完美主义对大学生学业拖延的影响：有调节的中介效应*

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(1.宁波大学心理学系暨研究所,宁波 315211;2.浙江省象山中学,象山 315700;3.中国科学技术大学人文与社会科学学院,合肥 230026)

1 前 言

学业拖延(academic procrastination)是近年来自主性学习领域的一个研究热点，是拖延在学习情境中的具体表现，指在有限时间范围内推迟学习任务直到临近期限才开始进行的行为倾向(Steel,2007)。学业拖延不仅浪费学生的大量时间、失去完成任务的最佳时机影响其学习成就(倪士光,李虹,黄琳妍,2012)；这种优柔寡断的行为倾向也容易使拖延者产生自我怀疑、焦虑、内疚、抑郁等消极情绪体验并对其身心健康产生负面影响(Glick & Orsillo,2015;曲星羽,陆爱桃,宋萍芳,蓝伊琳,蔡润杨,2017)。目前研究者主要关注学业拖延带来的消极影响，对学业拖延作用机制的研究还不够深入(庞维国,2010;曲星羽等,2017)。基于此，本文主要对影响大学生学业拖延的相关因素及其作用机制进行了深入探讨。

近年来，有关学业拖延的研究主要从个体的认知因素、自我监控、情绪调节、人格特质等方面探讨了学业拖延的成因及其影响因素(Glick & Orsillo,2015;Kim,Fernandez,& Terrier,2017)。其中，完美主义(perfectionism)是一种追求高标准完成任务且具有自我批判倾向的人格特质(Frost,Marten,Lahart,& Rosenblate,1990)。作为一种人格因素，它与学业拖延的关系近年来开始受到研究者关注(Closson & Boutilier,2017;迟昊阳,赵冉,侯志瑾,林楠,2012)。以往有关完美主义的研究者，大多将完美主义视为单维度的消极和破坏性人格特质(陈陈,燕婷,林崇德,2013)。随着该领域研究的深入，完美主义的多维度结构观开始被学者们广泛接受和认可(Bong,Hwang,Noh,& Kim,2014;Rice & Richardson,2014)。例如Egan等人(2015)发现，完美主义有积极和消极两种类型，二者有不同的心理特质。我国学者也发现完美主义并不是一个单维的消极心理特质，也存在积极、健康的完美主义者(张斌,谢静涛,蔡太生,2013;张萌,陈英和,2013)。Sahraee等人(2011)发现，在大学生群体中消极完美主义者和积极完美主义者具有一定的典型性，分别占到调查人数的26%和48%。有研究发现，积极完美主义者有计划性和组织性，对自身要求严格、对任务目标更加主动(Zhou,Wu,Zhu,& Cai,2016)；而消极完美主义者则惧怕失败、自我否认，担心自己的行为结果无法实现预期的高标准，通常持消极的自我认知倾向(Fletcher,Shim,& Wang,2012)。基于积极和消极完美主义者具有不同的心理特质，本研究将分别探讨两种不同类型完美主义对学业拖延的影响作用。

拖延行为的时间取向模型(Temporal Motivation Theory,TMT)指出，在人格特质(完美主义)对拖延行为的影响过程中，对任务期限的时间知觉和个体的自我概念具有重要作用(宋梅歌,苏缇,冯廷勇,2015;张顺民,冯廷勇,2017)。

时间管理倾向(time management disposition)是个体对时间的价值、功能以及运用方面体现出来的一种稳定的心理和行为特征(黄希庭,张志杰,2001)。根据时间折扣理论，个体在进行任务选择时有低估未来任务价值的倾向，对未来任务倾向于拖延而选择可以获得即时回报的当前任务，延缓的时间使未来任务价值折损，从而降低个体完成将来任务的动机(宋梅歌,苏缇,冯廷勇,2015)。学业拖延正是这种低估未来学习任务价值的体现(韩会芳,李义安,韦嘉,张进辅,2014)。例如，大学生在面对任务选择时，更倾向于选择能立即获得回报的当前任务(如打游戏、购物等)，而对未来的学业任务进行拖延。也有研究发现，时间管理倾向能显著地负向预测学生学业拖延的程度(周永红,吕催,杨于岑,2014)。由此看来，不良的时间管理倾向可能是学业拖延的风险因素。进一步的研究表明，积极完美主义者能确立合理的任务目标，对自己的时间管理能力以及在时间统筹方面的信心有较好的评估，更加善于安排和利用时间；而消极完美主义者则尽力避免失败，通常有较差的时间管理能力和不合理的时间安排(Bong,Hwang,Noh,& Kim,2014;佟月华,陈瑛,2008)。同时也有研究发现，时间管理倾向在大学生成就目标定向对学习投入的影响中具有中介作用(黄海雁,许国成,付莹,2017)。基于以上的研究可以推测，个体的时间管理倾向可能在完美主义对学业拖延的影响过程中起着中介作用。

研究者提出，学业拖延本质上是一种自我调节的失败或自我控制不良，学业拖延的发生很可能受到个体内部自我调节的影响(庞维国,2010;倪士光,李虹,黄琳妍,2012)。自尊(self-esteem)是个体对自我价值与能力的情感体验，作为自我概念的重要成分具有评价性意义(Leary,2005;田录梅,夏大勇,李永梅,单楠,刘翔,2016)。高自尊个体对自己持积极的评价，在生活中较自信、通常聚焦于问题的解决，在学业任务上较少采用回避性策略；而低自尊个体对自身缺乏信心，认为选择超出能力的任务容易导致失败，因此会回避困难型学业任务，通过拖延行为进行自我设阻以维护自己的形象(杨文龙,2017)。也有研究发现，良好的时间管理倾向和高自尊均为个体的资源因素，对学业拖延的发生能够起到缓冲作用(韩会芳等,2014)。李董平(2012)提出的“锦上添花”模型，认为一种资源因素会放大或增强另一种资源因素的有利影响，即一种资源因素高者较之该资源因素低者，其发展优势更多体现在另一种资源高而非该资源因素低的情况下，这种模式被称为“保护—保护因子模型”的“促进作用假说”(陈武,李董平,鲍振宙,闫昱文,周宗奎,2015;叶宝娟等,2018)。根据该模型，高自尊大学生相比于低自尊大学生而言，其时间管理倾向对学业拖延的保护作用更强。具体而言，当个体自尊水平较高时，随着时间管理倾向的增加，其学业拖延行为呈下降趋势；而个体自尊水平较低时，随着时间管理倾向的降低，其学业拖延行为的下降趋势减缓，即自尊可能会调节时间管理倾向对学业拖延的影响。鉴于以往自尊与时间管理倾向对学业拖延的作用研究不够深入，本研究拟深入探讨自尊作为个体的一种保护性因素，是否能够进一步提升时间管理倾向对大学生学业拖延的改善和保护作用。

综上，本研究主要探讨完美主义对学业拖延的影响，在此基础上考察时间管理倾向的中介作用以及自尊对该中介过程的调节作用，以揭示完美主义影响学业拖延的过程及其发挥作用的条件，以期为大学生学业拖延的干预提供理论指导。各变量关系的假设模型见图1。

图1 有调节的中介假设模型图

2.1 被试

采用整群随机抽样的方法选取600名在校大学生作为研究对象，共收回578份有效问卷，有效率为96.3%。其中，男性316名，女性262名；大一174名，大二161名，大三137名，大四106名；年龄在17岁至23岁之间，平均年龄19.76岁(SD=1.63)。

2.2 工具

2.2.1 完美主义

采用訾非和周旭(2006)修订的中文版完美主义量表，共27个题项，包含条理性、个人标准、父母期望、担心错误和行动疑虑五个维度。其中“行动疑虑”、“担心错误”、“父母期望”和“个人标准”为消极完美主义维度，“条理性”为积极完美主义维度(陈陈,燕婷,林崇德,2013;刘艳丽等,2016)。采用5点计分，1～5分别表示“不符合～符合”。该量表的α系数为0.84，各维度的α系数分别为0.74、0.82、0.76、0.79、0.72。

2.2.2 时间管理倾向

采用黄希庭等人(2001)编制的时间管理倾向量表(Time Management Disposition Scale)，包含时间监控观、时间效能感和时间价值感三个维度，共44个项目，采用5级评分，得分越高表示个体的时间管理倾向水平越高。该量表的α系数为0.82，各分维度的α系数依次为0.83、0.76、0.84。

2.2.3 自尊

采用王孟成等人(2010)修订的中文版Rosenberg自尊量表(Chinese Rosenberg’ Self-esteem Scale)。该量表由10个项目组成，采用4级评分，1表示“很不符合”，4表示“非常符合”，分值越高表明个体自尊水平越高。本研究该量表的α系数为0.86。

2.2.4 学业拖延

采用赵婉黎(2007)编制的大学生学业拖延量表(College Student Academic Procrastination Scale)，包含计划不足、完成不佳和延迟行动三个维度，共19个项目。采用5级计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，总分越高表示被试的拖延程度越高。以往研究表明该量表具有良好的信效度(张斌,蔡太生,2010)。本研究该量表的α系数为0.86，各分维度的α系数依次为0.82、0.75、0.84。

2.3 分析思路

按照Erceg-Hurn等人(2008)的建议，采用Bootstrap法对回归系数显著性进行检验。该方法无须假设样本服从某种分布，而是通过对原样本进行有放回的随机抽样来重新构造样本分布(本研究共构造1000个样本，每个样本容量均为578人)，获得参数估计的稳健标准误及95%偏差校正的置信区间，若置信区间不含零则表示有统计显著性。

3 结 果

3.1 共同方法偏差的控制

本研究在施测时采用匿名、部分项目反向计分等措施进行控制(周浩,龙立荣,2004)。在数据分析时，采用Harman单因子检验法进行了共同方法偏差验证。结果发现，特质根大于1的因子19个，且最大因子解释的变异量为13.84%，远小于40%的临界值，表明共同方法偏差不明显。

3.2 各变量的描述性统计及相关分析

表1的相关分析结果表明，积极完美主义与学业拖延呈显著负相关，与时间管理倾向、自尊均呈显著正相关；时间管理倾向、自尊均与学业拖延呈显著负相关。而消极完美主义与学业拖延呈显著正相关，与自尊呈显著负相关，与时间管理倾向的相关不显著，不满足中介分析条件，因此不再继续探讨消极完美主义与学业拖延的中介作用。此外，学业拖延存在显著的性别差异(t=-3.45,p<0.05,d=0.02)。

表1 各变量的描述性统计和相关系数(N=578)

注:a性别为虚拟变量，女生=0，男生=1；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.3 完美主义与学业拖延的关系：有调节的中介模型检验

根据温忠麟等人(2014)提出的有调节的中介模型检验程序，采用Hayes(2013)编制的SPSS宏程序，在控制性别变量的条件下分别以时间管理倾向为中介变量，自尊为调节变量进行模型检验。根据假设，本研究仅检验中介链条的后半段是否受自尊的调节，若回归方程检验既满足了中介作用，又证明了中介链条上的调节效应，则表明研究者提出有调节的中介的理论模型成立(张晔,刘勤学,隆舟,艾婷,2016)。对各预测变量均进行了中心化处理，方差膨胀因子的得分均不高于1.36，这表明不存在严重的多重共线性问题。检验结果见表2。

表2 有调节的中介效应检验

注:模型中各变量均经过中心化处理后代入回归方程。

如表2所示，方程1中积极完美主义正向预测时间管理倾向。方程2中，时间管理倾向负向预测学业拖延，自尊负向预测学业拖延，时间管理倾向与自尊的交互项对学业拖延的预测显著。这表明，时间管理倾向在积极完美主义与学业拖延之间起中介作用，而自尊在时间管理倾向对学业拖延的影响关系中起调节作用。

为更清楚地解释时间管理倾向与自尊交互效应对学业拖延影响的实质，将自尊按照正负一个标准差分成高、低组进行简单斜率分析，探讨在不同自尊水平上时间管理倾向对学业拖延的影响。图2的结果表明，对于低自尊水平个体，时间管理倾向对学业拖延的负向预测作用显著(Bsimple=-0.17,SE=0.03,p<0.05)；而在高自尊水平时，时间管理倾向对学业拖延的预测作用显著增强(Bsimple=-0.32,SE=0.05,p<0.01;Bsimple由-0.17增强为-0.32)。这说明，相对于低自尊个体，时间管理倾向对高自尊个体学业拖延的影响作用更显著。

图2 自尊对时间管理倾向与学业拖延关系的调节作用

进一步对整合模型进行检验的结果表明，模型拟合程度较好(χ2/df=3.06,CFI=0.94,NFI=0.92,GFI=0.91,RMSEA=0.035)，见图3。其中，积极完美主义显著负向预测学业拖延(γ=-0.22,p<0.001)，自尊显著负向预测学业拖延(γ=-0.17,p<0.01)；积极完美主义显著正向预测时间管理倾向(γ=0.26,p<0.001)，时间管理倾向显著负向预测学业拖延(γ=-0.16,p<0.01)，这表明时间管理倾向在积极完美主义与学业拖延之间起部分中介作用。同时，时间管理倾向和自尊的交互项显著负向预测学业拖延(γ=-0.20,p<0.01)，这说明自尊对时间管理倾向的中介效应存在显著的调节作用。

图3有调节的中介效应模型

4 讨 论

4.1 时间管理倾向在完美主义与学业拖延之间的中介作用

本研究发现，积极完美主义和消极完美主义分别与学业拖延呈显著负相关和正相关，与以往研究结果一致(Burns,Dittman,Nguyen,& Mitchelson,2000;刘艳丽等,2016)。进一步对时间管理倾向的中介效应检验发现，时间管理倾向部分中介了积极完美主义与学业拖延的关系，即积极完美主义既可以直接影响学业拖延，也可以通过时间管理倾向间接影响学业拖延。积极完美主义者通常能够设置合理的任务目标、追求成功，并从中获得满足感，做事具有条理性和组织性(Zhou,Wu,Zhu,& Cai,2016;陈陈等,2013)，因此在学习时间的安排上更具计划性和针对性，能通过合理的时间安排来完成学业任务。已有研究也表明，积极完美主义倾向个体具有较强的时间管理能力，在目标设定、任务计划、时间统筹等系列活动中展现出良好的自我协调能力(邱芬,季浏,崔德刚,2010)。由此可见，积极完美主义者能通过合理的时间安排来完成学业任务，学业拖延现象较少。而在消极完美主义与学业拖延的关系之间，未发现时间管理倾向的中介效应。可能的解释为消极完美主义者在面对学业任务时具有众多不合理的认知信念，如设立不合实际的目标、自我怀疑、对任务失败的过度苛刻以及从活动任务中较少体会到乐趣等(陈陈,燕婷,林崇德,2013)，他们会因过度担心犯错而选择拖延或者回避性策略(Tops,Koole,& Kijers,2013)。因此，消极完美主义者可能因其本身具有的不合理认知信念会直接导致其学业拖延行为的发生，而不需要通过其他中介变量发生作用。

4.2 自尊对时间管理倾向中介路径的调节作用

本研究发现，自尊对时间管理倾向影响学业拖延的关系具有显著的调节效应。具体而言，相比于低自尊大学生，良好的时间管理倾向对高自尊个体学业拖延的影响更为明显，这与以往关于自尊对学业拖延具有保护性作用的研究结论一致(张斌,蔡太生,2010)。自尊作为自我概念的重要成分，是个体对自我价值的整体性评价，影响个体的认知与行为发展(张林,曹华英,2011)。积极完美主义者具有较高的要求和标准，做事具有条理性和计划性，此时若个体拥有较高的自尊水平，对自身能力和价值都估计较高，在完成任务时就会有更强的时间掌控力，有更为合理的时间安排(邱芬等,2010)，而较好的时间管理能力则是完成有时限性学业任务的重要前提。也有研究发现，相对于高自尊个体，低自尊个体具有较低的自我评价，认为选择超出能力的任务是对自身缺乏价值的确认，倾向于通过拖延来逃避任务，具有较差的时间管理水平(韩会芳等,2014)，这也符合学业拖延在本质上是自我调节失败的观点。另外，本研究中自尊的调节效应也进一步验证了“保护—保护因子”模型的促进作用假说，即相对于低自尊的个体，时间管理倾向对高自尊个体学业拖延的作用更显著。这说明对于学业拖延大学生，可以通过促进其形成积极自我评价、提升自尊水平，从而有效提升时间管理倾向对学业拖延的改善作用，从而更好地帮助其有效降低和减少学业拖延行为。

4.3 研究意义和展望

学业拖延是大学生中普遍存在的一种现象，对其学业任务和身心健康均有不利影响。本研究从时间知觉角度揭示了完美主义影响学业拖延的中介过程，并考察了自尊在其中的调节作用，有助于深化我们对学业拖延发生机制的认识，研究结果对学业拖延发生机制的理论构建具有一定的借鉴价值。另外，本研究的结果对有效预防和干预大学生学业拖延问题也有着重要的实践意义。本研究的发现提示我们要重视学生良好时间管理能力的培养，学校可通过时间管理相关实践课程来提升学生的时间管理能力，家庭也需要重视学生在成长过程中良好时间观念的形成。同时，本研究中自尊调节作用的发现，也提示我们要重视对低自尊大学生的心理干预，帮助其对学业与自我形成积极的认知评价，这可能也是一种能够有效减少学业拖延的方法。

本研究也存在以下不足在未来研究中需要进一步改进。首先，采用自陈量表评估学业拖延，难以考察具体情境下的拖延行为，未来研究可通过设置具体任务情景来探讨学业拖延的发生机制；其次，横断研究无法得出明确的因果关系推论，未来研究可采用纵向追踪研究进一步考察和验证学业拖延的内在机制；最后，本研究无法完全排除可能存在的社会赞许效应，未来研究可采用学生自评与教师同伴他评相结合的方法提高测量结果的客观性和有效性。

5 结 论

(1)积极完美主义显著负向预测学业拖延，消极完美主义与学业拖延呈显著正相关；

(2)时间管理倾向在积极完美主义与学业拖延之间起部分中介作用。即积极完美主义可以直接影响大学生学业拖延，也可以通过时间管理倾向间接影响学业拖延；

(3)时间管理倾向对学业拖延的预测受到个体自尊水平的调节，相比于低自尊大学生，时间管理倾向对高自尊大学生学业拖延的预测更为显著。