间起着部分中介作用，为了进一步进行中介效应检验，结合Hayes[22]的SPSS宏程序PROCESS根据温忠麟和叶宝娟推荐的中介效应分析流程，通过1000次样本抽样估计中介效应 95% 置信区间的方法进行中介效应检验[24]。结果如表2所示。

表3 中介效应检验表

注：间接效应：拖延 → 一般自我效能感 → 学习投入。

由表3可得，一般自我效能感的间接效应的Bootstrap 95% 置信区间不含0，说明该路径产生的间接效应(0.13，占总效应的31.71%)显著，即一般自我效能感在拖延行为对学习投入的影响中存在显著的中介效应。

3 结论与讨论

以往有关学生学习投入的影响因素研究多集中于师生关系[25]、家庭社会经济地位[26]、社会支持[27]、学业情绪[28]和学校氛围[29]等方面，也有研究发现拖延行为与学生的学习投入存在负相关关系[6]，但并没有进一步探讨大学生拖延行为与学习投入二者之间如何相互影响。因此，本研究在前人研究的基础上，探讨大学生拖延行为与学习投入的关系及其作用机制。研究结果发现大学生拖延行为能负向预测学习投入程度，即大学生拖延现象越多，学习投入程度就越低，反之，拖延现象越少，则学习投入程度越高，研究假设1得到验证。当大学生一般自我效能感进入回归方程中，表现为大学生的一般自我效能感在拖延行为对学习投入的影响关系中起到部分中介作用，当大学生的拖延程度越低时，一般自我效能感越高，学习投入也会随之提高，当大学生的拖延程度越高时，一般自我效能感越低，学习投入则会随之降低，假设2也得到了验证。

大学生拖延对其学习投入具有反向预测作用，这说明拖延是导致大学生学习投入降低的一个重要因素。从动机角度来看，常发生拖延行为的学生较多采用回避学习目标的策略，往往认为学业上的任务可以往后延期，懒得学习或者拖拉，不到最后时刻一般不会有积极、主动的学习表现；从认知角度看，具有拖延行为的学生较少拥有适应性策略，较少采用元认知监控和调节学习过程的策略[30]，消极被动的学习态度使得他们在学习上的投入更少。研究也发现拖延行为多的大学生一般都具有较低的自我决定动机，研究曾提出自我决定动机反映学生学习的内在动力和原因，在面临学习任务时，学生的自我决定动机水平越高，更能保持积极、自主的学习状态，并且自我动机决定对学生的学习投入具有正向影响作用[31]。关于拖延与人格因素之间的关系研究也发现，“大五”人格中尽责性因素较低的个体较多发拖延行为，该因素中尽职、有序、争取成就、自律、胜任力和谨慎等六个方面也均与拖延存在负相关关系[32]，而该因素恰恰有利于提高大学生的学习投入程度。

此外，本研究从结构上证明了大学生拖延、一般自我效能感和学习投入三个变量之间的内在关联，大学生一般自我效能感在拖延对学习投入的影响中起部分中介作用，这说明大学生一般自我效能感的高低是拖延行为影响学习投入程度高低的重要因素。也就是说除了大学生的拖延行为会直接导致学习投入程度的降低之外，还可以通过一个关键因素影响学习投入程度高低，该因素是大学生对自身执行和完成学习任务的能力的一种主观判断和信心，即一般自我效能感。虽然拖延行为是影响学习投入降低的一个重要因素，但考虑一般自我效能感这一因素的介入时，大学生拖延行为对学习投入的影响会表现出不同程度的变化。研究表明，大学生拖延行为与元认知中的认知自信、积极信念、失控和危险感及控制思维的倾向相关。当面临任务时，拖延个体最先激活的是失控和危险感的消极信念，并且认为无法控制“不能合格完成任务”这一担忧[33]，个体自我控制能力降低易启动失败的认知模型，这可能导致个体难以制定问题的合理解决策略，进而导致对解决当前任务的自我效能感降低。对拖延行为进行干预的研究进一步发现，个体形成任务实施意向会降低拖延程度，行为控制感或形成实施的意向越强，越会加快任务完成速度[34]。班杜拉指出，学习者的成功经验有助于提高个体的自我效能感，由此可知，任务完成速度越快或者说提前完成相应任务，学习者的自我效能感便会得到增强，成功的愉悦感则会不断激发学生的学习动力，研究也表明大学生的自我效能感与学习投入之间不仅存在显著的正向相关，而且自我效能感对学习投入具有正向预测作用[15]。因此，研究认为当大学生拖延行为影响一般自我效能感时，会进一步影响学习投入的程度。

本研究既解释了大学生拖延与学习投入的重要关系，又明确了一般自我效能感在改善大学生拖延行为、提高学习投入水平具有至关重要的作用。未来研究应着眼更多调节变量和中介变量的探讨，为全面揭示大学生拖延对学习投入的影响提供更多理论和实践基础。