高職生自我效能感、學業情緒和學業拖延的關系

周威 宋燦 周情情

摘要：考察高職生學業拖延的現狀以及自我效能感、學業情緒和學業拖延的關系。本研究采用問卷法對湖南省某高職院校的432名學生的自我效能、學業情緒和學業拖延進行調查，分析了學業拖延在性別和年級上的分布差異，并探討了學業情緒在自我效能感和學業拖延之間的中介作用。

關鍵詞：高職生；自我效能感；學業情緒；學業拖延

中圖分類號：G710 文獻標志碼：A 文章編號：1674-9324（2016）02-0206-03

學業拖延被認為是不必要地拖延學習任務以至于產生心理不適應感的行為。有研究認為，學業拖延是一種習慣性行為，可跨越時空，受一種人格特質的影響。也有的研究認為，拖延行為與負性情緒、自我效能或寫論文、備考、完成每周的閱讀任務密切相關，受特定情境影響。

自我效能是個體在具體情境下對于其能否完成一定行為的主觀判斷，一種主觀的自我認知信念。研究結果表明，自我效能感與學業拖延存在顯著負相關，高自我效能可激發學習動機，促進學業投入；而低自我效能則易引發學業拖延，與頻發的學業拖延相關。

學業情緒是指學生在學習過程中產生的或由學習結果所帶來的各種情緒體驗。研究顯示，學業情緒與學業拖延之間存在相關，如熊俊梅等人發現學業情緒維度中的消極低喚醒情緒和積極低喚醒情緒對學業拖延有顯著預測作用。

為更好地揭示認知、情緒與行為之間的關系，Wells提出了自我調節執行功能模型（S-REF）。他認為，個體在面臨任務時，首先激活了長時記憶中的認知信念，這些認知信念對個體的認知加工發揮著調控作用。其中有兩種非理性認知信念和負性情緒之間的關系最為密切：一是有關擔憂的積極信念，認為擔憂可以促進問題解決；二是有關擔憂的失控和危險感，認為擔憂是不可控的和危險的。為了抵御不良情緒的干擾，個體會選擇采取各種回避行為，如拖延行為。

綜上所述，自我效能感、學業情緒和學業拖延之間存在相關，學業情緒可能在自我效能感和學業拖延關系之間有中介作用，本研究欲實證之。本研究選擇體育高職生為被試，調查其文化知識學業拖延狀況及其與自我效能和學業情緒的關系，以期為高職生的心理健康和學習輔導提供依據和參考。

一、對象與方法

（一）對象

被試來自湖南某體育職院，采用分層整群抽樣的方法進行問卷調查。共發放問卷500份，回收有效問卷432份，有效率為86.4%。被試年齡18～21歲；男生280名，女生152名；大一學生160名，大二學生169名，大三學生103名。

（二）工具

1.拖延評估量表-學生版由Solomon和Rothblum在1984年聯合編制。該量表包括兩部分，第一部分測量拖延程度，有18個項目，采用5點評分制。1代表從不，5代表總是。第二部分測量拖延的原因。本研究主要采用量表的第一部分作為研究工具，并根據研究對象的特殊性，進行了一定的適應性調整。在本研究中，第一部分18道題的內部一致性信度系數α為0.83。

2.大學生學業情緒量表。該問卷由徐先彩于2009年編制，共有50個題目，分為積極活動定向學業情緒問卷、積極結果定向學業情緒問卷、消極活動定向學業情緒問卷、消極結果定向學業情緒問卷四個分問卷。該問卷的驗證性因素分析結果表明，四個分量表的各項模型擬合都達到可以接受的標準，各個項目的標準化載荷也達到了顯著性水平；各個分問卷的克隆巴赫一致性系數和分半系數都達到0.80以上。

3.一般自我效能量表。該量表最早由德國柏林自由大學的著名臨床和健康心理學家Ralf Schwarzer教授和他的同事于1981年編制完成，本研究采用由王才康等人修訂的信度和效度較高的中文版本，其Cronbachα系數為0.87，分半信度為0.82，重測信度為0.83。

（三）數據處理

運用spss20.0進行數據分析。

二、結果與分析

（一）體育高職生學業拖延狀況

根據Solomon和Rothblum的研究，本調查將在學業拖延程度、拖延的困擾程度和減少拖延意愿程度各維度上，其項目分得分大于或等于4的（即經常如此）作為高分，納入高分頻數群分析；得分小于3的（即較少如此）作為低分，納入低分頻數群分析，得分為3～4的納入中等頻數群分析。

從表1中可知，體育高職生的學業拖延程度平均數為2.18，學業拖延困擾的平均數為2.30，減少拖延意愿的平均數為2.62。進一步分析發現，一半以上的被試有中等或高等的學業拖延程度，大約60%的被試有中等或高水平的拖延困擾，大約有65%的被試有中等或高水平的減少拖延意愿。整體來看，體育高職生的學業拖延的平均值為2.37，高程度的學業拖延的被試占0.69%，中等程度的學業拖延的被試占67.13%，低程度的學業拖延的被試占大約30%。

（二）體育高職生學業拖延的差異比較

以性別和年級分別為自變量，以學業拖延為因變量，獨立樣本t檢驗的結果表明，體育高職生在學業拖延上存在顯著的性別差異（t=5.808，P<0.05），這表明男生的學業拖延（=2.421）顯著高于女生的學業拖延（ =2.252）；單因素方差分析表明，體育高職生的學業拖延在年級上的差異不顯著（F=1.431，P>0.05）。

（三）體育高職生自我效能感、學業情緒和學業拖延的相關性

由表2可知：體育高職生學業拖延與自我效能感呈顯著負相關（P<0.001），與積極學業情緒（積極活動定向學業情緒和積極結果定向情緒）呈顯著負相關（P<0.001），與消極學業情緒（消極活動定向情緒和消極結果定向情緒）呈顯著正相關（P<0.001）；體育高職生自我效能感與積極學業情緒呈顯著正相關（P<0.001），與消極學業情緒呈顯著負相關（P<0.01）；體育高職生積極學業情緒與消極學業情緒呈顯著負相關（P<0.05）。

（四）體育高職生學業情緒在自我效能感和學業拖延之間的中介作用

為檢驗學業情緒在自我效能感和學業拖延之間的中介作用，本研究根據中介效應檢驗程序，以學業拖延為因變量，自我效能感為自變量，兩種學業情緒分別為中介變量，采用逐步回歸分析的方法進行考察，分析結果見表3。

從表3中可知，由于依次檢驗（t1、t2、t4）都是顯著的，所以兩種學業情緒的中介效應顯著，都是部分中介效應，中介效應占的比例為：積極學業情緒的中介效應比例：0.339×（-0.246）/（-0.284）×100%=29.36%；消極學業情緒的中介效應比例為：-0.124×0.331/（-0.284）×100%=14.45%。

三、討論

本研究顯示，被調查的體育高職生中約50%的學業拖延處于中等水平，約1%的體育高職生學業拖延處于高水平。從拖延造成的困擾的情況看，有60%的被調查學生有中等或高程度被學業拖延困擾。從減少拖延的意愿方面看，約70%的被調查學生有中等或高水平的減少拖延的意愿，說明大部分體育高職生都希望減少各種學業拖延行為。整體上，被調查的體育高職生中約70%的學生自我報高有中等程度的學業拖延，學業拖延在體育高職生群體中也比較普遍地存在。對于在學業拖延上存在性別差異，大多數研究認為，女生性格敏感、細膩，更易因拖延帶來的不良后果而產生自責和愧疚，因此女生學習自制力強些，比較不易產生學業拖延。以往研究中學業拖延的年級差異結論也存在不一致，因此關于年級對學業拖延的影響還有待進一步探討。

本研究表明，體育高職生的學業拖延與自我效能感呈顯著負相關，這表明自我效能感低的人，學業拖延行為較多，而自我效能感高的人，學業拖延行為較少。而體育高職生學業拖延與積極學業情緒呈顯著負相關，與消極學業情緒呈顯著正相關，這說明擁有高的積極學業情緒的人出現的學業拖延行為少，而擁有高的消極學業情緒的人出現的學業拖延行為多。此外，體育高職生的自我效能感與積極學業情緒呈顯著正相關，與消極學業情緒呈顯著負相關。自我效能感高的學生在面對壓力時能做到冷靜思考問題并積極去解決問題，這時學生在學業上不易出現拖延行為；而自我效能感低的學生，在面對壓力時會體驗到強烈的消極情緒，并產生退縮或防御行為來被動應對環境，這樣的學生在學業上容易出現拖延行為。

此外，積極學業情緒和消極學業情緒均能在自我效能感和學業拖延之間具有部分中介作用，自我效能感不僅可直接作用于學業拖延，也能通過學業情緒影響學業拖延。自我效能感通過消極學業情緒則對學業拖延有增強作用，即自我效能感低的學生，消極學業情緒也高，而消極學業情緒易激發更多的自我保護或防衛，而妨礙積極性的調動，從而增強了其學業拖延，使得學業拖延程度高。

這提示學校教育，在減少體育高職生學業拖延行為時，不僅可以從提高學生自我效能感入手，也能通過改善學生的不良學業情緒來減少學業拖延行為的出現。學校可以積極開展心理健康教育活動，幫助體育高職生學會怎樣調節不良學業情緒，從而避免學生因學習上的情緒問題而出現更多的學業拖延行為。

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