学习拖延与学习倦怠的关系研究:自我效能感的中介效应*

杨志刚，王红怡

(1.河北大学教育系，河北 保定 0710022 .河南师范大学 教科院，河南 新乡 453007)

每当临近考试时，之前空无几人的教室就会突然爆满;许多人或许只有在考试前的一两个星期，才会打开书本。这种“临时抱佛脚”的现象，就是在大学里已经很普遍的现象——学习拖延。拖延(procrastination)意指当人们预料到推迟会引起很糟的后果时，仍然自愿推迟一个已计划好的任务或活动的行为。拖延行为延伸到学习领域即成为学习拖延［1］。1984年，Laura J.Solomon和Esther D.Rothblum 在美国心理学会主编的《咨询心理学》杂志上发表了一篇题为《学习拖延:频率及其认知、行为相关因素》的文章，这是学习拖延这一术语第一次出现在心理学文献中［2］。之后，通过凯勒的个别化系统教学(personalized system of instruction，PSI)在教育实践中的大力推广和应用，由于其中学习拖延现象的广泛存在，促进了学习拖延研究的兴起。Senecal等人认为学习拖延是指学习者知道自己应该，也愿意，却没有在预定的时期内完成学习任务或学习者最终要完成，却不必要地推迟(这种推迟导致学习者情感困扰)学习任务［3］。学习拖延具有自愿、回避和非理性的特征［4］。因此，学习拖延通常会产生不符合标准的学习结果，如潦草的家庭作业、不合格的学期论文、低的考试成绩等;学习拖延还往往伴随着焦虑不安、抑郁、失落等消极情绪体验。

倦怠(burnout)是美国心理学家弗鲁顿伯格(Freudenberger)研究职业压力时提出的一个概念，“职业倦怠”一词用来描述助人职业中的从业人员(people－helping professional)由于工作要求持续情感付出、精力和其他资源的投入导致情绪枯竭、筋疲力尽，产生对工作、他人日渐冷漠，无工作成就感等一系列负面症状。随着对倦怠研究的深入，研究者提出了倦怠在学习领域中的研究。但是，早期的关于学习倦怠的研究不仅对概念的界定借用职业倦怠的内涵，而且测量工具也直接使用职业倦怠的相关测量工具。台湾学者杨惠贞［5］对学习倦怠下了如下定义:学生在学习过程中因为课业压力、课业负荷，或其他个人心理层次上的因素，以至于有情绪耗竭(emotional exhaustion)、去个性化(depersonalization)及个人成就感低落(diminished personal accomplishment)。这个定义基本源自职业倦怠，维度也基本相似。情绪衰竭指情感上过度投入和情感资源的严重消耗。去个性化是指个人以玩世不恭和不带感情的方式与态度回应周围人际。个人成就感低落指个人表现出一种无能感或丧失能力的情感。有研究者［6］认为，工作和学习是两个不同的概念，工作是将人们自身的知识经验付诸实践，而学习是将已有的知识经验同化到个人认知结构中去的过程。工作有提取的含义，而学习有吸收的含义。因此，需要对学习倦怠的内涵和相关的测量工具进行重新界定。杨丽娴根据国内外研究的成果，结合我国大学生学习的具体情况把学习倦怠定义为:学生对学习没有兴趣或缺乏动力，却又不得不为之时，就会感到厌烦，从而产生一种身心俱疲的心理状态，并出现一系列不适当的逃避学习的行为［7］。

关于学习倦怠和学习拖延的影响因素研究有不少成果。研究者主要从人格、认知、行为等多个角度来探讨他们对拖延的影响，其中对人格因素的探讨最为详细，主要包括“大五”人格特质、自尊、自我效能、完美主义和内外控制点等［4］。大部分研究者都比较明确地肯定了任务性质和个别差异是两个主要因素。其中，个别差异又包括人格中的严谨性，因为基于大五人格模型的研究发现，严谨性(Conscientiousness)与拖延有显著的负相关;另外，动机与其是正相关，自我效能感、自尊与其是负相关［8］。大量研究表明大学生学习倦怠的影响因素有学习主动性、专业兴趣、学习态度、焦虑、自我效能感、就业压力等［9］。大学生的专业承诺和学习倦怠呈显著负相关，其中情感承诺是大学生学习倦怠的重要预测变量［10］。学习倦怠与人格关系显著相关，精神质、内外向、神经质与学习倦怠的各个因子及总分有极其显著的相关，其中神经质、精神质是学习倦怠有效的预测变量［11］。外显自尊与学习倦怠感之间存在着极显著的负相关。高倦怠者不仅外显自尊水平低，内隐自尊水平也比较低［12］。

因此，虽然学习拖延和学习倦怠的研究并不是很成熟，但是两者的影响因素却是得到了比较好的研究和确定，而且两者的影响因素中有一些共同的变量，比如自尊、自我效能感、内外控等。虽然两者之间有共同的影响因素，但是对于两者之间的关系研究还没有。本研究目的就是通过探讨学习拖延、自我效能感和学习倦怠之间的关系，以便更深入地理解学习拖延和学习倦怠的形成机制。因此，本研究假设(1)学习拖延与学习倦怠之间存在显著正相关。(2)学习拖延与自我效能感之间呈显著的负相关。(3)学习倦怠与自我效能感之间呈显著的负相关。(4)自我效能感在学习拖延与学习倦怠之间中介作用显著。

1 研究方法

1.1 被试

采取随机抽样的方式，从河南某师范大学抽取被试400名。在正式进行数据分析时，剔除明显随机作答的问卷之后，有效被试为357人。其中，男生157人，女生200人;大一107人，大二89人，大三101人，大四60人;文科182人，理科175人;城市68人，农村289人;被试成绩分布为上等61人，中等224人，中下53人，差19人。

表1 各变量的描述性统计结果

1.2 研究工具

1.2.1 学习拖延量表

本研究所采用PASS学习拖延量表(Procrastination Assessment Scale－students，PASS)，是 Solomon 教授与Rothblum教授联合编制的。量表包括两部分，第一部分是对拖延状况的测量，包括六种学习任务，即撰写学期论文，备考，完成周作业，执行管理任务，参加会议，平时在校行为，施测时评估各任务下学生拖延行为的普遍程度。同时要求被试对各任务中的拖延行为的严重程度进行评定。第二部分是对拖延行为的影响因素的测量。本次研究根据实验需要仅使用了第一部分。共18道题，6个学习任务，每种学习任务由3个题目组成，前两个题是测拖延状况，第三个题是测被试改变拖延行为的意愿高低。被试通过5点量表来进行测查。此量表经过编译和校对，结构效度良好，量表的内部一致性系数为0.60，一周后的重测信度为 0.63。正式施量表的信度为 0.82［12］。

1.2.2 大学生学习倦怠问卷

采用Maslach学习倦怠问卷，此问卷15个项目分三个维度:情绪耗竭(5个项目)、玩世不恭(4个项目)和低成就感(6个项目)。经翻译后对130名大学生进行初测。量表采取5点计分法。从完全不符合到完全符合分别计1～5分。全问卷信度是0.843，分量表信度分别为 0.775、0.779 和 0.760.各个维度间相关在0.322～0.486之间，相关显著。各维度与总分相关在0.757 ～0.811 之间且相关显著［13］。

1.2.3 自我效能感量表

本研究使用的是一般自我效能感量表(GSES)，由Schwarzer等人于1981年编制，共有10个项目，被试在1～4等级上进行自我评定［14］。修订后的中文版，发现有良好的信度和效度 :内部一致性系数α=0.87，重测信度 r=0.83，折半信度 r=0.82［15］。

1.3 数据处理

问卷回收后剔除无效问卷，并将有效问卷的数据录入计算机。本研究的全部数据分析采用SPSS13.0统计处理。

2 研究结果

2.1 各变量的描述性统计结果

2.2 各变量之间的相关分析

表2 各变量之间的相关矩阵

学习倦怠与学习拖延都与自我效能感呈显著负相关(p＜0.01)。学习倦怠和学习拖延呈显著正相关(p＜0.01)。由以上看来三个变量之间的相关都是非常显著的(p＜0.01)。则满足进行中介效应分析的基本条件，可以进一步进行中介效应分析，在此过程中需要对三个变量进行回归统计计算［15］。

2.3 自我效能感在学习拖延与学习倦怠之间的中介效应分析

根据温忠麟［16］等人提出的中介效应检验程序和方法，采用依次回归技术来考察中介变量(自我效能感)的中介效应。具体运算过程包括对因变量与自变量、中介变量与自变量、因变量与中介变量，以及因变量与自变量和中介变量的回归。本研究中，学习拖延是自变量(用x表示)，自我效能感是中介变量(用m表示)，学习倦怠是因变量(用y表示)。因变量与自变量的回归系数用c表示，中介变量与自变量的回归系数用a表示，因变量与中介变量的回归系数用b表示，c＇表示当把自变量和中介变量都引入回归方程时，自变量与因变量回归系数的变化。假设y与x的相关显著，意味着回归系数c显著，在这一前提下方可考虑中介变量m，然后依次检验系数a、b，如果都显著，意味着x对y的影响至少有一部分是通过了中介变量m实现的。此时再看系数c＇，如果显著，则说明是部分中介效应，即x对y的影响只有一部分是通过中介变量m实现的，如果不显著，则说明是完全中介效应，x对y的影响完全是通过中介变量m实现的。

表3 自我效能感对学习拖延与学习倦怠的中介效应检验

由表3可以看出，由于依次检验(前面3个t检验)都达到了显著水平，所以自我效能感在学习拖延与学习倦怠之间的中介效应是显著的，当把自变量和中介变量一起引入回归模型时，第四个t检验也显著，所以是部分中介效应，表明学习拖延对学习倦怠的影响有一部分是通过自我效能感这一中介变量实现的。

3 讨论

3.1 学习拖延、学习倦怠以及自我效能感三者之间的相关分析

学习拖延与学习倦怠之间的相关非常显著(r=0.221，p＜0.01)，满足了继续进行中介效应分析的条件。在三个变量的相关中，自我效能感与学习拖延之间呈显著负相关(r= －0.150，p ＜0.01)，与其他研究中的结果一致［16］;同样的，自我效能感与学习倦怠之间呈显著负相关(r= －0.175，p ＜0.01)，也与其他的研究的结果一致［17］。

自我效能感与学习拖延之间呈现显著的负相关，一方面，可能是因为高自我效能感的学生较相信自己的能力，也有更多的成功体验，因而拖延行为较少;另一方面，学生所已经存在的拖延行为可能会导致不好的成绩和情绪状态，从而使学生的自我效能感降低。自我效能感与学习倦怠之间呈显著的负相关。自我效能感低会使学生的情绪低落，甚至会影响其对与自己行为的决策，而情绪衰竭和行为不当都是学习倦怠三个维度中比较重要的两个，所以，自我效能感低的学生，学习倦怠的程度会越高。学习拖延与学习倦怠之间有显著的正相关。两者反映的都是学生的消极学习心理，而且之间有许多共同的影响因素。

3.2 自我效能感在学习拖延与学习倦怠之间的中介作用

中介变量是由Baron和Kenny最早提出的，他们指出，中介变量是自变量对因变量发生影响的中介，是自变量对因变量产生影响的实质性的内在的原因。

在本研究中，学习拖延与学习倦怠的回归达到显著性水平，说明学习拖延是影响学习倦怠的重要因素。在这一前提下，继续对自我效能感的中介效应进行考察。线性回归的第二步和第三步，主要考察的是中介变量对于自变量和因变量的主效应问题，结果自我效能感与学习拖延和学习倦怠的回归也都达到了显著性水平，说明自我效能感与学习拖延和学习倦怠之间存在密切相关。第四步，主要考察的是自我效能感在学习拖延和学习倦怠之间是否存在中介效应，结果，当把自变量学习拖延和中介变量自我效能感一起引入归因方程时，回归系数仍达到显著水平，并且自变量与因变量之间的回归系数也依然显著，这就支持了自我效能感在学习拖延和学习倦怠之间具有部分中介作用的假设。也就表明了学习拖延对学习倦怠的影响有一部分是通过自我效能感得以实现的。一些研究也支持该结论［17］。

在本研究中，虽然得到了学习拖延与学习倦怠之间相关显著的结果，但是对与两者之间的中介变量的研究只是选择了自我效能感，而在以往的研究中，学习拖延和学习倦怠之间还有许多共同的影响因素，比如自尊、控制点、社会支持和归因方式等，需要进一步研究。

4 结论

(1)学习拖延与学习倦怠之间呈显著的正相关;

(2)学习拖延与自我效能感之间呈显著的负相关;

(3)学习倦怠与自我效能感之间呈显著的负相关;

(4)自我效能感在学习拖延与学习倦怠之间有部分中介作用。

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