葛　操，李春豆，李世杰

(鄭州大學 教育學院，河南 鄭州 450001)

中學生都普遍存在拖延的問題，這是個廣泛存在卻也不容忽視的問題.學業(yè)拖延是指學生在學習活動的過程中，對自己想要完成的，并且應該完成的學習任務出現(xiàn)了非理性的延遲.可以理解為：首先，學習拖延是個體想要完成的也就是學生是自愿完成的，有自主的意愿；其次，個體的這種延遲是非理性的，其中并不包括自己有計劃的推遲某件事或者活動；最后，學習的拖延到最后常會有一些不良的情緒體驗隨著拖延一起產(chǎn)生.初中生正是形成人格完善自我的關(guān)鍵時期，了解學生在這個階段的拖延狀況并在了解現(xiàn)實的基礎(chǔ)上適當引導，提出有效可行的干預措施，將具有一定的現(xiàn)實意義.

自我效能感概念最早由班杜拉提出，他認為自我效能感其實就是個體對于自己是不是能成功完成某件活動任務或者完成某種行為的一個推測與判斷，放在學生身上而言，也就是說學生對于自己是否能完成某項任務要求的一個自信程度.它是一個主觀感受，會直接影響到個體在任務或者活動中所表現(xiàn)的狀態(tài)，包括自信感以及個體對這個任務或活動所付出的努力程度，甚至自我效能感的高低可以決定你在活動中出現(xiàn)的行為表現(xiàn).所以無論是從完善初中生的人格上還是提高初中生學習的自信心從而增強學習行為的表現(xiàn)來看，了解初中生學習自我效能感的狀況并想辦法提高是很重要的.

自我效能感是學業(yè)拖延的重要影響因素，在目前國內(nèi)外的研究中，相較于初中生，針對大學生的研究是相對更多的，認為大學生的自我效能感水平和拖延水平都是要高于初中生的，還有很多研究加入了第三個影響因素在研究里，比如時間管理能力、完美特質(zhì)、自我效能感高低、任務性質(zhì)、完成任務的自信心大小、自我控制水平能力高低等因素有關(guān)，也與學習者的個性特質(zhì)、角色沖突、自我調(diào)節(jié)能力不足以及學習任務特征等因素有關(guān).還有研究表明中學生知覺的班級環(huán)境和學業(yè)自我效能感是學習拖延的重要影響因素.學習自我效能感可以負向預測學業(yè)拖延.本研究通過問卷調(diào)查的形式了解初中生的學習自我效能感和學業(yè)拖延的現(xiàn)實狀況，并對他們之間的關(guān)系做一個研究，在此基礎(chǔ)上希望能為初中生自我效能感的提高和學業(yè)拖延的干預提供更多的理論依據(jù).

1　方法

1.1　研究對象

隨機分層選取河南省某中學156人，向該校學生發(fā)放問卷，其中七、八、九年級發(fā)放問卷數(shù)均為52份，共156份，其中有效問卷有150份，有效回收率為96.2%.

1.2　研究工具

1.2.1中學生學習拖延問卷

本問卷是由鄭素瑾于2009年編制而成，問卷一共有17個題目，采用Likert5點量表評分，選“完全符合”得5分、選“比較符合”得4分、選“不能確定”得3分、選“不太符合”得2分、選“完全不符合”得1分.這17個題目選項可以分為4個維度，分別是：計劃缺失、狀態(tài)不佳、行為遲滯和執(zhí)行不足.本問卷的信度和效度均良好，符合心理測量學的要求，其中問卷得分數(shù)越高則說明學生存在的學習拖延情況就越嚴重.本研究中總問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.921，其中各個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)則在0.675～0.780之間.

1.2.2學習自我效能感量表

本量表是華中師范大學的梁宇頌、周宗奎編制的，本量表一共有22道題，問卷采用的是Likert5點量表評分，每個題目包括5個選項，選“完全符合”得5分、選“比較符合”得4分、選“不能確定”得3分、選“不太符合”得2分、選“完全不符合”的1分.需要注意的是該問卷有反向計分，其中7，11，12是需要反向計分的題目，其他均正向計分.該問卷量表符合心理測量學要求，可以適用于初中生.最后總得分越高則表明學業(yè)自我效能感的水平就越高.問卷分為兩個維度，其中每個維度包括11道題，第一維度是學習能力自我效能感，第二個維度是學習行為自我效能感.學習自我效能感總量表的Cronbach α系數(shù)為0.817，總量表區(qū)分的兩個維度的Cronbach α系數(shù)分別為：學習能力自我效能感的α系數(shù)為0.794，學習行為自我效能感的α系數(shù)為0.616.

1.3　研究過程和程序

本研究運用問卷調(diào)查法，首先進行被試的篩選,用鄭素瑾的《中學生學習拖延問卷》和梁宇頌的《學習自我效能感量表》，按照班級對選好的被試進行集體施測.答題前，主試首先要向被試說清楚指導語，被試則需要再看清調(diào)查者的要求并理解好指導語之后自己對問卷進行填寫，填寫過程中被試如果有問題，可以舉手向主試詢問，被試要同時填寫兩份問卷.問卷采取不記名填寫問卷的方法，并對他們的填寫結(jié)果進行保密.最后在測驗完成以后，主試把問卷全部收回.

1.4　數(shù)據(jù)處理

對問卷進行回收，有效問卷率為100%，將收回的問卷計算得分，并將所得數(shù)據(jù)錄入計算機，然后采用 SPSS20.0 軟件對所得數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理和分析.本研究所用到的主要統(tǒng)計方法有描述性統(tǒng)計分析、多元方差分析、相關(guān)分析、回歸分析.

2　研究結(jié)果

2.1　初中生學習自我效能感與學業(yè)拖延的現(xiàn)狀

表1是150名初中生學習自我效能感分數(shù)和學業(yè)拖延分數(shù)的基本現(xiàn)狀.學習自我效能感分數(shù)SD=14.321，學習能力自我效能感SD=8.773，學習行為的自我效能感SD=7.252.學業(yè)拖延分數(shù)SD=14.833，計劃缺乏SD=4.865，狀態(tài)不佳SD=3.894，行為遲滯SD=4.597，狀態(tài)不佳SD=3.335.

表1　學習自我效能感和學業(yè)拖延的描述統(tǒng)計

2.2　初中生學習自我效能感和學業(yè)拖延在年級和性別上的差異

2.2.1年級和性別對學習自我效能感和學業(yè)拖延的多元方差分析

表2是對不同年級和性別的多元方差分析結(jié)果，方差分析結(jié)果表明：初中生的學業(yè)拖延分數(shù)上，年級的主效應差異顯著(F=4.487，P<0.05)，四個維度里，計劃缺乏的年級主效應差異顯著(F=4.833，P<0.05)；狀態(tài)不佳的年級主效應差異顯著(F=3.958，P<0.05)；執(zhí)行不足的年級主效應差異顯著(F=3.393，P<0.05).執(zhí)行不足的性別主效應差異顯著(F=6.062，P<0.05).年級和性別的交互作用不顯著.初中生的學習自我效能感分數(shù)上，年級的主效應差異不顯著(F=0.202，P>0.05)，兩個維度上，學習能力自我效能感差異不顯著(F=0.023，P>0.05)，學習行為自我效能感差異不顯著(F=0.750，P>0.05)；性別的主效應差異不顯著(F=295，P>0.05)，兩個維度上，學習能力自我效能感差異不顯著(F=1.020，P>0.05)，學習行為自我效能感差異不顯著(F=0.451，P>0.05)，年級和性別的交互作用不顯著.

表2　年級和性別對學習自我效能感和學業(yè)拖延的多元方差分析

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01

2.2.2不同年級學生的學業(yè)拖延分數(shù)的差異顯著性分析

表3表示的是不同年級初中生學業(yè)拖延的顯著性分析結(jié)果，對每兩個年級都進行比較，結(jié)果顯示：初中生的學業(yè)拖延總分除了在七年級和八年級之間差異顯著之外，其他年級差異都不顯著.各維度中，計劃缺乏、狀態(tài)不佳、執(zhí)行不足這3個維度均是在七年級和八年級之間差異顯著.對不同年級初中生學習自我效能感的顯著性分析結(jié)果中，對每兩個年級都進行比較，結(jié)果顯示：初中生的學習自我效能感總分在各年級之間差異都不顯著.兩個維度在各年級之間差異均不顯著.

2.3　初中生學習自我效能感與學業(yè)拖延的相關(guān)關(guān)系

表4為學習自我效能感和學業(yè)拖延各個維度之間的矩陣相關(guān)表.結(jié)果顯示：學習自我效能感和學業(yè)拖延的相關(guān)系數(shù)是 -0.297，相關(guān)顯著(P<0.01).且只有學習行為和狀態(tài)不佳相關(guān)關(guān)系不顯著之外，其他均相關(guān)關(guān)系顯著.

2.4　性別在學習自我效能感對學業(yè)拖延影響中的調(diào)節(jié)作用

表5表明：R2值為0.99，性別在學習自我效能感對學業(yè)拖延的影響中存在調(diào)節(jié)效應，男性調(diào)節(jié)效應顯著(F=3.708，P<0.05)，女性調(diào)節(jié)效應不顯著(F=2.455，P>0.05).說明初中生的學習自我效能感對學業(yè)拖延的影響中，對男性來說，會有比較顯著的影響，對女生來說影響不到.也就是說男生的學習自我效能感會顯著影響到學業(yè)拖延程度.

表3　不同年級學生的學業(yè)拖延分數(shù)的差異顯著性分析

表4　學習自我效能感和學業(yè)拖延的相關(guān)矩陣

表5　調(diào)節(jié)作用表

2.5　初中生學習自我效能感對學業(yè)拖延的多元回歸分析

將自我效能感、學習能力和學習行為分別作為自變量，學業(yè)拖延作為因變量進行多元回歸分析，采用逐步回歸法，過濾掉不顯著的量，得到上述結(jié)果，結(jié)果表明回歸效應顯著(F=15.115，P<0.01)，R2值為0.93.模型的常量為59.382,學習能力自我效能感的回歸系數(shù)為-0.515.t檢驗的結(jié)果達到了顯著性水平P<0.01，因此常數(shù)項和回歸系數(shù)都是具有統(tǒng)計學意義的，也就是說自變量和因變量的線性關(guān)系是顯著的.建立線性回歸方程為y=59.382-0. 515x，這里y代表的是因變量，也就是學業(yè)拖延分數(shù)，x代表自變量，也就是學習能力自我效能感分數(shù)，可以用學習能力自我效能感分數(shù)預測學業(yè)拖延的分數(shù).

表6　回歸模型系數(shù)表

3　結(jié)果討論與分析

3.1　初中生學習自我效能感的現(xiàn)狀分析

上述表2的多元方差分析結(jié)果表明：初中生的學習自我效能感分數(shù)上，年級主效應差異不顯著.分析原因可能主要存在于被試之間的差異，比如被試的地區(qū)差異、被試對待問卷的態(tài)度、被試的主觀感受等；還有主試以及施測過程可能存在的干擾因素，或者其他一些未控制的額外變量的影響等等.從表1中可以看出，初中三個年級的學習自我效能感平均分為65.61，說明初中生的自我效能感處在一個中等的發(fā)展狀況，根據(jù)其平均分可以看出學生的自我效能感在七、八、九三個年級分別呈現(xiàn)“高—低—低”的一種趨勢.國內(nèi)學者周國韜在研究中發(fā)現(xiàn)，中學生學業(yè)自我效能感的發(fā)展趨勢是逐漸下降的，初二學生的下降幅度相對比較明顯.對于以上出現(xiàn)的結(jié)果主要可以從兩個方面來解釋，一是學業(yè)科目及難度的不斷加大，二是來自學習的壓力不斷增大.初一的學生剛剛從小學畢業(yè)，小學時期聽話的狀態(tài)得以延續(xù)，同時也會對未來產(chǎn)生憧憬并滿懷信心，會樹立目標，并傾向于去實現(xiàn)，這讓他們相信自己有學習好的能力，而且初一的課程相對比較簡單，這樣初一學生的自我效能感的水平是會偏高的.進入初二初三后，學科數(shù)目與學科難度均不斷增加，需要學生更多地能對知識進行整合，綜合理解和應用，題目也會更靈活，會使學生在沒有形成良好的知識系統(tǒng)時感到無助，在知識的駕馭上也不能做到游刃有余，同時面對中考、教師家長的壓力，學生的學習信心也會不同程度受到挑戰(zhàn)，這都會影響到他們的自我效能感.所以教師在教學過程中不僅要了解學生的學習，還要了解他們的心理發(fā)展狀況以及面對的壓力，多進行鼓勵式的引導，讓他們相信自己是可以完成學習目標的.

3.2　初中生學業(yè)拖延的現(xiàn)狀分析

表2的多元方差分析結(jié)果表明：初中生的學業(yè)拖延分數(shù)上，年級的主效應差異顯著，四個維度里，計劃缺乏的年級主效應差異顯著，狀態(tài)不佳的年級主效應差異顯著，執(zhí)行不足的年級主效應差異顯著.七年級和八年級拖延分數(shù)差異顯著.表1中結(jié)果顯示，三個年級學業(yè)拖延總的平均分為42.42，這是低于平均水平的，說明初中生的學業(yè)拖延程度相對較低，三個年級中七年級的學業(yè)拖延水平是最低的，八年級顯著升高，到九年級又有所下降，但降幅不大，差異不顯著，呈現(xiàn)“低—高—低”的趨勢；女生的平均拖延水平低于男生，執(zhí)行不足上男女差異顯著.分析其原因主要如下：首先，初中生的學習時間大部分在教師的監(jiān)督之下，在校期間，無論是在課堂還是課后作業(yè)上，都有教師的引導和監(jiān)督，這在很大程度上降低了學生的拖延程度，所以學生在初中階段內(nèi)的拖延水平相對偏低.初中生的拖延更多體現(xiàn)在教師監(jiān)控之外的課余時間.缺乏對學習的計劃和安排也會增大拖延的可能.年級上的差異主要是因為：七年級的拖延程度最低，因為七年級的學生剛從小學畢業(yè)，還保留有小學階段的特點,對教師敬畏與尊敬感，更愿意服從教師的安排，對新階段的初中生活也處在適應期，所以拖延程度較低.進入八年級之后，完成適應期的他們開始進入青春期，開始挑戰(zhàn)權(quán)威，對教師產(chǎn)生懷疑，并出現(xiàn)逆反心理，開始形成自己的交往圈，并體驗著現(xiàn)實自我與理想自我之間越來越明顯的心理沖突，理性自我追求完美，可是現(xiàn)實又達不到，他們開始體驗更多的挫敗感，他們的自尊受到威脅，開始害怕失敗，拖延行為開始增多.進入九年級之后，教師的監(jiān)督會更加嚴，但與此同時他們對于中考的壓力增大，同學之間的競爭也開始越來越明顯，學習難度也加大，就會出現(xiàn)部分的學生開始迷茫，學習的信心也開始下降，甚至有的學生出現(xiàn)自我放縱,比如不交作業(yè)甚至逃課，這些原因都會影響到學業(yè)拖延.另外男女生在執(zhí)行不足上的差異顯著，一個方面是女生更容易聽家長教師的話，另一方面當出現(xiàn)學業(yè)拖延比如作業(yè)沒有按時交，教師對待男女生的態(tài)度有差異，會對男生更寬容，這會導致男生更容易出現(xiàn)學業(yè)拖延.因此在教學活動中針對這些情況，應對他們不同程度的拖延進行更有針對性的引導，使他們在完成教師布置任務的過程中學會自己對學習進行計劃和安排.

3.3　初中生學習自我效能感與學業(yè)拖延的相關(guān)分析

從表4可以看出，學生的自我效能感和學業(yè)拖延存在十分顯著的負相關(guān)，也就是說自我效能感的分數(shù)低的學生，存在學業(yè)拖延的問題也就越大，反之則低.因為自我效能感高的學生，認為自己有能力學習好，這樣他就更容易在一個合適的時間開始學習任務，會選擇有一定難度但通過努力自己能勝任的任務，他們更積極，更會迎難而上，全力以赴的去迎接在學習過程中出現(xiàn)的挑戰(zhàn)，所以他們較少出現(xiàn)學業(yè)拖延.而自我效能感低的學生，他們對自己的信心不足，擔心自己學不好，他們害怕失敗，有太多的顧慮和阻力，在學習過程中遇到難題時他們也很容易退縮或者放棄從而拖延，所以自我效能感低的學生學業(yè)拖延程度會高.

3.4　性別在初中生學習自我效能感對學業(yè)拖延的影響中的調(diào)節(jié)作用

表5結(jié)果表明,性別在學習自我效能感對學業(yè)拖延的影響中存在調(diào)節(jié)效應，男性調(diào)節(jié)效應顯著，女性調(diào)節(jié)效應不顯著.說明初中生的學習自我效能感對學業(yè)拖延的影響中，對男性來說，會有比較顯著的影響，在初中階段的男生的好勝心較女生會大，處在一個突然脫離家長管制的一個自信心膨脹的青春期，需要成就感證明自己，當男生感覺到自己沒有辦法學好時，為了回避可能出現(xiàn)的失敗而不愿意出現(xiàn)學習的行為，從而拖延，所以自我效能感對男生的拖延行為影響更為顯著.

3.5　初中生學業(yè)拖延對學習自我效能感的回歸分析

表6結(jié)果表明,學習自我效能感和學業(yè)拖延之間存在顯著的線性關(guān)系，因此以學習自我效能感為自變量，以學業(yè)拖延為因變量可以建立線性回歸方程.自變量學習自我效能感的回歸系數(shù)為-0.515，建立線性回歸方程y=59.382-0. 515x，這里y代表的是因變量，也就是學業(yè)拖延分數(shù)，x代表自變量，也就是學習自我效能感分數(shù)，通過回歸方程可以用學習自我效能感分數(shù)預測學業(yè)拖延的分數(shù).

4　結(jié)論與建議

本研究通過問卷調(diào)查的方式對河南省初中生進行了學習自我效能感和學業(yè)拖延的關(guān)系研究，得出了以下結(jié)論：

(1)初中生的學習自我效能感沒有存在顯著的性別差異和年級差異，性別和年級的交互作用差異不顯著.

(2)初中生學業(yè)拖延年級差異顯著，性別差異不顯著，七年級的拖延水平最低.

(3)初中生的學習自我效能感和學業(yè)拖延之間存在顯著的負相關(guān).

(4)性別在學習自我效能感對學業(yè)拖延的影響中存在調(diào)節(jié)效應，男性調(diào)節(jié)效應顯著，女性調(diào)節(jié)效應不顯著.

(5)初中生的學習自我效能感和學業(yè)拖延之間線性關(guān)系顯著，可以建立線性回歸曲線，以學習能力自我效能感分數(shù)預測學業(yè)拖延分數(shù).

在上述結(jié)果中，初中生的學業(yè)拖延水平是相對整體偏低的，但是因為初中階段正是形成人格穩(wěn)定的最佳時期，所以對這個階段學生的研究十分有必要，初中學校自我效能感水平處于中等水平，這提醒我們在學生的成長過程中不僅要關(guān)注學生的學習，還要提高學生學習的自信心，提高學生的自我效能感，另外學習自我效能感和學業(yè)拖延之間的相關(guān)關(guān)系啟示我們在干預學業(yè)拖延的時候，提高學習自我效能感也是一種可行的思路.

本文的研究結(jié)果與已有研究結(jié)論大體一致，但是還是有一些需要改進的，針對不足提出一些建議.首先由于客觀條件的限制，樣本數(shù)量不夠多，導致收集的問卷數(shù)量相對較少，對此應適當增加樣本容量，取樣的不足是會對結(jié)果造成一定偏差的，另外本研究的被試是選取河南省某所中學的，取樣范圍相對比較小，可推廣性不強，對此的建議是在條件允許的情況下適當增大取樣范圍.其次影響中學生自我效能感和學業(yè)拖延的因素是十分多且復雜的，因為條件的限制，無法對其都進行控制，甚至還可能存在一個中介變量共同影響著這兩個因素，或者這兩者中的其中一個是以中介變量的形式存在從而影響到另外的一個因素，所以對因素的控制方面也存在不足，對此應多閱讀文獻借鑒一些相關(guān)的研究經(jīng)驗，參考具體的實踐來完善此類相關(guān)研究，使以后的研究日趨完善.

參考文獻：

[1] Corkin D M,Yu S L,Wolters C A, et al. The role of the college classroom climate on academic procrastination [J]. Learning and Individual Differences,2014,32:294-303.

[2]Demeter D V,Davis S E. Procrastination as a Tool: Exploring Unconventional Components of Academic Success[J]. Creative Education,2013,4(7A2):144-149.

[3]Pellas N. The influence of computer self-efficacy,metacognitive self-regulation and self-esteem on student engagement in online learning programs: Evidence from the virtual world of Second Life [J]. Computers in Human Behavior,2014，35:157-170.

[4]班杜拉.自我效能：關(guān)于行為變化的綜合理論[J]. 心理學評論，1977(84)：191-215.

[5]陳秋珠.初中生學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感關(guān)系研究[J]. 華東師范大學學報(教育科學版)，2016(3)：100-106.

[6]陳陳，燕婷，林崇德.大學生完美主義、自尊與學業(yè)拖延的關(guān)系[J].心理發(fā)展與教育，2013，29(4)：368-377.

[7]代麗男.團體輔導對改善中學生學業(yè)拖延的實證研究[D].呼和浩特：內(nèi)蒙古師范大學，2011.

[8]董存梅，劉冰瑤.初二學生的自我決定動機對其學業(yè)投入的影響：成就目標的中介作用[J]. 心理與行為研究，2016，14(1)：57-63.

[9]范金剛，門金澤.高中生自我效能感在班級心理氣氛與學習投入間的中介效應[J].中國健康心理學雜志，2011，19(2)：206-208.

[10]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.

[11]劉莉.初中生未來時間洞察力、學業(yè)延遲滿足與學業(yè)自我效能感的關(guān)系研究[D].沈陽：沈陽師范大學，2012.

[12]龐維國.大學生學習拖延研究綜述[J]. 心理科學，2010(1)：147-150.

[13]齊丹.中學生學業(yè)拖延的現(xiàn)狀與特點研究[J]. 現(xiàn)代中小學教育，2011，21(3)：57-59.

[14]王覓，錢銘怡，王文余，等.以提升自我調(diào)節(jié)學習效能感為主的團體干預對學業(yè)拖延狀況的改善[J]. 中國心理衛(wèi)生雜志，2012，25(12)：921-926.

[15]王超超.初中生自我效能感-學業(yè)情緒與學業(yè)拖延的關(guān)系研究[D].石家莊：河北師范大學，2010.

[16]徐明津，楊新國，吳柑瀾,等.大學生應對方式、學習倦怠與學業(yè)拖延的關(guān)系[J].中國健康心理學雜志，2015，23(2)：243-245.

[17]胥興春，王彩霞.初中生學業(yè)拖延的特征及其與學業(yè)成績的關(guān)系研究[J]. 教育科學，2011(2)：20-23.

[18]于俊平.初中生自我決定學習動機對學業(yè)拖延的影響[D].臨汾：山西師范大學，2012.

[19]張楊.初中生學業(yè)拖延與人格，一般自我效能感的關(guān)系研究[D].新鄉(xiāng)：河南師范大學，2012.

[20]鄭素瑾.中學生學習拖延及其相關(guān)因素研究[D].上海：上海師范大學，2009.

[21]鄒維興，謝玲平，全開鳳.中學生學業(yè)自我效能感對學習拖延的影響:學習倦怠的中介效應[J]. 西華大學學報(哲學社會科學版)，2013(2)：66-68.

[22]周永紅，呂催芳，楊于岑.時間管理傾向與學習拖延：自我效能感的中介作用分析[J]. 中國臨床心理學雜志，2014，22(3)：533-536.

[23]趙丹.大學生學業(yè)拖延、學業(yè)自我效能感與學習動機的關(guān)系研究[D].石家莊：河北師范大學，2014.