Advances in Psychology 心理学进展, 2021, 11(5), 1170-1177
Published Online May 2021 in Hans. /journal/ap
/10.12677/ap.2021.115132
初中生自我肯定对学业拖延的影响：
学业自我效能感的中介作用
韩思雅，郝雨，孙小越，刘朦朦，孙红梅*
天津中医药大学，管理学院，天津
收稿日期：2021年4月7日；录用日期：2021年5月13日；发布日期：2021年5月20日
摘要
为了探究初中生自我肯定、学业自我效能感和学业拖延的关系，采用中学生学业拖延量表、学业自我效能感量表和GHQ-自我肯定量表对河南省471名初中生进行调查。研究结果发现：1) 自我肯定与学业自我效能感呈显著正相关，自我肯定、学业自我效能感与学业拖延呈显著负相关；2) 在自我肯定与学业拖延之间，学业自我效能感具有显著部分中介作用。结论：自我肯定不仅能够直接预测学业拖延，还可以通过学业自我效能感对学业拖延产生间接影响。
关键词
学业拖延，自我肯定，学业自我效能感，中介作用
The Influence of Junior High School
Students’ Self-Affirmation on Academic
Procrastination: The Mediating Effect
of Academic Self-Efficacy
Siya Han, Yu Hao, Xiaoyue Sun, Mengmeng Liu, Hongmei Sun*
School of Management, Tianjin University of Traditional Chine Medicine, Tianjin
Received: Apr. 7th, 2021; accepted: May 13th, 2021; published: May 20th, 2021
Abstract
In order to explore the relationship between lf-affirmation, academic lf-efficacy and academic *通讯作者。
韩思雅等procrastination of junior high school students, 471 junior high school students in Henan province were investigated by using academic procrastination scale, academic lf-efficacy scale and GHQ- lf-affirmation scale. The results showed that: 1) there was a significant positive correlation be-tween lf-affirmation and academic lf-efficacy, while there was a significant negative correla-tion between lf-affirmation, academic lf-efficacy and academic procrastination.
2) between lf-affirmation and academic procrastination, academic lf-efficacy plays a significant mediating role. Conclusion: Self-affirmation can not only directly predict academic procrastination, but also indirectly affect academic procrastination through academic lf-efficacy.
Keywords
Academic Procrastination, Self-Affirmation, Academic Self-Efficacy, Intermediary Role
This work is licend under the Creative Commons Attribution International Licen (CC BY 4.0).
/licens/by/4.0/
1. 引言
拖延是我们日常生活中的一个普遍现象，指知道自己应该去做一件事，甚至想去做这件事，但却无
法在预期的时间范围内激励自己去做这件事(Senécal, Koestner, & Vallerand, 1995)。拖延存在于我们
生活
中的各个方面，包括学习、工作、家庭等等。学业拖延作为学习领域中的常见现象，近些年来受到社会
各领域的广泛关注。学业拖延指总是或几乎总是推迟学业任务，以及总是或几乎总是经历与拖延相关的
问题焦虑(Solomon & Rothblum, 1984)。有研究发现学业拖延在中学生、高中生和大学生中十分常见(Ghosh & Roy, 2017; Ziegler & Opdenakker, 2018; Li et al., 2019)，并且严重的学业拖延会对个体产生一系列的负面影响，如，长期的学业拖延会降低个体的自我效能感，提高个体的孤独感(冯文珍，刘亚平，罗增让，2020)，引发个体焦虑、抑郁等消极情绪(焦卉，郭检生，2020；兰岚，于双双，2018)，严重危害个体的心理健康。相关研究还表明，学业拖延可以降低个体的自尊和幸福感(赖运成，林文倩，2018；尹义力，2019)。因此，揭示个体的学业拖延的影响因素及其心理机制则成为十分有意义的问题。
初中是个体发展的特殊时期，处于青春期的初中生生理和心理上都有很大变化，第二性征的发展、
心理的不成熟、自我意识的高涨及繁重的学业使得初中生的心理异常敏感脆弱，并且不愿听从别人意见
与建议。学业拖延作为他们学习过程中出现的普遍现象(马春芳，2020；高亚利，2020；黄宏捷，2020)，
如果此时不加注意任其发展下去，就有可能使学生永久形成拖延的不良习惯，并对其以后工作产生影响。
同时，由学业拖延带来的学习成绩下降使得学生自尊心受挫并产生不良情绪，容易致使学生走向错误的
道路，对他们的成长和终身发展都有极大影响。因此，了解拖延的成因及规律，有助于引导学生克服拖
延问题，养成良好的学习习惯。
一些研究者从个人特质出发，寻找引起拖延行为的原因，例如自尊、人格、完美主义、自我效能
感、自我肯定等(田艳辉，魏婷，2020；Lee, Kelly, & Edwards, 2006)。自我肯定是人格特质中的一个
重要方面，指支持自我感知的完整性、整体适应性和道德充分性的行为或认知事件(Steele, 1988)。自
我肯定不仅能够缓和受到威胁的自我概念，还能够控制重要结果(Steele, 1988)。研究发现自我肯定除
了让人们感觉自己有能力控制重要结果之外，还能帮助人们实现自我控制(Schmeichel & Vohs, 2009)。
自我肯定水平较低的个体由于反思与监控能力差，在任务过程中难以集中注意力，不能合理调节自己
韩思雅等
的行为，因此容易出现学业拖延现象。基于上述研究，有必要对自我肯定与学业拖延的关系进行深入探讨。
学业自我效能感是指个体相信自己能够在指定的水平上成功地完成给定的学业任务(Schunk, 1991)。
已有研究证实，自我肯定和学业自我效能感二者之间存在密切的关系(刘磊，2012)。国外也有相关研究证实与非自我肯定的个体相比，自我肯定的参与者所报告的自我效能感水平更高(Jessop, Simmonds, & Sparks, 2009; Sherman, Nelson, & Steele, 2000)。其次，学业自我效能感是影响学业拖延的另外一个重要因素。实证研究表明，学业自我效能感与学业拖延呈显著负相关，学业自我效能感负向预测学业拖延(Ge & Li, 2018; Ziegler & Opdenakker, 2018; Przepiorka, Blachnio, & Siu, 2019)，对学业自我效能感进行干预可以有效减少学业拖延现象(Krispenz, Gort, Schultke, & Dickhaur, 2019)。学业自我效能感高的学生在学习中更多地使用有效的认知策略，更有效地管理自
己的时间和学习环境，更善于监控和调节自己的努力，以按时完成目标，避免拖延(Chemers, Hu, & Garcia, 2001)。因此，本研究假设学业自我效能感在自我肯定与学业拖延的关系中起中介作用。
综上所述，本研究假设：自我肯定可能对学业拖延行为产生负向影响(H1)；自我肯定可能通过学业自我效能感的中介作用间接影响学业拖延行为(H2)。
2. 方法
2.1. 研究对象
采用随机取样方法，在河南省某所中学选取478名学生作为施测对象。剔除无效问卷后，获得有效问卷为471份，有效回收率为98.5%。其中，男生251人，女生220人，年龄为14.11 ± 0.87岁；初一学生157人，初二学生106人，初三学生208人。
2.2. 研究工具
2.2.1. 学业拖延
采用左艳梅(2010)编制的中学生学业拖延问卷。该问卷共17个题目，包括延迟计划、延迟执行、延迟补救、延迟总结四个维度。采用里克特5点计分法，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，其中部分
题项采用反向计分，得分越高表明个体的拖延水平越高。该量表具有良好的信效度，本研究中Cronbach’s α系数为0.94。
2.2.2. 学业自我效能感
采用梁宇颂(2000)编制的学业自我效能感量表。该量表共22个题目，包括学习能力效能感和学习行为效能感两个维度。采用里克特5点计分法，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，其中部分题项采用反向计分，得分越高表明个体的自我效能感水平越高。该量表具有良好的信效度，本研究中Cronbach’s α系数为0.92。
2.2.
3. 自我肯定
采用李虹和梅锦荣(2002)修订的一般健康问卷GHQ-20中的自我肯定量表。该量表共9个题目，采用“是–否”计分方法，选“是”得1分，选“否”得0分，其中部分题项采用反向计分，得分越高表明个体的自我肯定水平越高。该量表具有良好的信效度，本研究中Cronbach’s α系数为0.75。
2.3. 数据处理
使用SPSS26.0软件对各量表数据进行统计分析，使用Hayes (2013)建立的SPSS宏程序PROCESS 进行中介效应检验。
韩思雅等
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法对三个问卷的所有题目进行探索性因素分析，结果显示抽取特征根大于1的公因子数有7个，且第一个因子解释的变异量为36.89%，小于临界值40%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 学业拖延、自我肯定、学业自我效能感的描述统计及相关分析
各变量的描述统计和相关分析结果如表1所示，初中生学业拖延及各维度与学业自我效能感及各维度存在显著负相关；与自我肯定存在显著负相关；学业自我效能感及其各维度与自我肯定存在显著正相关。Table 1. The descriptive statistics and correlation analysis of academic procrastination, academic lf-efficacy and lf-affirmation
表1. 学业拖延、学业自我效能感、自我肯定的描述统计及相关分析
M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1延迟计划12.75 4.03 1
2延迟执行10.87 3.99 0.70** 1
3延迟补救9.16 3.42 0.72**0.74** 1
4延迟总结7.47 2.61 0.74**0.71**0.76** 1
5学业拖延40.26 12.52 0.90**0.89**0.90**0.88** 1
6能力效能感38.62 8.07 –0.64**0.61**–0.71**–0.69**–0.74** 1
7行为效能感37.62 6.45 –0.73**–0.70**–0.74**–0.71**–0.81**0.78** 1
8学业效能感76.24 13.53 –0.72**–0.69**–0.77**–0.74**–0.82**0.95**0.94** 1
9自我肯定 6.37 2.30 –0.40**–0.40**–0.32**–0.43**–0.43**0.44**0.43**0.46** 1
注：*：p < 0.05；**：p < 0.01；***：p < 0.001，下同。
3.3. 学业自我效能感在自我肯定与学业拖延之间的中介作用
首先将模型中各变量进行标准化处理，然后参考温忠麟等人(温忠麟，侯杰泰，张雷，2005)的中介模型检验程序，对学业自我效能感在自我肯定与学业拖延之间的中介效应进行检验。回归分析结果如表2所示，自我肯定能显著负向预测学业拖延、正向预测学业自我效能感；当自我肯定和学业自我效能感同时进入回归方程时，二者均能显著负向预测学业拖延，且自我肯定对学业拖延的预测作用变小，表明学业自我效能感在自我肯定与学业拖延间起部分中介作用，中介效应占总效应的81.63%。
Table 2. Regression analysis of academic procrastination, academic lf-efficacy and lf-affirmation among junior high school students
表2. 初中生学业拖延与学业自我效能感、自我肯定的回归分析表
回归方程整体拟合指数回归系数显著性结果变量预测变量R R2 F βt
学业拖延自我肯定0.43 0.19 109.07 –0.43 –10.44***
学业自我效能感自我肯定0.45 0.20 119.78 0.45 10.94***学业拖延学业自我效能感0.82 0.68 487.92 –0.78 –26.52***
自我肯定–0.08 –2.77**
韩思雅 等
Figure 1. The mediating role model of academic lf-efficacy 图1. 学业自我效能感的中介作用模型
采用Bootstrap 法对中介效应的结果进行检验，抽取5000个样本对学业自我效能感中介效应的95%置信区间进行估计，结果如表3和图1所示。学业自我效能感在自我肯定与学业拖延间的间接效应的Boot 标准误为0.18，其Bootstrap95%置信区间为[–2.27, –1.57]，不包含0，表明学业自我效能感在自我肯定与学业拖延间的中介效应显著。
Table 3. The mediating effect of academic lf-efficacy on lf-affirmation and academic procrastination 表3. 学业自我效能感在自我肯定与学业拖延间的中介效应
效应值 Boot 标准误
Boot CI 下限
Boot CI 上限
相对中介效应 直接效应 –0.44 0.16 –0.76 –0.13 18.34% 间接效应
–1.92
0.18
–2.27
–1.57
81.36%
4. 讨论
4.1. 初中生自我肯定与学业拖延的关系
本研究发现自我肯定能够负向预测学业拖延行为。自我肯定理论认为人们有维持自我完整性的动机(C
ohen & Sherman, 2014)，而自我完整性是指个体相信自己是胜任的和有效的(Cohen, Garcia, Apfel, & Master, 2006; Taylor, Lerner, Sherman, Sage, & McDowell, 2003)。根据自我决定理论，高自我肯定水平的个体更易将成功归因于自己的能力、努力，而非运气、环境等外在因素，因此他们对自身的学习能力充满信心，即使遇到困难也不退缩，相信自己能够克服困难，能够坚持学习行为，避免拖延行为。自我一致性理论认为对自己有积极认知的个体更容易察觉到自身行为和自我期望之间的差异(Stone & Cooper, 2003)，当他们意识到自己的消极行为所产生的结果与自我期望不一致时，就会想方设法改变行为，获得积极结果，因此为了实现高学业目标很少出现拖延行为。自我肯定的个体还培养了一种以威胁而不是逃避为取向的态度，如果威胁被视为重要且可解决的，他们更倾向于以一种建设性的方式处理威胁，而不是花精力在回避、抑制。此外，有拖延行为的个体通常都受担心失败的情绪困扰，这些情绪困扰最终源自不合理的信念，而自我肯定作为一种积极合理信念，相应地可以减少拖延行为(姚军，王坚，2015)。
4.2. 学业自我效能感的中介作用
本研究还考察了自我肯定对学业拖延的作用过程，通过中介效应检验发现，自我肯定不仅能够直接负向影响学业拖延，还可以通过学业自我效能感的中介作用对学业拖延产生间接影响。高自我肯定的个体往往具有较高的内部动机，他们执行某种行为或许是为了心理上的愉悦和满足。当个体更充分地内在化一种行为时，就会获得更大的自主性，当他们出于自主的原因参与一项活动时，可能会表现出更
大的主动性和持久性，并且体验到普遍的积极情绪和态度，比如兴趣和享受。而研究发现积极的态度又可以增强学业自我效能感(Evashwick, Rowe, Diehr, & Branch, 1984; Motl, McAuley, Wynn, Sandroff, & Suh, 2013)
。高学业效能感的个体更有兴趣从事某种学业活动，在学习过程中会更加主动地寻找解决问题的方
