大学生无聊倾向与学业拖延：学业自我效能感的中介作用

任小芳，张晓贤

(杭州师范大学教育学院, 浙江 杭州 311121)

大学生无聊倾向与学业拖延：学业自我效能感的中介作用

任小芳，张晓贤

(杭州师范大学教育学院, 浙江 杭州 311121)

采用大学生无聊倾向问卷、Aitken学业拖延问卷以及学业自我效能感问卷对181名大学生进行问卷调查，探讨无聊倾向对学业拖延的影响，以及学业自我效能感的中介作用.结果表明：1)大学生的学业自我效能感存在显著的性别差异，男生显著高于女生；2)无聊倾向、学业拖延、学业自我效能感均呈显著相关；3)无聊倾向显著正向预测学业拖延水平，显著负向预测学业自我效能感，学业自我效能感显著负向预测学业拖延水平；4)学业自我效能感在无聊倾向对学业拖延的影响中起部分中介作用.

无聊倾向；学业拖延；学业自我效能感；中介效应

“无聊”是人的一种普遍的情绪体验.有研究表明，任何地方都有18%～50%的人体验到无聊，其中青少年群体中有51%的人报告“很容易无聊”[1].但近年来，“无聊”几乎成了大学生的口头禅，用以表达大学生活的无趣、无所事事.目前国内外学者对“无聊”这一因素还未构建出一个准确一致的理解.从外界环境的角度来看，“无聊”被认为是一种长时间面对单一刺激因而对环境失去兴趣的消极状态[2]；从心理动力学的角度来看，“无聊”被认为是个体做事动机或愿望受到压抑时所产生的无目的感[3]，即无聊是一种防御机制，个体缺少完成任务的能力，由此产生的无力感使得个体体验到紧张、焦虑等情绪，从而变得被动.大量有关无聊倾向的研究表明，高水平的无聊倾向容易使个体产生工作倦怠或学业倦怠等[4-5].

学业拖延是学生对待学业的一种负性行为与态度，集中表现为学生有学习的倾向，但在行动上却迟迟未表现，能完成学习的目标，但是质量往往不高，并在此过程中伴有焦虑、抑郁等情绪[6].研究发现学业拖延与学业自我效能感存在显著相关，高学业自我效能感的学生的拖延行为要显著低于低学业自我效能感的学生[7].学业自我效能感是指个体对自身成功完成学业任务所具有能力的判断与自信[8].已有研究发现，学业自我效能感能够负向预测学业拖延[9].

目前关于学业拖延与学业自我效能感相关的研究有很多，但关于大学生无聊倾向的研究相对较少，且多集中于与学业倦怠、学业情绪等方面的研究，如研究显示无聊倾向对学业倦怠有一定的预测作用[10]，而学业拖延与学业倦怠同为大学生普遍存在的学业问题，是大学生的一种负性行为，为此研究推断无聊倾向可能是学业拖延的显著预测变量.同时基于前人对“无聊”的理论分析，认为个体的被动表现与其对自我效能的感知相关，但未有研究对个体无聊倾向与自我效能感的关系进行深入探讨，为此，研究假定大学生的无聊倾向可能通过其学业自我效感间接地对学业拖延产生影响.

综上所述，研究以大学生为调查对象，考察无聊倾向对学业拖延的的预测作用以及学业自我效能感是否在两者的关系中起到中介作用，研究假设：1)无聊倾向显著正向预测学业拖延，无聊倾向显著负向预测学业自我效能感，学业自我效能感显著负向预测学业拖延；2)学业自我效能感在无聊倾向与学业拖延之间具有中介效应，以期为大学生学业拖延的预防和干预提供实证性依据和支持，从而进一步提高大学生的学习积极性，为高校心理健康教育提供新的视角，同时丰富国内关于无聊倾向与学业拖延的研究.

1 研究方法

1.1 研究对象

从杭州市的5所高校中随机抽取210名大学生，年龄在20～23岁，其中:男生76人，女生134 人；大一年级50人，大二年级40人，大三年级80人，大四年级40人.回收有效问卷181份， 回收率为86.19%.

1.2 研究工具

1.2.1 大学生无聊倾向问卷

该问卷是在《无聊倾向问卷》(BPS)的基础上根据中国大学生的实际情况编制，研究证明该量表具有较高的信度与效度[11].该量表共30个项目，采用Likert 7点计分(从7到1表示完全同意到完全不同意，4表示中性)，量表包括外部刺激和内部刺激2个维度.在外部刺激这个维度下，有单调性、孤独感、紧张性以及约束性4个因子，内部刺激维度下有自控力和创造力2个因子.整个问卷的Cronbachα系数为0.87，2个维度的α系数分别为0.87和0.7，问卷得分越高，表示无聊倾向水平越高.在该研究中的内部一致性系数为0.94,2个维度的α系数分别为0.94和0.85.

1.2.2 Aitken学业拖延量表

该量表共有19个项目，单一维度，在我国大学生样本中应用具有良好的区分度、信度和效度，各项目与总分的平均相关0.48，鉴别指数0.33；Cronbachα系数为 0.80[12].该量表采用Likert 5点自评量表编排，从“非常不符合”到“非常符合”分别评定为1～5分，其中2、4、7、11、12、14、16、17、18等9个题目反向记分,得分越高，拖延程度越高，在该研究中的内部一致性系数为0.85.

1.2.3 学业自我效能感量表

该量表由梁宇颂[13]编制，把学业自我效能感分为学习能力自我效能感和学习行为自我效能感2个独立的维度，共22道测题，采用五分制评分方式，分数越高代表效能感越高，整个量表的Cronbachα为0.89，2个维度的α系数分别为0.82和0.75.在该研究中的Cronbachα为0.85，2个维度的α系数分别为0.88和0.61.

1.3 研究程序

在杭州高校中招募被试，通过问卷分发的形式对被试进行测试，测试内容包括无聊倾向、学业拖延、学业自我效能感和性别年龄等人口学内容，施测中被试均在知情同意的情况下参与答卷，剔除无效问卷29份(所勾选项为同一个、有规律性、漏答等).

1.4 数据处理

运用SPSS 16.0对数据录入和整理，并进行统计分析、 回归分析.

2 结果分析

2.1 男女生在无聊倾向、学业拖延与学业自我效能感上的差异

表1 男、女生在无聊倾向、学业拖延与学业自我效能感的比较

注：样本容量n=181，*表示P<0.05，**表示P<0.01，***表示P<0.001，下同.

2.2 无聊倾向与学业拖延以及学业自我效能感的相关分析

各研究变量相关矩阵如表2所示.结果显示：无聊倾向与学业拖延存在显著正相关(P<0.01),与学业自我效能感存在显著负相关(P<0.01)，即无聊倾向水平越高的人，学业拖延程度也越高，学业自我效能感越低；学业拖延与学业自我效能感存在显著负相关(P<0.01)，学业拖延程度越深，学业自我效能感越低；学习能力自我效能感与学业拖延、无聊倾向均为显著负相关(P<0.01)；学习行为自我效能感与无聊倾向、学业拖延相关均不显著(P>0.05)

表2 无聊倾向、学业拖延与学业自我效能感的相关矩阵(r)

2.3 无聊倾向、学业拖延和学业自我效能感之间的预测作用

从无聊倾向、学业拖延和学业自我效能感相关分析的结果，进一步对无聊倾向总分、学业自我效能感以及学业拖延进行回归分析，考察无聊倾向、学业拖延和学业自我效能感之间的预测作用.回归分析结果表明:无聊倾向对学业拖延有显著的正向预测作用(β=0.49，P<0.001)，对于学习能力自我效能感(β=-0.51，P<0.001)也存在显著的负向预测作用；学习能力自我效能感对学业拖延有显著的负向预测作用(β=-0.43，P<0.001)，验证了前面提出的假设.

2.4 学习能力自我效能感的中介作用

根据温忠麟等[14]关于中介效应的检验程序来考察学业自我效能感在无聊倾向与学业拖延中的中介作用：1)建立学业拖延对无聊倾向的回归方程；2)建立学习能力自我效能感对无聊倾向的回归方程；3)建立学业拖延对无聊倾向和学习能力自我效能感的回归方程.分析结果见表3.

由回归分析可知:无聊倾向显著正向预测学业拖延，回归系数t检验结果显著(β=0.49，P<0.001)；无聊倾向显著负向预测学习能力自我效能感，回归系数t检验结果显著(β=-0.51，P<0.001).当控制了无聊倾向对学业拖延的影响后，学习能力自我效能感依旧显著影响学业拖延，学习自我效能感回归系数t检验结果显著(β=-0.24，P<0.05)，且当加入学习能力自我效能感后，无聊倾向对学业拖延的影响发生了改变，无聊倾向的标准回归系数数值由0.49降到0.37，但无聊倾向对学业拖延的影响依旧显著，因此学习能力自我效能感在无聊倾向对学业拖延的影响中具有部分中介作用，无聊倾向对学业拖延有直接的影响，中介效应占总效应的比值为Effect中介=(-0.51)×(-0.24)/0.49=0.25.

表3 中介效应检验

3 讨论分析

3.1 大学生无聊倾向、学业自我效能感和学业拖延的性别差异

研究首先讨论了大学生无聊倾向、学业自我效能感和学业拖延上的性别差异，结果发现学业拖延、无聊倾向的得分上，男女不存在差异，与陈小莉等的研究一致[12]，学业拖延是大学生普遍存在的学业问题，不存在性别差异.在学业自我效能感上，女生的学业自我效能感总分要显著低于男生，与王小新等[15]的研究相一致.原因可能是男生性别角色的差异，使得男女生在对学业能力的感知方面会存在差异，男生会比女生相对自信，更具冒险精神，对自己掌控学习的能力较为自信，因此对自己有较高的评价；同时女生相比男生往往更具依赖性，遇事会更多地选择寻求帮助，自信心相对不足，对于自身学习能力的估计较为保守.为此，学校、家庭、社会可能需要对女生自我效能感的培养提供更多支持，使其更容易获得自我效能感.

3.2 无聊倾向、学业自我效能感是影响学业拖延的主要因素

研究表明，无聊倾向与学业拖延呈显著正相关，这说明无聊倾向越高的人，学业拖延也越严重.一般而言，说到“拖延”，能想到的是因任务繁忙而导致的“被动延后”，而无聊倾向较高的个体，对学业拖延却是一种主动性的选择，因为对学业任务的一种无力感，所以更多的学生选择逃避、拖延的方式来避免可能的失败，以及其带来的挫折感；此外，研究指出学习能力自我效能感能显著负向预测学业拖延，一方面学业自我效能感高的人对自身的学习能力有较高的认知，另一方面对学业任务的坚持性与及时性也有较高的控制能力，因而存在较少的学业拖延.而研究中学习行为自我效能感与学业拖延相关不显著，与曹果果[7]的研究不一致，这可能是因为大学生都经历了较长时间的学习过程，在这期间多数已掌握适合自己的学习方法，内化成了自己的一套图示，他们能找到达到学习目标的方法，但对完成这一学习过程的能力因素可能持怀疑态度，因此学习行为自我效能感并不是影响学业拖延的相关因素.

3.3 学习能力自我效能感的部分中介作用

中介效应的检验表明，无聊倾向显著负向预测学习能力自我效能感，正向预测学业拖延水平，并且学习能力自我效能感在无聊倾向对学业拖延的影响中起部分中介作用，这说明无聊倾向可以独立地对大学生的学业拖延产生影响，也可以通过学习能力自我效能感影响学业拖延水平.大学生的无聊感让其体验到一种负性情绪，产生较少的行为动力，也因此大大减少了去体验成功的机会，导致了对自己能力评估的信心逐渐降低，使其在面对学习任务时容易产生烦躁、逃避的心态；相反的，如果个体知觉到自身有较高的学习自我效能感，这就会促使其产生较多动机，进而会有更多的驱力去完成任务.但学习能力自我效能感仅起部分中介作用，中介效应占总效应的25%，也就意味着无聊倾向依旧在很大程度上影响着学业拖延，在面对了数十年的学习生活，大学虽是个自由发展的平台，但仍存在很大一部分学生处于同一性混乱时期，一方面他们厌倦于周而复始的学业任务，另一个方面又困惑于自身的追求方向.所以他们无所适从，产生适应不良、逃学等不良行为[16].因此，在以后对大学生学业拖延现象的干预中，可从对其生活中通过降低其无聊倾向水平与提升其学习能力自我效能感入手，采取团体辅导、社团活动等方式，让他们能在多种不同的活动、交往中对自己有更深的认识，发展出完善的自我概念，以帮助大学生降低学业拖延的水平.同时也启示学校的教育工作者，在大学生活中要注意给予大学生的成就体验，提高课堂、校园活动的趣味性，给予他们自由发展的平台.

3.4 研究的局限以及展望

该研究虽然对无聊倾向、学业拖延与学业自我效能感这三者的关系进行了探讨，为学业拖延的预防与干预提供了新的视角，但仍存在待完善之处.首先是信度问题，学业自我效能感的学习行为自我效能感这一维度在该研究中信度仅为0.612，因此对于这一维度的最终分析结果还有待考证；同时研究证明了无聊倾向显著正向预测学业拖延，但对于无聊倾向中包含的6个因子对学业拖延的具体影响机制在此处并未提及，如果能对这6个因子与学业拖延、学业自我效能感进行关系探究，这将对预防与干预大学生学业拖延水平具体措施的制定有重要意义，更具有针对性；最后可以扩大变量的研究范围，如不同专业类型或学习情境下的大学生在对无聊倾向、学业自我效能感的感知以及学业拖延水平可能存在差异，医学专业的学生相对来说学业任务较多，且具有持续性，因此在这种充实紧张的情境下，对这3个变量是如何发生作用以及情境的影响是可以进一步探究的，以此来丰富这3个变量之间的相关研究.

4 研究结论

1) 大学生的学业自我效能感存在显著的性别差异，男生显著高于女生，在对自己完成学业任务的能力判断上，男生比女生更加自信.

2) 除了学业自我效能感的学习行为自我效能感维度与无聊倾向、学业拖延的相关均不显著外，学习能力自我效能感、无聊倾向、学业拖延两两之间均存在显著的相关关系.

3) 无聊倾向水平正向预测学业拖延，负向预测学习能力自我效能感，学习能力自我效能感负向预测学业拖延.

4) 学习能力自我效能感在无聊倾向对学业拖延的影响中起部分中介作用.

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Boredom Proneness and Academic Procrastination: The Mediating Effect of Academic Self-efficacy

REN Xiaofang，ZHANG Xiaoxian

(Faculty of Education, Hangzhou Normal University, Hangzhou 311121, China)

A total of 181 college students were tested with questionnaires to explorer the impact of boredom proneness on college students' academic procrastination and the mediating effect of academic self-efficacy. The results showed that there was significant gender difference on academic self-efficacy, which boys scored higher than girls. Boredom proneness, academic procrastination and academic self-efficacy were significantly correlated with each other. Boredom proneness had significant positive predictive effect on academic procrastination and significant negative predictive effect on academic self-efficacy, academic self-efficacy had significant negative predictive effect on academic procrastination. Academic self-efficacy acted as a mediating role in the relationship between boredom proneness and academic procrastination.

boredom proneness; academic procrastination; academic self-efficacy; mediating effect

2017-02-25

张晓贤(1977—)，女，副教授，博士，主要从事情绪发展研究.E-mail: zxx3104@163.com

10.3969/j.issn.1674-232X.2017.04.007

B842

A

1674-232X(2017)04-0383-05