大学生课余时间分配及对学业成就影响的实证研究

孙丽芝，张 红，刘庆玲

（1.曲阜师范大学 教育学院，山东 曲阜273165；2.华东师范大学 教育学部，上海 普陀200062；3.南京师范大学 教育科学学院，江苏 南京210097）

一、研究背景

大学生每天都需要对不同活动时间的分配做出决定，花在一项活动上的更多时间是以减少其他活动的时间为代价。学生对时间的分配依据个人偏好和约束，一些学生可能从玩电子游戏中获得满足感，而另一些学生可能更喜欢到社区团体做志愿者。因此，学生的时间分配支出具有异质性［1］。不同的时间分配会使学生产生不同的教育经验，从而影响他们的学习和发展水平。从这一角度来说，学生如何度过大学时光比他们在哪所大学度过更为重要。大学生的课余时间赋予了他们较大的自由裁量权，对他们的大学经历、发展和成功有着重要的影响和意义。

2018年，华中科技大学18名本科生学分不达标，从本科转为专科。2018年10月17日，教育部高教司司长吴岩表示：大学生天天打游戏，天天谈恋爱，天天浑浑噩噩的好日子将一去不复返了［2］。2019年10月12日，教育部发布的《关于深化本科教育教学改革 全面提高人才培养质量的意见》指出要让学生忙起来。大学生到底忙不忙？忙什么？他们的课余时间究竟是如何分配的？对他们的学业成就产生了什么样的影响？影响因素又是什么？本文试图对这些问题进行探讨。

随着时间的推移，学生的时间使用模式也在发生变化。1961年，美国全日制学生每周分配40小时用于课堂和学习，而到2003年，他们每周投入时间约27小时［3］。从20世纪70年代开始，大学制度进行改革，为更多的人提供了接受高等教育的机会，但随着学生人数的增加，学费也在增加，在政府拨款的同时，更多的学生需要贷款来支付他们的教育费用，由此产生了两个不同的大学生群体：工作和不工作的大学生。达马托（D’Amato H.）调查发现，兼职学生在大多数学校活动上花费的时间都少于不兼职的学生。学生花在工作上的每一个小时都会导致他们花在课堂、家庭作业和睡眠上的时间减少［4］。在对2006年加州大学本科生的调查中发现，学生平均每周花在社交和休闲活动上的时间超过40小时，花在有报酬的工作和家庭责任上的时间只有11小时［5］。张婷等人基于2011年H大学本科生就读经历调查数据的分析发现，从性别来看，女生用于课外活动、社会及休闲活动、工作职责的时间要低于男生。学生年级越高，课外学习、社会及休闲活动的时间越多［6］。当今时代，社会环境瞬息万变，大学生的价值观念随之变化，他们对课余时间使用发生了怎样的变化，还有待进一步深入探讨。

课余时间的使用对学生的学业成就有没有影响？有怎样的影响？国外研究发现，从学习时间的角度，如果学生分配给学术的时间紧张，那么对他们的期末成绩有很大的负面影响［7］。学习时间的减少导致学生获得较少的学习和发展［3］。2006年对加州大学本科生的调查同样发现学生的学习时间与学习成绩呈正相关［5］。然而普兰特（Plant A.）等人则认为学生成绩与学习时间之间没有关系，那些在安静的环境中学习的学生，很少分心，他们花费的学习时间往往比那些在不太理想的环境中学习的学生要少［8］。对于其他课余活动时间与学生学业成就的关系，研究表明，体育锻炼和志愿服务时间，与更高水平的学术态度和责任有关，不直接影响学习成绩的提高［5］。社交时间和非学业生产性时间无助于学生学习成绩的提高［9］。花在娱乐上的时间［5］和在大学期间工作［10］则会对学生的学业成绩产生负面影响。我国研究者张婷等人研究的结果类似国外的研究发现：课外学习时间对学生学习成绩有积极影响，社会及休闲活动时间对其有消极影响；课外活动、工作职责及通勤时间对学习成绩没有显著性影响［6］。查奇芬等人的研究表明课外学习时间与兼职打工时间的投入对学习收获均呈现显著正向影响，加入学习策略后，课外学习时间对学习收获的影响不显著［11］。大学生参与志愿者服务活动能够有助于他们的学业发展、社交能力和生活技能的提高［12］。与课程无关的同伴互动，例如大学生第一年参加联谊会或兄弟会（特别是兄弟会）以及大学校际足球或篮球活动对其批判性思维有负面影响［13］。总的来看，既往研究或是集中于学生课余时间使用对学习成绩的影响，或是零散涉及大学生参与单项课外活动对能力发展的影响。而学生发展则涵盖了包括学习成绩在内的更广泛的内容，大学生课余时间分配也是一个包含多项活动、体现课余学习和生活整体的概念。鉴于已有研究的不足，本研究从大学生课余时间的分配入手，考察其对学生学业成就的影响。

影响课余时间分配的原因、课余时间的分配与学生学业成就之间关系的影响因素是多方面的，大学生的自我管理是重要因素之一。课余时间是大学生可以自由支配的独特资源，对课余时间的分配体现了他们的时间管理能力。“时间管理”表面上是对时间的管理，实质上是在时间消耗中学生个体的自我管理。有调查指出，大学生自我管理能力对其学业成就具有显著的正向促进作用，能够显著促进个体的学习与发展［14］。其中，自我管理中的时间与行动管理对学业成就的影响很大［15］。格哈特(Gerharat M.)也指出自我管理能力对个人学习与工作具有重要影响，组织行为学领域的学者积极倡导在企业和教育情境中进行自我管理训练，自我管理能力训练，在企业有利于提高工作绩效，在学校能够提高学术生产力和学业成就［16］。

基于以上分析，本研究提出如下假设：

（1）不同性别、户籍、年级、学业成绩、专业、学校的大学生在课余时间分配上存在差异性；

（2）大学生课余时间分配会对学生的学业成就产生重要影响；

（3）课余时间分配能够在学生的自我管理与学业成就之间起到中介作用。

二、理论基础与分析框架

（一）理论基础：学生投入理论

现代意义上的学生投入理论已成为大学生学习和发展的经典理论。学生投入理论指出学生投入学习及有关活动上的时间和精力与其学习成果、个人发展具有密切的正相关关系。该理论也可用模型来描述，即投入（Input）—环境（Environment）—产出（Output）模型，即I—E—O模型。投入是指学生学习前的状态和特征，包括人口特征、家庭背景、学业与社交经历等；环境是指学生的学习经历，包括其中的人、政策、文化等；产出是指学生投入学习之后的学业及个人发展，包括学生的知识、技能、态度、价值观等［12］。

（二）分析框架：学生时间利用的二维理论框架

布林特（Brint S.）和坎特威尔（Cantwell A.M.）在一项针对大学生时间使用的研究中，创建了一个学生时间使用的三维理论分析框架［5］。第一个维度是学习/非学习维度，这一维度反映了学校教育中教师的重要性，认为大学生日常的学习生活与学业成就密切相关，具体指分配于学习活动与非学习活动的时间。第二个维度以杜威“做中学”的教育思想为基础，认为大学生参与活动、与他人交往的积极利用时间有助于个人发展和学业成功，而参与娱乐活动的消极时间无益于学习收获。其中的关键在于学生是主动花时间保持身体健康，维护良好的交际关系，采取积极的生活取向，还是被动地任由时间流逝，持消极的生活取向。因此被标记为积极/消极维度，以区分积极利用时间和消极利用时间。第三个维度是连接/分离维度。他们指出学生参与校园组织生活有利于学业成功，而与校园组织的分离则会有碍于学业发展，连接是指参与校园学习和生活的时间，分离则是相反。鉴于与国外情况不同，国内大学生的学习和生活基本都在校园范围内，第三个维度不适用于我们的研究，所以我们取第一个和第二个维度作为本研究的分析框架。

三、研究方法

（一）取样

本次研究选择不同类型的大学，随机抽取在校大学生填写问卷，所涉及的高校包括国家“双一流”高校，省、市“双一流”高校，省重点院校（非国家、省/市“双一流建设”院校），一般本科院校。调查样本共计1 284份，其中男生378人，女生906人；农村户籍844人，城市户籍440人；大一年级330人，大二年级314人，大三年级430人，大四年级及以上210人；专业成绩在排名前30%的569人，31%~70%的620人，后30%的95人；人文社科类学生602人，理工科类学生538人，艺术、军事和其他专业的学生共144人。

（二）工具

1.大学生课余时间分配量表

本研究中的课余时间指学校正式安排的课程与其他学习、实践活动时间之外的、学生可以自主安排的时间。采用开放式问卷的形式，被调查的大学生填写课余时间从事的活动，汇总后共归纳出21项主要活动，在此基础上编制大学生课余时间分配量表。量表共21题，以布林特（Brint S.）和坎特威尔（Cantwell A.M.）提出的学生时间使用的理论分析框架为基础［5］，将学生课余时间分配分为两个维度：学习时间/非学习时间、积极利用时间/消极利用时间。学习时间内进行的活动，包括完成课程作业、准备考试和考证、参加竞赛和科创项目、阅读等。非学习时间内进行的活动，指不以学习为目的的活动，包括看视频（电影、电视剧、短视频）、听音乐、玩网络游戏等。积极利用时间进行的活动包括学习时间内的活动和有助于学业以及个人发展的活动，例如运动健身，发展个人兴趣爱好，参加学校、学院、社团活动，担任学生会工作，兼职，打工，勤工俭学等。消极利用时间是指从事消遣娱乐类活动的时间，例如看视频，听音乐，玩网络游戏，看网络小说、漫画，微信或QQ聊天，刷微博，谈恋爱等，均属于消极层面的活动。量表计分规则：1为“非常少”，2为“较少”，3为“一般”，4为“较多”，5为“非常多”。经信度分析可知，该分量表各维度的Cronbach’s α系数为0.838和0.768，均大于0.7，总系数为0.838，说明此分量表信度良好。

2.大学生学业成就量表

大学生学业成就分量表采用李宪印等开发的大学生学业成就量表，其中把大学生学业成就划分为四个维度，分别是知识与技能、认知与思维、人际促进以及创新与实践。因此，学业成就指大学生在大学学习与生活过程中获得的能力与素质的综合性发展［17］。量表共17题，采用五级量表法进行量化计分，从“完全不符合”至“完全符合”依次记1~5分。经信度分析可知，该分量表各维度的Cronbach’s α系数分别为0.878、0.906、0.821、0.860，总信度为0.936，均大于0.7，说明该分量表信度非常好。

3.自我管理量表

本研究中的自我管理是大学生在学习和生活中发挥自身能动性，对自己思想、心理和行为的管控或约束。自我管理量表由5个题目组成，包括面对未来是否有清晰的目标、是否经常给自己制订计划并顺利完成以及能否合理地利用电子设备等。该量表采用五点计分法，从“完全不符合”至“完全符合”依次记1~5分，经信度分析可知，该量表的Cronbach’s α系数为0.82。

（三）数据分析

此次调查共发放问卷1 500份，收回1 326份问卷，其中有效问卷为1 284份，有效率96.8%。问卷采用SPSS 21.0进行描述统计与推断统计的分析，通过独立样本T检验分析不同性别和户籍的大学生课余时间分配情况；通过单因素方差分析不同年级、学校、专业和成绩的大学生课余时间分配情况；通过线性回归分析学生课余时间分配对学业成就的影响；使用Amos 22.0建立结构方程模型，采用偏差校正非参数百分位Bootstrap法进行模型建构，检验课余时间分配在学生的自我管理与学业成就之间是否能够起到中介作用，中介效应显著性检验的置信区间为95%，重复抽样次数为5 000。

四、研究结果

（一）大学生课余时间分配的差异分析

从学习时间/非学习时间与积极利用时间/消极利用时间两个维度进行数据分析，结果显示，学生的性别、户籍、年级、学业成绩、专业等变量都在不同程度上影响了学生的课余时间分配，而不同类型高校的学生在课余时间分配上并无显著不同。这表明课余时间分配在某种程度上更多地受到学生个人层面的影响，而非学校层面的影响。

在性别方面，考虑到男女样本差距过大，在女生样本中采用SPSS 21.0随机抽取50%的样本之后再与男生进行独立样本T检验，得到不同性别的学生课余时间分配情况（见表1）。数据显示，男女生仅在积极利用时间上存在显著差异（t=2.530，Cohen’s d=0.177,p<0.05），而在课余时间分配的其余三个维度并不存在显著差异。在积极利用时间维度上，男生积极利用时间明显高于女生（M男=2.69,SD=0.66；M女=2.58，SD=0.57）。

在城乡户籍方面，此次调查中学生城乡比例差距过大，因此采用SPSS 21.0在农村学生样本中随机抽取50%的样本后与城市学生进行独立样本T检验（见表1）。数据结果显示，不同户籍所在地的学生在学习时间的分配上存在显著差异（t=-2.127,Cohen’s d=0.047,p<0.05），城市学生的学习时间明显高于农村地区的学生（M城市=2.86,SD=0.70；M农村=2.76,SD=0.68）；不同户籍所在地学生的积极利用时间也存在显著性差异（t=-3.639,Cohen’s d=0.244,p<0.001），城市学生能够更好地积极利用课余时间（M城市=2.68,SD=0.60；M农村=2.54,SD=0.60）；不同户籍所在地学生用于非学习活动上的时间也存在显著性差异（t=-3.031,Cohen’s d=0.203,p<0.01），城市学生的非学习时间明显多于农村学生（M城市=2.64,SD=0.55；M农村=2.53,SD=0.54）；不同户籍学生的消极利用时间也存在显著性差异（t=-2.052,Cohen’s d=0.137,p<0.05)，城市学生的消极利用时间明显多于农村学生（M城市=2.84,SD=0.59；M农村=2.76,SD=0.59）。总之，不同家庭居住地学生在课余时间分配上存在明显差异，城市学生的学习时间以及积极利用时间均明显高于农村地区的学生，但是城市学生用于非学习活动的时间，并被动地任由时间流逝的情况也明显高于农村地区的学生，说明城市学生在课余时间的分配上呈两极分化现象。

表1 不同性别与户籍学生的课余时间分配

在年级方面，对不同年级学生的课余时间分配进行单因素方差分析，得到不同年级学生在课余时间分配各维度上的差异情况（见表2）。数据显示，不同年级学生的课余时间分配仅在非学习时间和积极利用时间上存在显著不同（F非学习时间=3.294,p<0.05;F积极利用时间=3.198,p<0.05）。不同年级学生用于非学习活动的时间排序为：大二>大一>大四及以上>大三。通过事后检验可知，大二学生用在非学习活动上的时间要明显多于大三学生，其他年级之间并无显著差异。不同年级学生积极利用时间的情况表现为：大二>大一>大三>大四及以上。通过事后检验可知，大一和大二学生积极利用时间（M大一=2.65,SD=0.63；M大二=2.66,SD=0.58）要明显多于大三以上的学生（M大三=2.55,SD=0.61；M大四及以上=2.54,SD=0.58）。尽管大二学生的非学习时间较多，但他们所从事的活动多是有利于自身发展的活动，例如发展个人兴趣爱好，参加学校、学院、社团活动，担任学生会工作以及兼职，打工，勤工俭学等。

表2 不同年级学生在课余时间分配各维度上的差异

就不同学业成绩大学生的课余时间分配进行单因素方差分析，得到不同学业成绩大学生在课余时间分配各维度的差异情况（见表3）。数据显示不同学业成绩的学生在非学习时间和消极利用时间上不存在显著差异，而在学习时间和积极利用时间上存在显著差异（F学习时间=33.504,p<0.001;F积极利用时间=18.866,p<0.001)。根据事后多重检验，不同学业成绩大学生的学习时间和积极利用时间由多到少顺序为：成绩前30%学生>31%~70%学生>后30%学生，即学业成绩越好的学生花费的学习时间和积极利用时间越多。

表3 不同学业成绩大学生在课余时间分配各维度上的差异

对不同专业大学生的课余时间分配进行单因素方差分析，得到不同专业大学生在课余时间分配各维度上的差异情况（见表4）。数据显示不同专业的学生在非学习时间（F=5.066,p<0.05）与消极利用时间（F=4.484,p<0.05）上均存在显著差异。经事后检验可知，其他专业的学生用于非学习时间以及消极利用时间要明显多于人文社科类和理工类学生，理工科和人文社科类学生之间并不存在显著差异。

表4 不同专业大学生在课余时间分配各维度上的差异

（二）大学生课余时间分配与学业成就的关系

1.各变量间的相关性分析

研究结果显示，高校学生的自我管理（M=3.48,SD=0.71）、认知与思维（M=3.46,SD=0.70）、人际促进（M=3.62,SD=0.71）等维度上得分较高，这表明高校学生具有较强的自主管理、人际交往能力以及较高的认知思维水平。各变量的相关关系见表5，如表中所示，自我管理、课余时间分配以及学业成就之间存在显著的正相关关系。

表5 各观测变量的描述统计与相关性分析

2.课余时间分配与学业成就的回归分析

为深入探讨学生课余时间分配与其学业成就的关系，对学生课余时间分配的学习时间/非学习时间、积极利用时间/消极利用时间两个维度，分别与学生学业成就进行多元线性回归分析，建立了10个回归模型。

在课余时间分配的学习时间/非学习时间维度与学业成就各维度的回归模型中（见表6），学习时间不仅会正向预测学生学业成就的总体情况（β=0.336,p<0.001)，也积极影响到学业成就的各个方面，根据标准化系数可知，学习时间的长短对学生知识与技能的影响最大（β=0.438,p<0.001），其次是认知与思维（β=0.324,p<0.001），最后是人际促进（β=0.259,p<0.001）；非学习时间除了对学生的总体学业成就有明显正向预测作用外（β=0.104,p<0.001），仅对创新与实践起正向预测作用（β=0.304,p<0.001），说明学生的学习时间很大程度上能够影响学生的学业成就，尤其是知识与技能的学习，但是学生可以通过非学习时间的活动参与，活跃思维，促进创新思维的发展。

表6 学习与非学习时间影响大学生学业成就的多元线性回归

在课余时间分配的积极利用时间/消极利用时间维度与学业成就各维度的回归模型中（见表7），积极利用时间对学生学业成就的整体情况和各维度均有明显的正向预测作用（β=0.443,p<0.001)，根据标准化系数可知，积极利用时间对学生知识与技能的影响最大（β=0.526,p<0.001）；消极利用时间仅对学生的知识与技能有显著负向预测作用（β=-0.129,p<0.001）。说明积极利用时间发展自我才能更好地提高学业成就，消极利用时间则会导致学业成绩的下滑。

表7 积极利用时间与消极利用时间影响大学生学业成就的多元线性回归

3.课余时间分配中介效应检验

（1）共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验法对数据进行共同方法偏差的检验。结果显示，在本研究中，特征根大于1的因子有11个，且第一个因子解释的变异量为24.79%，小于临界值40%，这表明本研究不存在明显共同方法偏差问题。

（2）中介模型检验

基于已有研究中学生自我管理、学业成就与时间分配三者之间的关系，以及本研究所提出的研究假设，建立了以时间分配为中介的多重中介模型，以考察我国高校学生不同类型的时间分配在自我管理与学业成就之间所发挥的中介影响。模型一以学习时间与非学习时间为中介变量，自我管理为自变量，学业成就为因变量。模型二以积极利用时间与消极利用时间为中介变量，自我管理为自变量，学业成就为因变量。

经检验，两个模型各拟合指数良好，模型一中χ2=314.336，χ2/df=8.73，RMSEA=0.08，CFI=0.96，TLI=0.93，NFI=0.95，IFI=0.96；模型二中χ2=318.502，χ2/df=8.85，RMSEA=0.08，CFI=0.96，TLI=0.93，NFI=0.95，IFI=0.96，两个模型路径图详见图1和图2。

图1 学习时间与非学习时间在自我管理与学业成就中的中介路径图

图2 积极利用时间与消极利用时间在自我管理与学业成就中的中介路径图

由表8可知，在模型一中，学习时间在自我管理与学业成就之间的中介作用显著，自我管理可以正向预测学生的学习时间（γ=0.49，p＜0.001），并且学习时间对学业成就有正向预测作用（γ=0.10，p＜0.01）；非学习时间在自我管理与学业成就之间也起到显著的中介作用，并且自我管理正向预测学生的非学习时间（γ=0.21，p＜0.001），非学习时间正向预测学生的学业成就（γ=0.06，p＜0.05）。在模型二中，积极利用时间在自我管理与学业成就之间起显著的中介作用，并且学生的自我管理行为可以正向预测学生的积极利用时间（γ=0.46，p＜0.001），积极利用时间可正向预测学生的学业成就（γ=0.16，p＜0.001），支持假设（3）。此外，消极利用时间的中介作用不显著。

表8 中介效应检验分析

五、讨论与建议

（一）讨论分析

1.大学生课余时间分配的人口学差异

研究结果表明，大学生课余时间分配在人口学特征上存在着显著差异。性别在积极利用时间维度具有显著性差异，男生积极利用时间要多于女生。已有研究通常针对课外学习时间的使用情况，李琳琳的研究［18］、查奇芬等人的研究［11］均得出女生课外学习时间显著高于男生的结论。由此看来，男生的课外学习时间虽然低于女生，但他们的积极利用时间高于女生。这表明与女生相比，男生的课外时间分配更广泛，课外活动更丰富。

学生户籍所在地在时间分配的二维度上（学习时间与非学习时间、积极利用时间与消极利用时间）均具有显著性差异，表现为城市学生不仅学习时间和积极利用时间明显高于农村学生，其非学习时间和消极利用时间也明显高于农村学生。导致这一两极分化现象的原因可能是由于城市学生成长于资源相对丰富和优越的环境中，例如，城市学生从小参加各类兴趣班或者社团的学习机会远远多于农村学生，他们视野开阔，兴趣广泛，对社会流行事物敏感。而这一特点是一把“双刃剑”，态度端正、积极向上的学生能够发挥这一优势，积极利用时间，而对于自我管理能力差、消极懈怠的学生而言，就会让时间在各种诱惑中流失。林秀莲等人的研究结论能够支持这一观点，她们指出城镇本科生在基础课学习阶段出现了较为明显的分化状况，说明城镇新生在大学学习适应上较农村新生存在明显的差异，部分城镇学生成了学习中的“差生”［19］。

不同年级大学生在非学习时间与积极利用时间维度上具有显著性差异，大二学生分配于非学习时间与积极利用时间最多且明显多于大三学生，其他年级学生之间差异并不显著。大二学生相对大一学生而言，不再像大一时感受到新环境的约束，他们在已熟悉和适应的大学生活中开始进行更多的自由活动；相对大三年级而言，大二学生还没有进入考研或择业阶段，虽分配于非学习活动的时间较多，但是他们所进行的活动多是有意义的活动。有研究者认为大二的学生在适应了大学生活之后，学业压力还不大，他们会积极寻找机会参加社会实践，想通过这种方式丰富课余生活并提升自身能力［20］。因此不难理解为什么大二学生的非学习时间和积极利用时间高于其他年级。

不同专业的大学生在非学习时间以及消极利用时间上均存在显著差异，艺术、军事等专业的学生比人文社科以及理工科的学生的非学习时间和消极利用时间更长，人文社科与理工科学生在时间分配上并无显著差异。这种不同是由于艺术、军事等专业的学生同人文社科以及理工科学生相比，在学业性质、学习习惯等方面的差异所造成的。但有研究显示人文社科学生和工科学生在课外活动和社会以及休闲活动上的时间分配具有显著差异［6］。本研究结果不一致的原因或许与活动分类存在的差异以及与调查样本的选择有关。

2.大学生课余时间分配对学业成就的影响

大学生的学习时间分配对其知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践以及学业成就均具有显著的正向预测作用，非学习时间分配对创新与实践以及学业成就具有显著的正向预测作用；积极利用时间对学生的知识与技能、认知与思维、人际促进、创新与实践以及学业成就均具有显著的正向预测作用，消极利用时间对知识与技能具有显著的负向预测作用。这表明，课余时间分配会影响到学生发展，并且课余时间使用情况的不同对学生不同方面的发展会产生不同效果。具体表现为，大学生的学习时间以及积极利用时间有助于自身各种能力的发展，说明大学生在课余时间中通过完成各种课程作业、积极参与科研活动、开展课外阅读以及准备考证等可以提高学生对于所学知识的理解，发展思维，提高与他人的人际交流能力与实践能力。该结论与已有研究结论具有一致性，李琳琳指出课外学习时间与学生的通识能力和专业能力提升都有显著正相关［18］，刘声涛等人的研究也表明，学生在课外学习、社会活动上花费的时间可以积极影响学生的批判性思维、社交技能以及自我认知［21］。另外，大学生用于非学习的时间并没有阻碍学生能力的发展，相反还可以促进学生能力的发展，尤其是学生创新与实践能力的发展。出现这样的结果，是由于此次对于课余时间的分配划分为两个维度，在非学习时间中包含了有利于学生自身发展的积极活动，例如运动健身，发展个人兴趣爱好，参加学校、学院、社团活动，担任学生会工作，兼职，打工，勤工俭学等。因此，关于非学习活动促进了学生能力发展，可以理解为学生通过积极参与有利于自身发展的活动从而提升了能力。最后，大学生消极利用时间对学生各方面的能力具有消极影响，在本研究中这种消极影响仅在知识与技能的发展方面呈现出显著性。

3.课余时间在自我管理与学业成就之间的中介作用

学习时间在自我管理与学业成就之间的中介作用显著，自我管理可以正向预测学生的学习时间，学习时间正向预测学业成就；非学习时间在自我管理与学业成就之间的中介作用显著；学习时间与非学习时间在自我管理与学业成就之间的双重中介作用显著。积极利用时间在自我管理与学业成就之间起显著的中介作用，自我管理行为正向预测学生的积极利用时间，积极利用时间正向预测学生的学业成就；消极利用时间的中介作用不显著。这表明课余时间分配在自我管理与学业成就之间有着显著的中介作用。这意味着，学生的自我管理不仅直接影响学生的学业成就，也通过学生的课余时间分配对学业成就产生影响。具体而言，自我管理能力越强的学生花在学习上的时间越多，时间的积极利用率越高，其学业成就水平越高。这一结论与已有研究结果相符，即学生的课外学习时间对提高学习成绩有积极影响，课外时间的分配可以显著提高学生的多项能力［18］。

（二）政策建议

1.关注差异，实行学生分类指导

不同的学生群体有不同的课外时间分配特征，学校应关注不同性别、年级、学科、经济、文化背景的学生学习体验差异，尊重客观差异，提供个性化的课外指导与帮助；对由学科、年级等客观因素带来的时间分配具有差异的学生，实行分类指导。比如，大二学生会有更多的空闲时间从事各项活动，学校应该更加强调对大二学生活动的规范和引导，使学生从事的活动能够最大限度地起到正面、积极的影响；针对面临就业的四年级学生，可以为他们提供就业指导；有意识地关注经济、文化背景处于弱势群体地位的学生，为他们提供充足的奖助学金资源以及学习指导，帮助其克服学业和生活障碍。

2.“软硬兼施”，促进学生学习时间和积极利用时间的增加

学习时间和积极利用时间的增加有助于促进学生各种能力的发展，高校作为大学生学习和生活的主要场所，应从“软件”和“硬件”两方面着手促进学生学习时间和积极利用时间的增加。一方面，学校及相关人员应注意引导学生树立正确的价值观，形成科学、正确的课外学习和活动方式，在平衡学习时间和非学习时间的前提下，把课余时间作为培养个人兴趣爱好、提升个人综合素养的重要途径，激发学生的内在学习和发展动力。另一方面，学校要为学生提供优质的课外活动场所，如设施完善的自习室、运动场，资料丰富的图书馆，开放的机房、科技馆等，学生在这些丰富多彩的活动场所中充实自己，减少消极时间利用，增加积极时间利用，以发展自己各方面的能力。

3.增强意识，培养学生自我管理能力

现代教育的价值是以学生为中心，促进学生自我教育［22］，发挥他们的主体性、自主性，最终实现自我发展［23］。自我管理能力是大学生实现自身发展的核心能力。一直以来，我国大学教育注重学生的知识学习、创新能力一类的硬核能力的培养，对诸如自我管理能力这类“隐性”能力的培养则未能加以重视。对此，一方面，高校管理部门、教师应面对全体学生采取设置课程、开设讲座、开展实践活动等措施加强学生的自我管理能力培养，推动大学生自我管理和自主学习，提高大学生在制定规划、管理时间、调节情绪等方面的自我管理能力，使大学生获得持续的成长动力。另一方面，大学生需增强自我管理意识，自觉学习掌握自我监控策略，培养自我管理习惯，学会自我设计、自我充实，成为善于驾驭时间的主人［24］，从而合理、高效、积极利用课余时间，提高学业成就。