周 瑩

（北京開放大學 人文與教育學院，北京 100081）

一、文獻綜述與研究假設

學業(yè)拖延，被定義為盡管預見到會帶來不利后果，人們?nèi)宰栽竿七t開始或完成某一計劃好的任務（Steel，2007）。當前，在線教育被大規(guī)模應用于K-12以及高等教育中，而在線學習中拖延的破壞性更大（Asarta & Schmidt，2020），因為網(wǎng)絡環(huán)境下的學習更依賴于個體的自我管理。

學業(yè)拖延研究的重點是其背后的心理和認知機制，已有理論認為自我效能感水平和負面情緒回避模式是影響拖延的重要因素。自我效能感是學業(yè)拖延的重要且穩(wěn)定的因素（路翠艷，潘芳，方方，2021)，它不僅決定著個體對自己能力的看法（柴曉運，王娟，2021），還影響面對和克服障礙的信心（Sari &Fakhruddiana，2019）。

拖延的情緒調(diào)節(jié)模型提出情緒對于拖延的影響，該理論認為推遲或躲避令人不悅的任務以獲得暫時的積極情緒，卻以犧牲實現(xiàn)長期目標為代價。情緒與拖延的關聯(lián)性存在兩個階段，第一個階段是通過拖延來減少痛苦，第二個階段是拖延導致情緒困擾大幅提高，如憤怒、無聊、內(nèi)疚和焦慮等消極感受由于拖延而產(chǎn)生（Rahimi，Hall，& Sticca，2023）。換言之，情緒與拖延之間存在相互作用關系。

在已有研究和理論基礎上，本研究擬以網(wǎng)絡成人學習者為研究對象，考察自我效能感、積極情緒和消極情緒對拖延的相互作用關系。

（一）自我效能感與拖延之間的相互作用

自我效能感是人們對自己成功完成制定任務的能力的信心。如果個體認為任務容易或相信自己的能力，就會去執(zhí)行，并對結果持有積極預期，且較高的自我效能感也能減少個體對任務過程的負面體驗，起到抑制拖延的作用。反之，若個體認為任務困難或對自己的能力不自信，則可能對執(zhí)行過程和結果持有消極預期，傾向于逃避任務，從而延遲體驗失敗的消極情緒（代政，2023）。

持續(xù)的拖延往往會削弱個體的自我效能感，因為不斷推遲任務或未能按時完成任務會導致個體對自己有效管理和完成未來任務的能力的信心下降，這種自我信念的減弱會形成一個自我強化的循環(huán)，進一步加劇拖延傾向。且經(jīng)常拖延的人可能會認為自己的能力差，從而削弱了對自己在即將到來的挑戰(zhàn)中取得成功的信心（To, Lo, Ng, Wong, & Choi, 2021）。

基于此本研究提出如下假設：

HP 1a：自我效能感負向預測下一個時間點的學業(yè)拖延。

HP 1b：學業(yè)拖延負向預測下一個時間點的自我效能感。

（二）消極情緒與拖延之間的相互作用

諸多研究一致強調(diào)負面情緒對拖延行為的影響。Sirois（2023）強調(diào)了焦慮與拖延傾向顯著相關，尤其是當任務被視為具有威脅性時。Tian、Liu、Xiao和Lin（2023）發(fā)現(xiàn)，與厭惡相關的負面情緒顯著預測拖延。

拖延與負面情緒之間存在密切聯(lián)系，尤其是焦慮、壓力、內(nèi)疚、抑郁和整體負面情緒。Ferrari和Emmons（1995）認為拖延與內(nèi)疚感之間的聯(lián)系意味著未實現(xiàn)的目標會導致自責和內(nèi)疚持續(xù)存在，從而加劇負面情緒狀態(tài)。

基于此本研究提出如下假設：

HP 2a：消極情緒正向預測下一個時間點的拖延。

HP 2b：拖延正向預測下一個時間點的消極情緒。

（三）積極情緒與拖延之間的相互作用

Stanley和Schutte（2023）的積極功能宏觀理論提出，積極情緒可以拓寬視野，鼓勵參與任務從而減輕拖延。這些發(fā)現(xiàn)表明積極情緒在促進任務投入和減少拖延傾向方面發(fā)揮著關鍵作用。

揭示拖延如何影響積極情緒的研究十分有限，但有研究表明減少拖延與增強積極情緒之間存在聯(lián)系。Wang、Zhou、Song和Xu（2023）的研究發(fā)現(xiàn)，拖延的減少與積極情緒的增加有關。Sirois和Pychyl（2013）的研究表明當個體努力遏制拖延傾向時，他們的積極情緒就會增加。這些研究表明減少拖延與增強積極情緒之間存在初步關系，這意味著減少拖延的努力可能會產(chǎn)生更積極的情緒狀態(tài)。

基于此本研究提出如下假設：

HP 3a：積極情緒負向預測下一個時間點的拖延。

HP 3b：拖延負向預測下一個時間點的積極情緒。

（四）自我效能感和消極情緒之間的相互作用

Sui、Gong和Zhuang（2021）的研究表明自我效能感較高的人往往表現(xiàn)出較低水平的負面情緒。相反，較低的自我效能感通常與更容易經(jīng)歷負面情緒相關（Naeem, Weng, Ali, & Hameed, 2020）。因為當個體懷疑自己應對挑戰(zhàn)的能力時，他們更容易出現(xiàn)嚴重的情緒困擾，或感覺無法改變學習結果的學生更有可能體驗到負面的情緒（King & Gaerlan，2014）。

消極情緒則與更多失敗的感知有關。Usher（2023）的研究指出，長期暴露在負面情緒中會破壞個體對自己有效管理任務的能力的自信，導致自我效能感下降。由于感知到的失敗或挫折而產(chǎn)生的持續(xù)負面情緒會顯著降低個人對其能力的信心，從而影響他們的自我效能感（Babij, Burnette, & Hoyt, 2020）。這些發(fā)現(xiàn)表明持續(xù)的負面情緒體驗會削弱自我效能感，形成一種周期性模式，進一步帶來負面情緒體驗。

基于此本研究提出如下假設：

HP 4a：自我效能感負向預測下一個時間點的消極情緒。

HP 4b：消極情緒負向預測下一個時間點的自我效能感。

（五）自我效能感和積極情緒之間的相互作用

自我效能感較高的人往往會經(jīng)歷積極的情緒狀態(tài)。Zou（2021）的研究表明自我效能感較強的人往往會體驗更積極的情緒，例如：在追求健康相關目標時信心和動力增強。雖然這些發(fā)現(xiàn)表明自我效能感與積極情緒之間存在關聯(lián)，但進一步的研究可以探索自我效能感有助于在不同領域和人群中培養(yǎng)積極情緒體驗的機制和背景。

直接檢驗積極情緒對自我效能感影響的研究有限，Buri?和Moe（2020）的研究表明，積極的情緒體驗可以促進個人相信自己有能力實現(xiàn)健康相關目標，從而潛在地影響自我效能感。這些發(fā)現(xiàn)表明積極情緒可能在塑造和強化自我效能感方面發(fā)揮作用，有助于個人對自己在各個領域的能力建立信心。

基于此，本研究提出如下假設：

HP 5a：自我效能感正向預測下一個時間點的積極情緒。

HP 5b：積極情緒正向預測下一個時間點的自我效能感。

總的來說，盡管研究者在探索學業(yè)拖延原因，特別是自我效能感和情緒與拖延的交互作用中已經(jīng)有了三者的關聯(lián)性證據(jù)，但該研究領域的結論尚有一些不足之處。

第一，以往多數(shù)研究設計采用橫斷面研究，無法對前因和拖延結果之間的聯(lián)系進行方向性推斷，且無法解釋作用效應的持續(xù)影響。第二，在拖延成因上設置單一自變量，大多數(shù)研究傾向于將自我效能感或特定情緒作為拖延的單一預測因素，可能忽略這些變量之間的綜合影響或相互作用效應，如影響消極情緒狀態(tài)的因素除了拖延之外，還可能是由于對自己能力的不自信，即自我效能感低，或困難任務帶來的巨大挑戰(zhàn)以及認知的不一致等。第三，多數(shù)研究支持自我效能感與拖延之間存在負相關關系，但仍有例外的結果，如極高的自我效能感并不總能保證完全沒有拖延行為（Liu, Cheng, Hu, Pan, & Zhao, 2020），以高校教師為研究對象的縱向研究發(fā)現(xiàn)自我效能感與拖延之間沒有顯著的交叉滯后效應（Hall, Lee, & Rahimi,2019），自我效能感和拖延之間的關系并不一直適用于所有任務或領域，二者的關系可能因不同文化價值觀而異（Graff, 2019）。總之，自我效能感和拖延之間的關系可能是非線性的關聯(lián)。第四，作用效應的顯現(xiàn)需要適宜的時間間隔，如縱向研究發(fā)現(xiàn)積極情緒無法預測次日的拖延行為，研究者認為應增加兩次測量之間的時間間隔以使積極情緒對拖延的作用效應更加明顯而持久（Rohimi, Hall, & Sticca, 2023）。

鑒于此，本研究納入自我效能感、積極情緒和消極情緒等多個變量，采用縱向研究設計并間隔2個月采集數(shù)據(jù)，考察自我效能感、積極或消極情緒和學業(yè)拖延之間的動態(tài)相互作用關系。

二、研究設計

（一）研究對象

本研究采用方便取樣的方法在北京市成人遠程高等教育院校選取本科生進行調(diào)查，數(shù)據(jù)在半年內(nèi)三個時間點收集，每個時間點相隔2個月。從2022年2月開始，之后每隔兩個月進行一次追蹤測查。第一次數(shù)據(jù)收集時共有200人參加，其中有效問卷189份；因樣本流失的原因，第二次有179人參加，有效問卷167份；第三次有171人參加，有效問卷155份。保留完整參與三次調(diào)查的139個有效樣本，其中男性54人（38.8%），女性85人（61.2%），平均年齡35.03歲（標準差6.41）。

（二）變量測量

1.學習自我效能感

選用楊春和路海東（2015）修訂的Pintrich和De Groot（1991）編制的學習與策略問卷（簡稱MSLQ）中文版中學習自我效能感分量表，一共有8個題目，采用6點Likert量表，從1到6表示非常不符合到非常符合，三次測量的Cronbach α系數(shù)分別為0.97、0.97、0.95，說明該量表可靠性良好。

2.積極情緒和消極情緒

采用邱林、鄭雪和王雁飛（2008）修訂的正性和負性情緒量表 （簡稱PANAS）中文版進行測量。量表包括兩個維度（消極情緒和積極情緒）各9個問題。學生被要求指出他們在從事與他們的學習相關的任務時，他們通常在多大程度上感受到每種列出的情緒，采用6點Liket量表，從1到6表示“根本沒有”到“非常強烈”。三次測量的積極情緒的Cronbach α系數(shù)為0.96、0.96、0.96，消極情緒的Cronbach α系數(shù)0.95、0.96、0.95，說明該量表可靠性良好。

3.學業(yè)拖延

采用中文版的拖延量表（陳貴，蔡太生，胡鳳姣，張斌，2012），采用6點Liket量表，從1到6表示“非常不符合”到“非常符合”。所有得分加總，得分越高表示拖延行為越嚴重。三次測量的Cronbach α系數(shù)分別為0.77、0.72、0.76，說明該量表可靠性良好。

（三）統(tǒng)計方法

采用SPSS 23.0軟件進行描述性統(tǒng)計分析、重復測量方差分析、相關分析，采用MPLUS 7.4軟件進行可靠性分析和交叉滯后面板模型分析。

交叉滯后面板模型（CLPM）是縱向研究中采用的數(shù)據(jù)分析方法（Duncan，1969），用于探索多個時間點變量之間的方向關系和時間動態(tài)。它可以考察隨著時間的推移，變量之間的相互影響，特別適合研究復雜的相互作用，如自我效能感、情緒和拖延之間的相互作用。該模型可以評估變量之間的雙向作用路徑，考察一個變量在較早時間點的變化如何預測另一個變量在隨后時間點的變化，反之亦然。該方法涉及指定自回歸路徑（變量隨時間的穩(wěn)定性）、交叉滯后路徑（一個變量的變化如何預測另一個變量隨時間的變化）以及殘差之間的潛在相關性。采用統(tǒng)計軟件來估計模型參數(shù)，將指定模型與數(shù)據(jù)進行擬合，并使用各種指標評估其擬合優(yōu)度。本研究的分析結構模型圖1所示。

圖1 自我效能感、情緒與拖延的交叉滯后檢驗模型

三、研究結果

（一）描述性統(tǒng)計分析

首先對三波次所有變量進行描述性統(tǒng)計分析，三波次（T1、T2、T3）縱向測量的自我效能感、積極情緒、消極情緒和拖延的得分平均值和標準差及重復測量方差分析的結果在表1中呈現(xiàn)。由表1可知，在三波次測量中，隨著時間推移，自我效能感、消極情緒和拖延均有降低，從η2（方差分析效應量）來看，三波次時段在自我效能感中表現(xiàn)出較大的時間效應。

表1 三個時間點（T1、T2、T3）三變量測量結果（M±SD）及重復測量方差分析結果

事后比較結果顯示，三個時間點測得的自我效能感存在顯著差異（p＜.05，p＜.001），T1測得的自我效能感顯著高于T2及T3測得的自我效能感，而T2和T3測得的自我效能感差異不顯著。三個時間點測得的消極情緒存在顯著差異（p＜.05），T1和T2測得的消極情緒顯著高于T3測得的消極情緒，而T1和T2測得的消極情緒差異不顯著。三個時間點測得的拖延存在顯著差異（p＜.05，p＜.001），T1測得的拖延顯著高于T2和T3測得的拖延，而T2和T3測得的拖延差異不顯著。三個時間點測得的積極情緒之間的差異不顯著。

（二）相關分析

三波次測量的變量的相關性呈現(xiàn)在表2中，三波次測量的自我效能感、積極情緒、消極情緒和拖延均呈現(xiàn)出一定的關聯(lián)性，如T1測量的和T3測量的相關顯著；積極情緒的測量中，T1測量的和T2、T3測量的，以及T2和T3測量的相關顯著；消極情緒的測量中，T1測量的和T3測量的，以及T2和T3測量的相關顯著；拖延的測量中，T1測量的和T2測量的相關顯著。

表2 所有變量的相關系數(shù)

T1時間點的消極情緒與拖延存在顯著相關（r=0.52，p＜.001），積極情緒與消極情緒存在顯著相關（r=0.22，p＜.01）；T2時間點的自我效能感與拖延存在顯著相關（r=-0.36，p＜.001），積極情緒與消極情緒存在顯著相關（r=-0.45，p＜.001）；T3時間點的自我效能感與拖延存在顯著相關（r=0.35，p＜.001），積極情緒與消極情緒存在顯著相關（r=0.61，p＜.001）。

（三）可靠性分析

本研究檢驗了自我效能感、積極情緒和拖延跨時間的測量不變性。在模型M1（配置不變性）中，所有參數(shù)都是跨時間點自由估計。在模型M2（度量不變性）中，將所有時間點的因子載荷約束為相等。在模型M3（標量不變性）中，進一步將截距限制為在所有三個時間點相等。結構配置不變性是通過測量不約束模型M1的擬合指數(shù)；度量不變性是通過比較模型M2和M1；標量不變性是通過比較模型M3和M2。本研究將CFI減少量.01并且RMSEA增量.015看作是不變性的標志（Cheung & Rensvold，2002)。表3的結果說明測量一致性，因而后續(xù)的交叉滯后模型分析采用模型M3。

表3 測量模型擬合指數(shù)

表3中的配置不變性表示所有參數(shù)都是跨時間點自由估計；度量不變性表示將所有時間點的因子載荷約束為相等；標量不變性表示進一步將截距限制為在所有三個時間點相等。χ2表示卡方；df表示自由度；CFI表示比較擬合指數(shù)；RMSEA表示近似誤差均方根；SRMR表示標準化均方根誤差。

（四）自我效能感、情緒和拖延的交叉滯后分析

本研究采用傳統(tǒng)CLPM來考察自我效能感、積極情緒和拖延之間的交叉滯后路徑，同時測量變量的穩(wěn)定性（如自回歸路徑）以及個體間變量之間的時間內(nèi)相關。本研究首先測試跨時間點的路徑一致性；該結果表明無約束模型并未比約束模型有顯著提高（ΔCFI＜.001，ΔRMSEA＜.001）。模型顯示與數(shù)據(jù)擬合良好（χ2=18.735，df=9，p＜.05，CFI=.97，RMSEA=.09，[90%CI=.028～.145]，SRMR=.065）。

自我效能感、積極情緒與拖延之間的交叉滯后路徑系數(shù)如圖2所示。其中，SE為自我效能感的潛變量；PE為積極情緒的潛變量；GPS為拖延的潛變量。虛線及對應數(shù)字表示不重要的路徑。圖中報告標準化系數(shù)和標準差。

圖2 自我效能感、積極情緒和拖延之間的縱向關聯(lián)

對于自我效能感、消極情緒和拖延來說，所有路徑都被約束為在所有時間點上相等。模型顯示與數(shù)據(jù)擬合良好（χ2=33.976, p＜.001, CFI=.814,RMSEA=.141, 90%CI=[.093,.193]，SRMR=.063）。

自我效能感、積極情緒與拖延三個變量的三波次交叉滯后檢驗模型如圖2所示。T1的積極情緒顯著預測T2的拖延（β=-0.26，p＜.001）、積極情緒（β=0.40，p＜.001），T1的拖延可以顯著預測T2的拖延（β=0.43，p＜.001）；T1的自我效能感不能顯著預測T2的拖延、積極情緒、自我效能感。T2的積極情緒顯著預測T3的拖延（β=-0.16，p＜.001）、自我效能感（β=-0.22，p＜.01）、積極情緒（β=0.60，p＜.001），T2的拖延顯著預測T3的自我效能感（β=-0.74，p＜.001）、拖延（β=-0.23，p＜.01）；T2的拖延不能顯著預測T3的積極情緒，T3的自我效能感不能顯著預測T3的拖延、積極情緒、自我效能感。

以上研究結果支持假設HP 1b、HP 3a、HP 5b，即T1的積極情緒負向預測T2的拖延，T2的積極情緒負向預測T3的拖延，T2的拖延負向預測T3的自我效能感，T2的積極情緒正向預測T3的自我效能感。

自我效能感、消極情緒與拖延之間的交叉滯后路徑系數(shù)如下頁圖3所示。其中，SE為自我效能感的潛變量；NE為消極情緒潛變量；GPS為拖延的潛變量。虛線及對應數(shù)字表示不重要的路徑。圖中報告標準化系數(shù)和標準差。

圖3 自我效能感、消極情緒和拖延之間的縱向關聯(lián)

自我效能感、消極情緒與拖延三個變量的三波次交叉滯后檢驗模型如下頁圖3所示。T1的拖延顯著預測T2的消極情緒（β=-0.71，p＜.001）、拖延（β=0.39，p＜.001），T1的拖延不能顯著預測T2的自我效能感；T1的自我效能感不能顯著預測T2的拖延、消極情緒、自我效能感，T1的消極情緒不能顯著預測T2的拖延、消極情緒、自我效能感。T2的消極情緒顯著預測T3的拖延（β=0.16，p＜.001），T2的拖延顯著預測T3的自我效能感（β=-0.71，p＜.001）、拖延（β=-0.20，p＜.001）；T2的拖延不能顯著預測T3的消極情緒，T2的消極情緒不能顯著預測T3的自我效能感、消極情緒，T2的自我效能感不能顯著預測T3的拖延、消極情緒、自我效能感。

以上研究結果支持假設HP 2a和HP 1b、部分支持假設H2b，即T2的消極情緒顯著正向預測T3的拖延，T2的拖延顯著負向預測T3的自我效能感，而T1的拖延顯著負向預測T2的消極情緒。

四、研究討論

本研究采用縱向研究設計考察了成人網(wǎng)絡學習者自我效能感、積極情緒、消極情緒與拖延之間的發(fā)展關系及變化特點，研究結果顯示出自我效能感和拖延隨時間發(fā)展而呈現(xiàn)下降趨勢。不同時間點的自我效能感、積極情緒或消極情緒和拖延之間存在動態(tài)的相互作用。早期的積極情緒與隨后的拖延表現(xiàn)出一致的負性關聯(lián)，突出了其為防止延遲的潛在緩沖作用。中間時間點的拖延會對后期的自我效能感產(chǎn)生負面影響，表明這些結構之間存在相互關系。此外，積極情緒對后期的自我效能感表現(xiàn)出積極的預測作用。中間階段的消極情緒顯著預測了后期的拖延加劇，強調(diào)了它對任務投入的不利影響。這些發(fā)現(xiàn)強調(diào)了在理解拖延行為模式時考慮其復雜成因及波動軌跡的重要性。

（一）拖延對未來自我效能感的預測作用

以橫斷研究結果來看，與以往研究（潘懿婧，孫遠，許磊，潘晨陽，2023）一致的發(fā)現(xiàn)是，同一時間點的自我效能感與拖延之間存在顯著負相關（如T2時）。但也存在不一致結果，如T3測量的自我效能感與拖延之間存在顯著正相關，T1測量的自我效能感與拖延之間相關不顯著。有研究提出兩者之間的關系并不總是顯著負相關的（Silva, Smith, & Facciolo,2020），因為沒有挖掘拖延的真正原因或者將拖延分為主動和被動拖延來討論，主動拖延與自我效能感正相關，因為主動拖延者相信自己即使推遲時間也能完成任務，此時的拖延行為屬于策略性的，而個體對自己駕馭作業(yè)或學習的能力是有自信的。

自我效能感和情緒的作用在個體內(nèi)部對拖延的影響是逐步顯現(xiàn)的（Rozental &Carlbring, 2014），而橫斷研究設計只能在個體間水平上得出結論。因此，本研究的交叉滯后設計意義在于闡明跨時間點的自我效能感與拖延關系的細微差別，考慮拖延類型的變化以及需要通過縱向設計探索個體內(nèi)部動態(tài)以獲得全面理解。

以縱向研究結果來看，拖延對自我效能感具有顯著的正向縱向預測作用，而自我效能感對拖延并未發(fā)現(xiàn)顯著的縱向預測作用，該發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)了自我效能感對拖延產(chǎn)生負面影響的傳統(tǒng)觀念。拖延的人會感到較高的自我效能感是因為他們可能擅長在最后期限前完成任務，即使他們拖延了，他們能夠集中注意力、發(fā)揮潛力，并完成工作。這種成功體驗會增強他們的自我效能感，即相信自己能夠完成任務并取得成功。然而，長期拖延可能會帶來壓力和焦慮，影響最終表現(xiàn)，所以個體應管理時間、制定計劃以避免拖延。該發(fā)現(xiàn)凸顯了拖延、自我效能感和平衡時間管理以優(yōu)化學習效率和心理健康的需要之間復雜的相互作用。

（二）積極的情緒有助于減少未來的拖延行為

以橫斷研究結果來看，與以往研究（Rahimi &Vallerand, 2021）不一致的發(fā)現(xiàn)是，在同一時間點，積極情緒與拖延沒有顯著相關，可能是因為它們是兩種不同的心理狀態(tài)或行為。積極情緒通常與動力、目標設定和行動相關，而拖延則是行為延遲或推遲完成任務的傾向。盡管積極情緒可能有助于增強動力和行動意愿，但一個人可能仍然會因為其他原因拖延，如任務的挑戰(zhàn)性、興趣、時間管理技能等。因此，盡管積極情緒有助于提升工作效率，但它并不必然與拖延直接相關，這種不一致凸顯出作為獨立行為傾向的拖延的復雜性和多面性。這種差異表明雖然積極情緒可以提高效率，但它們對拖延的直接影響仍然不穩(wěn)定，因為拖延具有多方面的性質，受到積極情緒狀態(tài)之外的任務性質、個人特質的影響。

以縱向研究結果來看，積極情緒對拖延具有穩(wěn)定的預測作用，前一次測量的積極情緒顯著負向預測后一次的拖延。這與最新的縱向滯后研究（Hall, Lee,Rahimi, 2019）結果一致，抱有積極情緒的學生不會拖延，例如：在完成學業(yè)任務時感受到希望的學生對自己的學習能力充滿信心，從而減輕拖延癥。因此，積極情緒能減少隨后的拖延行為?？赡苁且驗榉e極情緒使人們更傾向于行動起來，而不是拖延。當人們感到充滿活力時，他們更有動力去追求目標。這種心態(tài)可能會促使人們更積極地規(guī)劃和執(zhí)行未來的任務，減少了拖延的可能性。這些一致的發(fā)現(xiàn)強調(diào)了積極情緒作為一種激勵力量的潛力，通過培養(yǎng)積極主動的目標追求和以行動為導向的心態(tài)，引導個體遠離拖延行為。

（三）拖延對未來消極情緒的預測作用

以橫斷研究結果來看，與以往研究（周成燕，2022）不一致的是，同一時間點的積極情緒與消極情緒存在顯著正相關（如T2時），這個結果挑戰(zhàn)了積極情緒和消極情緒是截然不同的感受且呈負相關的觀點。關于積極和消極情緒的同時間點顯著正相關的研究（An, Ji, Marks, & Zhang, 2017）證實在很多場景中個體是可以同時感到快樂和悲傷的，如在畢業(yè)、結婚等重大生活事件中。這一發(fā)現(xiàn)強調(diào)了情緒的復雜性，表明積極情緒和消極情緒可以交織在一起，對于情緒體驗的研究應有更細致的分析。

以縱向研究結果來看，消極情緒對拖延具有顯著的縱向預測作用，前一次測量的消極情緒顯著正向預測后一次的拖延。這與將拖延視為一種情緒調(diào)節(jié)形式的理論相一致，即個體通過拖延行為來減輕與任務啟動相關的負面情緒（Balkis & Duru, 2016）。例如：開始寫期末論文的學生可能會突然感到焦慮，為了減輕這種焦慮，他們停止寫作并開始做其他事情（如看電視或玩游戲），他們對短期情緒修復（即降低焦慮）的關注是以犧牲長期目標為代價的（如完成論文、在這門課上取得好成績）。最近的縱向研究（Hall et al.,2019）也呼應了該觀點，表明負面情緒，特別是焦慮和羞恥，可以正向預測拖延。這些一致結果強調(diào)了消極情緒作為學業(yè)拖延的前兆作用，強調(diào)了追求短期情緒調(diào)節(jié)對長期目標的損害。

然而，拖延對消極情緒卻具有顯著的負性縱向預測作用，前一次測量的拖延顯著負向預測后一次的消極情緒，該發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)了認為拖延會加劇消極情緒的看法。一種原因是拖延者具有更強的適應力和應對壓力的能力，遇事保持積極態(tài)度，從而減少了因為拖延行為而產(chǎn)生的消極情緒。此外，他們也可能更善于應對挑戰(zhàn)，從而避免了消極情緒的產(chǎn)生。另外，拖延行為可能不一定直接導致消極情緒，而可能受到其他因素的影響，如個人態(tài)度、社會支持等。這些因素可能會干擾拖延行為和消極情緒之間的直接關系。這個現(xiàn)象需要更深入的研究來解釋其背后的機制和影響因素。

（四）研究意義

本研究對于行為心理學和情緒調(diào)節(jié)領域具有一定的理論意義。傳統(tǒng)觀點將拖延歸因為自我調(diào)節(jié)或認知因素，而本研究重新審視了拖延成因，強調(diào)了情緒和自我效能感的雙重作用，有助于將情緒因素納入現(xiàn)有拖延理論框架。重新定義情緒對拖延行為的動態(tài)作用，凸顯了情緒和拖延之間的復雜相互作用關系。

本研究對于設計遏制破壞性拖延的干預措施具有重要意義。通過了解自我效能感、情緒和拖延的復雜相互作用關系，促使采取更全面的方法開展拖延干預，通過將增強情緒調(diào)節(jié)能力和自我效能感的技術相結合，解決導致任務延遲的潛在情緒和自我認知問題。

（五）研究不足與展望

本研究的不足主要體現(xiàn)在測量學和方法學方面。在測量學方面，問卷調(diào)查拖延情況時，兼顧一般情況和具體事件的自我報告，有助于更深入且更真實地展現(xiàn)變量間關系。又如測量的時間點（如測量時間與節(jié)假日重疊，導致客觀推遲學習）產(chǎn)生測量偏差（問卷中要求被試者回顧過去一周的情況），而且不同個體的節(jié)假日可能因為民族文化而有所區(qū)別，這也可能造成被試者的報告結果偏差。

方法學方面，僅用問卷可能導致反應偏差、社會期望效應以及無法反映背后根本原因等問題，可以進一步采用替代性的深度內(nèi)容采集和分析方法，如訪談法、日記文本分析、客觀行為數(shù)據(jù)等，以提供更豐富的定性分析，補充和增強內(nèi)容深度。

本研究為未來提供啟發(fā)借鑒?？紤]額外的中介或背景因素，如時間管理傾向可以作為干預目標。未來的研究還需要提出對拖延行為影響最大的特定負面情緒，如羞恥、內(nèi)疚、恐懼或悲傷。教育實踐中，如在教學設計中規(guī)定學習作業(yè)時間，向學生傳授目標設定和自我監(jiān)控培訓等策略，這些干預措施不僅有助于減少學術領域的拖延行為，還可以打破拖延與自我效能感的惡性循環(huán)。