李小保 吳瀾婷 呂厚超

(西南大學心理學部，時間心理學研究中心，中國社區(qū)心理學服務與研究中心，重慶，400715)

1 引 言

學習是學生的主要任務，學習上的成功是學生生活滿意度的主要來源，也與其心理調適密切相關(Zuffianò et al.，2013)。在學業(yè)成就的影響因素中，未來時間洞察力(future time perspective，F(xiàn)TP)和自尊(self-esteem)受到學者們的廣泛關注(Andre，van Vianen，Peetsma，Oort，2018；杜剛，呂厚超，2017；Orth & Robins，2019；Whitesell，Mitchell，Spicer，2009)，對未來的積極預期有利于當前的自我調節(jié)行為(Bembenutty & Karabenick，2004)，對自身價值維護也是學生努力學習的內在動機(Moyano，Alberto & Alejandra，2020)。鑒于以往對于FTP、自尊和學業(yè)成就的縱向研究較少，且FTP和自尊的因果關系尚不明確，本研究旨在探究FTP和自尊對學業(yè)成就的縱向預測作用，以及FTP和自尊的因果關系。

FTP指個體對于未來的認知、情感體驗和行動傾向上的一種人格特質(黃希庭，2004；呂厚超，2014)，對個體的目標設置、行為和態(tài)度具有重要影響(Andre et al.，2018)。教育是面向未來的，因此FTP對學業(yè)至關重要，以往研究表明FTP對學生的學習動機、學習態(tài)度以及學業(yè)表現(xiàn)都具有積極作用(Andre et al.，2018)。FTP的核心在于平衡未來收益和即時享樂之間的關系，F(xiàn)TP越高的個體越傾向于延遲滿足(Husman，Brem，Banegas，Duchrow，Haque，2015)，采取有利于未來收益的行為，如較多的學業(yè)投入、理性的學習策略和持久的學習韌性(蔣虹，呂厚超，2017)。根據(jù)目標設置理論，個體的行為受到其對目標預期的驅動，目標能引導活動指向與目標有關的行為(Locke，1968)，而目標正是FTP的具體內容體現(xiàn)。FTP越高的學生，越能重視目標的價值，在目標的指引下，更能形成自我激勵信念以及采取有效行動，從而獲得良好學業(yè)成就(Shell & Husman，2015)?；诖?，本研究提出假設H1：FTP可以顯著正向預測學業(yè)成績。

自尊是個體對自我能力和自我價值的評價和情感體驗(Rosenberg，1965)，這種積極自我認知也是學生取得學業(yè)成功的關鍵因素(Valentine，DuBois，Cooper，2004)。橫向研究表明自尊與學業(yè)成就正相關(Top?u & Leana-Taclar，2018)，縱向研究發(fā)現(xiàn)自尊是學業(yè)成績的預測因素(Orth et al.，2019)。自尊水平高的個體追求的生活目標也更高，相信自身努力是促成積極結果的必要前提(Shipp，Edwards，Lambert，2009)，因而當面對學業(yè)困難時，這類個體通常能夠采取有效的問題解決策略。學習動機的自我理論強調了自我認知與自我評價在行動動機中的重要作用，認為自我本身就是行為的動機者，影響人們的心理和行為的各個方面(王振宏，劉萍，2002)。從自我價值理論(Covington，1984)的角度來看，自我價值感是個人追求成功的內在動力，個體往往把成功看作能力的體現(xiàn)而不是努力的結果。所以自尊通常與自我取向的內在動機正相關，能為學生提供專注于學習任務的內在動力(Top?u & Leana-Taclar，2018)。高自尊的學生會通過努力學習來維持自我價值感，而低自尊的學生對自我評價不足，認為自己不具備成功的條件，往往會經歷學業(yè)失敗(Whitesell et al.，2009)。據(jù)此，本研究假設H2：自尊可以顯著正向預測學業(yè)成績。

對于學生而言，F(xiàn)TP和自尊都是個體學業(yè)成績的重要影響因素，但二者因果關系尚不明確。以往研究有兩種觀點來探討二者關系。其一，F(xiàn)TP影響自尊。持該觀點的學者認為FTP對自我價值感的增強發(fā)揮著重要作用，F(xiàn)TP高的個體有著更高的期望，能強化對自身行為的賦值，表現(xiàn)為對自身的積極看法(Davis，Hicks，Schlegel，Smith，Vess，2015)。未來思維是個人成功關鍵決定因素，預先規(guī)劃未來、提前做好準備使得個體更容易獲得成功(Aspinwall，2011)，而成功所帶來的成就感有利于提升自尊水平(Baumeister，Campbell，Krueger，Vohs，2003)。未來取向的學生也會根據(jù)自身實際情況來設定目標，如果當下的努力促成了目標的實現(xiàn)，那么他們會給予自身更積極的評價，表現(xiàn)出高自尊水平(Lyu，Du，Rios，2019)。而FTP水平低的個體傾向于忽視未來目標的重要性，缺乏預先計劃的能力，容易面臨更多的失敗、生活挫折和心理壓力(Aspinwall，2011)，進而不利于個人的自尊水平。其二，自尊影響FTP。自尊作為當前主觀自我的表征，與未來自我表征之間存在緊密聯(lián)系，積極的自我評價會直接影響個人對未來任務的預期(Shipp et al.，2009)。社會認知理論(Bandura，2006)提出個人信念對人們的動機和行為選擇的具有普遍的影響，因此也會影響個體對未來的情景預期，有高自尊和自我效能感的個體更有可能想象未來成功的情景。研究表明，高自尊的個體更愿意維護自我價值，設置長遠目標(Shipp et al.，2009)。Kooij，Kanfer，Betts和Rudolph(2018)的元分析也將自尊作為FTP的前因變量，他們認為自尊不僅為當前的內在信念提供了基礎，同時也顯示出了個體對于未來的內在態(tài)度，因此提出是自尊影響FTP。以往研究雖然探討了自尊和FTP的內在聯(lián)系，但關于FTP和自尊的因果追蹤研究很少。本研究基于上述分析，認為FTP和自尊可能是相互影響的，自尊促進個體對未來的預期和規(guī)劃，反過來未來導向行為下取得的收益也是個體自我價值判斷的依據(jù)。據(jù)此，本研究提出假設H3：FTP可以正向預測自尊和H4：自尊可以正向預測FTP。綜上所述，本研究擬采用交叉滯后回歸設計探究FTP和自尊的因果關系，以及二者對學業(yè)成就的預測作用。

2 研究方法

2.1 被試

本研究是一個短期縱向研究，在獲得老師和家長的同意后，采用方便區(qū)取樣法選取河南某中學初一年級共10個班級312個樣本進行FTP、自尊和學業(yè)成績的測量。T1開學初(2018年9月)對被試的FTP和自尊進行測查，T2學期末(2019年1月)再次測查FTP和自尊，同時收集被試的期末成績(語文、數(shù)學和英語)。由于后測存在一定的流失，本研究保留參與兩次測量且無缺失值的樣本，有效樣本量為213份。213名的初一年級學生中，男生98人，女生115人，年齡介于10-15歲(M=12.56，SD=0.80)。

2.2 研究工具

2.2.1 未來時間洞察力

采用時間洞察力量表(ZTPI)未來分量表中文版(王晨，2016)。例如“我想完成某件事時，會設立目標并考慮到達目標的具途徑”，“只要有助于自己進步，我能堅持完成困難、枯燥的任務”。該分量表包含5個題目，5點計分，從1(非常不符合)-5(非常符合)，得分越高表明FTP越高。該量表共進行兩次測量，第一次測量α值為0.73，第二次測量α值為0.64。

2.2.2 自尊

自尊測量：采用 Rosenberg(1965)編制的自尊量表(SES)測量個體的自尊。該量表有10個題目，采用5點計分法，從1(非常不符合)-5(非常符合)，條目均分代表自尊水平，分數(shù)越高則自尊程度越高。該量表共進行兩次測量，第一次測量α值為0.78，第二次測量α值為0.77。

2.2.3 學業(yè)成績

收集學生春季學期期末的語文、數(shù)學和英語的測驗分數(shù)作為學生學業(yè)成績的衡量。學業(yè)成績只在第二次測量時進行了收集，第二次測量中三科成績的一致性系數(shù)為0.74。對各個學科的分數(shù)進行標準化處理，然后進行主成分因子分析，共抽取一個主因子，該主因子就是學業(yè)成績的最終指標。

3 結果分析

3.1 共同方法偏差

本研究中使用一些方法以避免可能造成的共同方法偏差問題，如反向計分題，在數(shù)據(jù)施測過程中強調數(shù)據(jù)的保密性等。在分析數(shù)據(jù)時，采用Harman單因子檢驗法分別對2次施測的共同方法偏差進行檢驗。未經旋轉的主成分分析結果發(fā)現(xiàn)：2次測量特征值大于1的因子總數(shù)依次為4、6個，且第一個因子解釋的變異量依次為 26.23%、23.42%，均小于 40% 的臨界標準，說明2次測量共同方法偏差均不明顯。

3.2 相關分析

各變量相關情況見表2。T1FTP、T2FTP、T1自尊、T2自尊及T2學業(yè)成績兩兩正相關。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計和相關分析

3.3 自尊與FTP的交叉滯后關系

采用結構方程模型考察自尊與FTP的交叉滯后關系。交叉滯后模型中，同一時間點潛變量和兩時間點相同觀測變量之間設置誤差相關，兩時間點相同潛變量間設置自回歸路徑，兩時間點不同變量間設置交叉滯后路徑，并采用平衡法打包，生成潛變量(Little，2013)。模型采用穩(wěn)健最大似然估計(robust maximum likelihood estimation，MLR)進行模型運算。模型估計結果如圖1所示。

圖1 自尊和FTP的交叉滯后模型

模型擬合良好，χ2/df=1.50，TLI=0.91，CFI=0.94，RMSEA=0.05。在控制發(fā)展穩(wěn)定性和同時性相關后，T1自尊可以顯著正向預測T2FTP(β=0.22，p=0.035)。T1自尊與T1FTP解釋了T2FTP共27.0%的變異。而T1FTP不能預測T2自尊，T1自尊可以解釋T2自尊22.8%的變異。

3.4 FTP、自尊對學業(yè)成績的影響

采用結構方程模型檢驗兩次測量的FTP和自尊對后測的學業(yè)成績的預測作用，并進一步檢驗后測FTP和自尊的間接作用。其中以T1自尊和T1FTP為自變量，以T2自尊和T2FTP為中介變量，以T2學業(yè)成績?yōu)榻Y果變量，性別、年齡為控制變量構建模型。整個模型擬合良好χ2/df=2.22，TLI=0.92，CFI=0.93，RMSEA=0.07。模型結果見圖2，詳細路徑系數(shù)見表2。

表2 路徑系數(shù)表

圖2 自尊和FTP對學業(yè)成績的影響

FTP與自尊的關系模式與交叉滯后回歸結果一致，即T1自尊能預測T2FTP(β=0.18，p<0.01)，而不是相反。在控制了T2FTP與T2自尊后，T1FTP能顯著預測T2學業(yè)成績(β=0.15，p<0.001)，T1自尊能顯著預測T2學業(yè)成績(β=0.18，p<0.05)。同時，T2FTP可以正向影響T2學業(yè)成績(β=0.17，p<0.05)，T2自尊也可以正向影響T2學業(yè)成績(β=0.20，p<0.01)。綜上所述，T2FTP能在T1自尊與T2學業(yè)成績之間起中介作用(效應值=0.18*0.7=0.03，占總效應的11%)。此外，T2自尊在T1自尊與T2學業(yè)成績之間起中介作用(效應值=0.36*0.20=0.07，占總效應的25%)，T2FTP在T1FTP與T2學業(yè)成績之間起中介作用(效應值=0.24*0.17=0.04，占總效應的20%)。

4 討 論

本研究發(fā)現(xiàn)T1FTP可以正向預測學業(yè)成績，符合假設1，與以往橫向的研究結果類似(杜剛，呂厚超，2017)。FTP對學業(yè)成績的影響可以從兩個方面來解釋。一方面，F(xiàn)TP反映了個體預期某個潛在行為的即時和未來結果的能力(Andre et al.，2018)，個體對任務價值和未來結果認知越清晰，追尋目標的動機就越強(Husman et al.，2015)。另一方面，高FTP的個體賦予未來目標更多的價值，從而采用更多的自我調節(jié)行為來實現(xiàn)目標(Baird，Webb，Martin，Sirois，2018)。

本研究發(fā)現(xiàn)T1自尊也可以預測T2學業(yè)成績，符合假設2，與以往研究結果相一致(Orth & Robins，2019；Top?u & Leana-Taclar，2018)。自尊通常被認為是彈性或積極適應的來源，高自尊個體能更積極地應對不良生活事件(Lin，2015)，這種應對挫折的能力對于青少年學業(yè)發(fā)展尤為重要。從信息加工的角度來看，低自尊的個體比高自尊的個體更容易對消極情緒和負性信息產生注意偏向，無法有效應對挫折和挑戰(zhàn)(Sar，Bilek，Celik，2018)。而高自尊的個體常將學業(yè)成就歸因為自身的能力，在遇到問題時更傾向于采取有效方法，因此有較好的學業(yè)成就(Top?u & Leana-Taclar，2018)。

本研究交叉滯后回歸發(fā)現(xiàn)T1自尊可以預測T2FTP，而T1FTP不能預測T2自尊，假設3不成立，假設4成立。當前的結果表明，青少年早期的自尊水平是影響個體FTP的前因變量而并非相反，符合Kooij等(2018)的觀點。社會認知理論認為對個體生活影響最大的因素是個人對自身的評價和信念(Bandura，2006)，這種信念會影響個體對未來的預期和當前的行為。自尊心高的個體對自我價值和能力有積極的評價，敢于接受挑戰(zhàn)(Baumeister et al.，2003)，所以他們可能更愿意設置遠大和清晰的目標，并且相信自己的行為可以促成期望的結果，所以也更愿意根據(jù)目標制定計劃，遵循計劃采取行動(Shipp et al.，2009)。而低自尊的人自我保護性更強，因為害怕失敗，從而導致不愿意去規(guī)劃未來，更易產生自我設限(王振宏，劉萍，2002)。青少年是發(fā)展的關鍵期，隨著年齡增加，其學業(yè)和生活壓力也迅速增加(Gomez‐Baya，Mendoza，Gaspar & Gomes，2018)，而自尊是應對壓力的重要性保護性因素，對個人未來行為的選擇和行動具有指導意義(Kooij et al.，2018；Shipp et al.，2009)。值得一提的是，本研究雖然發(fā)現(xiàn)T1FTP不能顯著預測T2自尊，但一方面可能是由于12歲左右的青少年尚未對未來有一個清晰的認知，F(xiàn)TP的價值未得到充分開發(fā)；另一方面可能是因為本研究所使用的測量工具主要是關于未來計劃、目標設置的能力(Zimbardo & Boyd，1999)，至于對于未來的情緒體驗是否對當前的自我情感評價產生影響有待進一步檢驗。未來研究可以使用FTP多維度測量工具，如Lyu和Huang(2016)的未來時間洞察力量表來探究未來認知、情緒和行為傾向等不同方面對自尊的影響。

此外，本研究進一步檢驗了T2FTP和T2自尊可能在T1FTP/T1自尊與T2學業(yè)成績之間的間接作用作用。結果發(fā)現(xiàn)，T1自尊可以通過T2自尊間接影響學業(yè)成績，T1FTP也可以通過T2FTP間接影響學業(yè)成績，表明自尊、FTP對學業(yè)成績的影響具有持久的作用。更重要地是，本研究發(fā)現(xiàn)T2FTP在T1自尊與T2學業(yè)成績之間起到部分中介作用。青少年的自尊水平主要源于其對過去自我的評價，反映了個人對自我能力和價值的信念，這種信念可能是個人預期未來基礎，所以自尊心高的青少年更愿意為實現(xiàn)目標進行規(guī)劃和行動(Baumeister et al.，2003)，表現(xiàn)出高水平的FTP。而高FTP有利于個體將其當前努力與實現(xiàn)有價值的遠端目標(如考上大學)聯(lián)系起來，進而調節(jié)自身行為，保持良好的學業(yè)成績(Kooij et al.，2018)。然而，本研究關于中介效應的分析僅采用兩次時間點數(shù)據(jù)，這種設計并不完全符合縱向中介模型，可能在一定程度上限制了研究結果。未來研究可以采用3次及以上的測量探究“T1自尊→T2FTP→T3學業(yè)成績”這一縱向影響路徑。

本研究不僅豐富了青少年早期FTP、自尊和學業(yè)成績的縱向實證研究，也具有實踐意義。依據(jù)本文結果，提高學業(yè)成績應注重學生自尊、FTP的培養(yǎng)。教育實踐中，應多鼓勵學生的適應性行為，提高學生對自我的積極評價。此外，教師工作者也可以引導和啟發(fā)學生對于未來的思考和規(guī)劃，與學生共同探討目標、未來自我等有益于未來思維的話題，使其意識到當前的學業(yè)對于未來發(fā)展的重要性，從而在學業(yè)上付出更多的努力。

本研究存在不足。首先，本研究樣本主要是初一學生，得出的結果是否適用于其他年級學生有待檢驗。第二，對于學業(yè)成績的測量，由于學期初開始搜集數(shù)據(jù)時學校并未進行成績測驗，本研究僅采集了期末考試成績，在檢驗自尊和FTP對學業(yè)成績的影響中沒有控制前測成績，因此結果可能受到影響。最后，未來研究也可以采用3次及以上的測量探究青少年自尊、FTP和學業(yè)成就共同變化的趨勢，同時檢驗可能存在的其他的中介或調節(jié)變量，比如親子關系和同伴關系等。

5 結 論

(1)青少年的T1自尊可以顯著T2FTP；而青少年的T1FTP不能顯著預測T2自尊。

(2)青少年的T1自尊和T1未來時間洞察力可以預測T2學業(yè)成績。

(3)T2FTP在T1自尊與T2學業(yè)成就間起中介作用。