邱 歡 王 璐

中國.遼寧師范大學(遼寧大連) 116029 E-mail：athrun99@126.com

·論 著·(發(fā)展心理)

初中生學業(yè)拖延的影響因素

邱 歡 王 璐

中國.遼寧師范大學(遼寧大連) 116029 E-mail：athrun99@126.com

目的:以初中生作為研究對象，調(diào)查該群體學業(yè)拖延的總體狀況，并對學業(yè)自我效能感與成就動機這兩個變量對學業(yè)拖延的影響作用進行探討。方法:研究采用問卷調(diào)查的方法，使用《中學生學業(yè)拖延問卷》、《學習自我效能感量表》以及《成就動機量表》對大連市內(nèi)某所初中的288名學生進行問卷調(diào)查，并將所得數(shù)據(jù)整理后運用SPSS進行分析。結(jié)果:初中生學業(yè)自我效能感與成就動機呈顯著正相關(guān)(r=0.363，P<0.01)，同時學業(yè)自我效能感與學業(yè)拖延之間呈顯著負相關(guān)(r=-0.365，P<0.01)；而成就動機與學業(yè)拖延之間也呈顯著負相關(guān)(r=-0.442，P<0.01)；成就動機作為中介變量，在學業(yè)自我效能感影響學業(yè)拖延過程中，其部分中介作用比例為35.4%。結(jié)論:初中生的學業(yè)拖延現(xiàn)象是普遍存在的；學業(yè)自我效能感和成就動機對學業(yè)拖延的影響方式主要包括兩種：其一是學業(yè)自我效能感可以直接地負向預測學業(yè)拖延；其二是成就動機作為中介變量，在學業(yè)自我效能感影響學業(yè)拖延的過程中起到了部分中介作用，使前者對后者產(chǎn)生了間接的影響。

學業(yè)自我效能感；學業(yè)拖延；成就動機；初中生

在學生日常的學習過程中，學業(yè)拖延作為影響學生學習成績的重要因素之一，已經(jīng)逐漸引起了心理學和教育學領(lǐng)域研究者們的廣泛關(guān)注與討論。

關(guān)于學業(yè)拖延，Senécal將其定義為學習者能夠意識到自己應該按時完成學業(yè)任務(wù)，卻并沒有在所設(shè)的期限內(nèi)達到目標[1]。

而以往相關(guān)研究中，Lee和陳保華等人的研究都發(fā)現(xiàn)學業(yè)拖延與動機密不可分，拖延行為與動機不足有關(guān)。Wolters的研究顯示，自我效能感較高的個體能夠合理地計劃時間完成學習任務(wù)，拖延行為較少，反之則會經(jīng)常推遲任務(wù)的開始。由此可見，動機和自我效能感均為學業(yè)拖延的重要影響因素。

自我效能感的含義最早是由Bandura在1977年提出的，之后進一步將學業(yè)自我效能感定義為學生應對特定學習問題的能力以及其參與學習活動的完成度的判斷，即學生對自身學習能力的自信程度[2]。

成就動機最早被稱作為“成就需要”，是由Murray在《人格探討》這本書里第一次提出的。馮忠良等人在《教育心理學》一書中對成就動機的定義：即個體追求自認為重要的或有價值的工作，力求取得成功的一種內(nèi)在驅(qū)動力[3]。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，進一步探討學業(yè)自我效能感和成就動機對初中生學業(yè)拖延存在怎樣的影響。

1 對象與方法

1.1 對象

選取大連市某初中的初一至初三年級的學生作為被試，并采用隨機取樣的方法，每年級隨機抽取兩個年級，共6個班級，其中初一、初二、初三分別為83、87、82名被試，共121名男生，131名女生。

1.2 方法

采用問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷288份，回收問卷278份(96.5%)，其中，剔除無效問卷26份后，得到有效問卷252份(87.5%)。

1.2.1 中學生學業(yè)拖延問卷[4]:由左艷梅于2010年編制，包括17個項目。問卷分為4個維度，分別是延遲計劃、延遲執(zhí)行、延遲補救和延遲總結(jié)。該問卷總體與其4個分維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.72～0.91之間；分半系數(shù)在0.76～0.85之間，具有良好的信度。

1.2.2 學習自我效能感量表[5]該量表是由梁宇頌和周宗奎共同編制的，包括學習行為和學習能力兩個維度，每個維度包含11個項目，總共22個項目。學習行為自我效能感的Cronbach α系數(shù)為0.616，學習能力自我效能感的Cronbach α系數(shù)為0.794，總量表的Cronbach α系數(shù)為0.817。

1.2.3 成就動機量表[6]該量表于1970年由Gjesme T 和Nygard R 編制而成，由葉仁敏進行修訂?？偭勘戆?0個項目，包含追求成功的動機和避免失敗的動機這兩個維度，每個維度有15個項目，采用4級評分，總得分等于追求成功的動機得分與避免失敗的動機得分二者之差。量表的分半信度為0.77,效度為0.58，具有良好的信度和效度。

1.3 統(tǒng)計處理

采用SPSS 16.0統(tǒng)計軟件對回收數(shù)據(jù)進行相關(guān)和回歸分析。

2 結(jié) 果

2.1 初中生學業(yè)拖延總體情況

為了解初中生學業(yè)拖延的總體情況，將數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和頻數(shù)分析，結(jié)果顯示，初中生學業(yè)拖延平均分數(shù)為43.44分，其中最高分為78分，最低分為20分，標準差為12.96。大部分初中生的得分集中于30～60分之間，占總體的69.8%。由此可知，初中生的學業(yè)拖延現(xiàn)象普遍存在，但拖延的程度并不嚴重。

2.2 學業(yè)自我效能感、成就動機與學業(yè)拖延相關(guān)分析

對初中生的學業(yè)自我效能感、成就動機以及學業(yè)拖延3個變量進行相關(guān)性檢驗，檢驗結(jié)果表明，初中生學業(yè)自我效能感與成就動機二者之間呈顯著正相關(guān)(r=0.363，P<0.01)，同時學業(yè)自我效能感與學業(yè)拖延之間呈顯著負相關(guān)(r=-0.365，P<0.01)。而成就動機與學業(yè)拖延之間也呈顯著負相關(guān)(r=-0.442，P<0.01)。

2.3 成就動機的中介作用

本研究中，自變量X為學業(yè)自我效能感，中介變量M為成就動機，因變量Y為學業(yè)拖延，根據(jù)中介變量的定義，自變量X通過影響變量M來對因變量Y產(chǎn)生影響時，那么M即為中介變量。因此，3個變量之間的影響作用可以用以下3個方程來表示，即Y=cX+e1，M=aX+e2，Y=c'X+bM+e3，在第一個方程中，系數(shù)c代表學業(yè)自我效能感對學業(yè)拖延的總效應，系數(shù)a代表學業(yè)自我效能感對成就動機的回歸系數(shù)，而系數(shù)b代表成就動機對學業(yè)拖延的回歸系數(shù)，而c'則代表了學業(yè)自我效能感對學業(yè)拖延的直接作用。根據(jù)溫忠麟[61]等人在研究中提出的中介效應的檢驗程序，對3個變量進行回歸分析。

2.3.1 對學業(yè)自我效能感及學業(yè)拖延進行回歸分析 為檢驗總效應系數(shù)c是否顯著，進行回歸分析，處理結(jié)果見表1。學業(yè)自我效能感能夠顯著的負向預測學業(yè)拖延，其解釋率達到13.0%。

2.3.2 對學業(yè)自我效能感及成就動機進行回歸分析 為檢驗方程中的回歸系數(shù)a是否顯著，進行回歸分析，結(jié)果見表2。學業(yè)自我效能感對成就動機具有顯著的正向預測作用，其解釋率達到12.8%。

2.3.3 成就動機在學業(yè)自我效能感和學業(yè)拖延之間的中介作用 為檢驗方程中的系數(shù)b與系數(shù)c'是否顯著，進行回歸分析，結(jié)果見表3。學業(yè)自我效能感和成就動機能夠共同進入回歸方程，且回歸系數(shù)顯著，結(jié)果表明,二者可以顯著的負向預測學業(yè)拖延，共同作用的解釋率達到23.8%。

表1 學習自我效能感與學業(yè)拖延的回歸分析

表2 學習自我效能感與成就動機的回歸分析

表3 學業(yè)自我效能感、成就動機與學業(yè)拖延的回歸分析

綜合以上結(jié)果分析，學業(yè)自我效能感和成就動機對學業(yè)拖延的影響途徑主要有兩種：其一，學業(yè)自我效能感可以直接地負向預測學業(yè)拖延；其二，依據(jù)中介作用的檢驗程序，由于回歸系數(shù)c、a、b及c'均是顯著的，說明成就動機作為中介變量，在學業(yè)自我效能感影響學業(yè)拖延的過程中起到部分中介作用，使前者對后者產(chǎn)生間接的影響，部分中介效應占總效應的比例達到35.4%。

3 討 論

3.1 初中生學業(yè)拖延總體情況以及與自我效能感、成就動機三者的關(guān)系

初中生群體的學業(yè)拖延現(xiàn)象是普遍存在的，但其程度并不嚴重，只有個別初中生的情況比較嚴重。

研究結(jié)果表明，初中生的學業(yè)自我效能感與學業(yè)拖延呈顯著負相關(guān)。高自我效能感會選擇富有挑戰(zhàn)性的學習任務(wù)，而自信水平較高者更具有時間管理傾向[7]，能夠選擇有效的學習方法和策略，遇到困難可以堅持下去，很少出現(xiàn)學業(yè)拖延行為；反之低自我效能感的個體避免選擇困難的任務(wù)，遇到困難時推遲或放棄任務(wù)，出現(xiàn)較多的學業(yè)拖延行為。

初中生的學業(yè)自我效能感與成就動機二者之間是呈顯著正相關(guān)的，學業(yè)自我效能感高的學生在學習過程中有著較強的自信心，能夠激發(fā)學生產(chǎn)生更高的成就動機。此外，相關(guān)研究表明學業(yè)自我效能感會對學業(yè)情緒產(chǎn)生影響[8]，學業(yè)自我效能感高的個體很少出現(xiàn)緊張和焦慮等消極情緒，在成功完成任務(wù)后對學業(yè)自我效能感會起到正向的反饋作用；而學業(yè)自我效能感差的學生在遇到有難度的任務(wù)時容易出現(xiàn)消極情緒，成就動機水平較低。

最后，由相關(guān)分析的結(jié)果顯示，初中生的成就動機與學業(yè)拖延之間呈顯著負相關(guān)，這同宋玉萍等人的研究結(jié)果相同[9]，作為驅(qū)動個體追求成功的內(nèi)部力量，成就動機高的學生更能堅持執(zhí)行學習任務(wù)，當任務(wù)失敗時也能以更加積極向上的態(tài)度去面對接下來的學習任務(wù)，對自身的約束以及時間的利用更加有效率，極少出現(xiàn)學業(yè)拖延現(xiàn)象。而成就動機低的學生通常會由于畏懼失敗，不愿意承擔因失敗引起的后果，比如教師和家長的責備以及同伴的嘲笑等，從而導致學習態(tài)度消極，拖延程度加重。

3.2 成就動機的中介作用分析

通過將學業(yè)自我效能感與學業(yè)拖延進行回歸分析，所得數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，前者可以直接負向地預測后者。在學生的學習過程中，通過增加學生的成功體驗，以此來增強其自信心，提高學業(yè)自我效能感，能夠有效地預防和減少學業(yè)拖延行為。

通過對中介效應的檢驗結(jié)果表明，成就動機在學業(yè)自我效能感影響學業(yè)拖延的過程中起到了部分中介作用，即學業(yè)自我效能感既可以直接負向地預測學業(yè)拖延，也能通過中介變量成就動機來影響學業(yè)拖延。因此，不能僅僅注重提高學業(yè)自我效能感而忽視對成就動機的培養(yǎng)，雙管齊下才可以有效地減少學業(yè)拖延現(xiàn)象的發(fā)生。

初中生的學業(yè)拖延現(xiàn)象是普遍存在，但不嚴重。學業(yè)自我效能感可以直接地負向預測學業(yè)拖延。成就動機作為中介變量，在學業(yè)自我效能感影響學業(yè)拖延的過程中起到了部分中介的作用，使前者對后者產(chǎn)生了間接的影響。

[1]Senékal C,Koestner R,Vallerand R.Self-regulation and academic procrastination[J].The Journal of Social Psychology,1995,135:607-619

[2]Bandura A.Self-efficacy:The exercise of control[M].New York:Freeman,1997

[3]馮忠良,伍新春,姚梅林，等.教育心理學[M].北京:人民教育出版社,2000:230-232

[4]左艷梅.中學生學業(yè)拖延的問卷編制及其與父母教養(yǎng)方式的關(guān)系研究[D].重慶:西南大學,2010

[5]梁宇頌.大學生成就目標、歸因方式與學業(yè)自我效能感的研究[D].武漢:華中師范大學,2000

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[8]李潔，宋尚桂.大學生學業(yè)自我效能感、學業(yè)情緒與學習適應性[J].中國健康心理學雜志，2013,21(9):155-157

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The Effect of Academic Self-efficacy and Achievement Motivation on Academic Procrastination among Junior School Students

Qiu Huan,Wang Lu

Liaoning Normal University,Dalian 116029,China

Objective:To investigate the general characteristics of academic procrastination and explore the way to effect academic procrastination by two variables of academic self-efficacy and achievement motivation.Methods:The study used the academic procrastination questionnaire of middle school students,the academic self-efficacy scale and the achievement motivation scale to conduct a survey among 288 junior school students in Dalian.The date was analyzed with SPSS.Results:There was a significantly positive correlation between academic self-efficacy and achievement motivation(r=0.363，P<0.01),and significantly negative correlations between academic self-efficacy and academic procrastination(r=-0.365，P<0.01) as well as the relationship between achievement motivation and academic procrastination(r=-0.442，P<0.01).Achievement motivation played a role as a partial mediator factor in the relationship between academic self-efficacy and academic procrastination,and the proportion was 35.4%.Conclusion:The behavior of junior school students' academic procrastination is widespread.There are two ways of academic self-efficacy and achievement motivation to influence academic procrastination:Academic self-efficacy can directly and negatively predict academic procrastination;In another way,academic self-efficacy can indirectly effect academic procrastination through achievement motivation,and achievement motivation plays a role as a partial mediator factor in the relationship between academic self-efficacy and academic procrastination.

Academic self-efficacy;Academic procrastination;Achievement motivation;Junior school students

R395.9

A

1005-1252(2015)01-0140-04

10.13342/j.cnki.cjhp.2015.01.040

2014-07-21)