时间管理倾向对高中生考试焦虑的影响：一个多重中介效应模型

郭材欣 胡小兰 李国强 方 菁

（1 湖南人文科技学院教育学院，娄底 417000；2 湖南人文科技学院质量监控与发展规划处，娄底 417000；3 中南大学湘雅公共卫生学院社会医学与卫生事业管理学系，长沙 410078）

1 问题提出

考试焦虑是由应试情景激发的，受个体认知、人格等因素所制约，以担忧为基本特征，通过不同的情绪反应和生理症状所表现出来的一种心理状态（Leitenberg ＆ Harold，2013；Reiss，Warnecke，Tibubos，Tolgou，Luka-Krausgrill，＆ Rohrmann，2019；郑日昌，陈永胜，1991）。 考试焦虑伴随着情感症状（如强烈的恐惧）、认知症状（如失败预期或对后果的负面信念）和不良的应对行为（如拖延、采用不恰当的学习策略）（Fehm ＆ Fydrich，2011）。 考试焦虑会对学生的发展和心理健康造成消极影响，如导致学业动机和学业成就下降 （Cassady，＆ Johnson，2002；Chapell et al.，2005；Cizek ＆ Burg，2006；Tsegay，Shumet，Damene，Gebreegziabhier，＆Ayano，2019），损害学生的工作记忆、注意力等认知能力（Mowbray ＆Tony，2012；Zhang，De Beuckelaer，Chen，＆ Zhou，2019；张小聪，董云英，周仁来，2017），还可能会导致严重的心理障碍（黄琼，周仁来，2019）。 国内外调查研究发现，处于高水平考试焦虑状态的学生比例在21.8%～52.3%之间（Schaefe，Denke，Harke，Olk，Erkovan，＆ Enge，2019；Tsegay et al.，2019； 陈睿，刘潇楠，周仁来，2011；董军强，陈建勇，2013；王才康，2001）。在中国高中生群体中，高考被认为是“改变命运”的考试（叶宝娟，郑清，孙庆民，周全，丁丹东，2016）。 由于高考的压力，学生的考试焦虑问题可能更严重和普遍（向红洁，2013；杨立超，2010）。 因此，研究高中生群体的考试焦虑问题具有重要意义。 已有研究发现，在课程负荷较大的高中，较强的时间管理能力在减轻考试焦虑水平方面起着重要作用（Sansgiry ＆ Sail，2006）。 为了更好地了解与降低高中生的考试焦虑水平，本研究将深入探讨与时间管理有关的变量对高中生考试焦虑的影响，并通过构建理论模型揭示其内部影响机制。

1.1 时间管理倾向对高中生考试焦虑的影响

时间的管理与利用问题是学生学习中面对的重要问题之一（Ahmad Uzir，Gasevic＇，Matcha，Jovanovic＇，＆ Pardo，2020），多项研究表明，学生的考试焦虑受到时间管理倾向的影响（Behnam，Jenani，＆Ahangari，2014；Jenaabadi，Nastiezaie，＆ Jalalzaei，2016；彭春江，2014）。 时间管理倾向指个体在运用和对待时间上表现出的心理和行为特征，包括时间价值感、时间监控观①时间监控观在有的研究中也称作时间监控行为（张志杰，2005）。（本研究采用时间监控行为这一名称）、时间效能感三个维度（黄希庭，张志杰，2001a），分别指的是个体对时间价值的认识和态度、 对时间的计划和监控的能力、对自己时间管理能力的判断（黄希庭，张志杰，2001b）。已有研究主要考察了时间管理倾向及其各维度与焦虑之间的关系，表明高时间管理倾向者更善于运用时间，从而有效地减少焦虑（Kelly，2003；Macan，Shahani，Dipboye，＆ Phillips，1990； 陈本友，张锋，邹枝玲，杨勋，黄希庭，2005）。其中，在时间管理倾向的三个维度中，时间监控行为维度和时间效能感维度对考试焦虑有着较强的预测作用（霍建勋，杨翠英，张利霞，2010）。因此，同时考察时间监控行为和时间效能感对高中生考试焦虑的影响，有助于深入理解时间管理倾向影响考试焦虑的内部机制。

根据Macan（1994）的时间管理过程模型和张志杰的时间效能感的部分中介作用模型 （张志杰，2005），学生的时间管理行为导致结果变量的改变有两种方式： 一方面表现为时间监控行为直接降低学业压力等消极体验； 另一方面表现为时间监控行为通过增加时间效能感，从而减少学习时的消极体验，获得积极体验。 这提示，在应试情景中，高中生既能够通过合理设置计划和目标等时间监控行为直接降低考试焦虑，又能够通过时间监控行为增加控制和支配时间的信心提高时间效能感从而间接降低考试焦虑。实证研究也表明，时间监控行为可以通过时间效能感对其他结果变量产生影响 （古玉，谭小宏，2004；张志杰，2005）。 据此，本研究提出假设H1：时间监控行为既可以直接影响考试焦虑，也可以通过时间效能感间接影响高中生考试焦虑。

1.2 自我效能感的中介效应

时间管理倾向中的时间监控行为和时间效能感对考试焦虑的影响过程有没有其他因素的介导呢？根据张志杰的时间效能感的部分中介作用模型（张志杰，2005）以及Bandura（1977）的自我效能感理论，本研究认为自我效能感是值得探讨的考试焦虑的影响因素。

自我效能感是指个体对自己是否能完成特定情境中某方面工作的预期（Bandura，1977）。一方面，张志杰的时间效能感的部分中介作用模型指出，时间监控行为既能够直接提高学生的自我效能感，也能够通过提高时间效能感间接提高自我效能感（张志杰，2005）。 这提示，在应试情景中，通过合理设置计划和目标等时间监控行为合理地分配学习时间，能直接提高学生对自己完成学习任务的能力的预期，也能通过时间监控行为对自己分配时间的能力有更高的评价，从而增加自身的信心。另一方面，Bandura（1977）的自我效能感理论指出，自我效能感决定了个体的焦虑等心身反应过程（高申春，2000）。 这提示，当高中生面对考试带来的压力时，高自我效能感可以帮助个体应对这些压力，降低患考试焦虑症的风险。相关实证研究可佐证，自我效能感与考试焦虑存 在 显 著 负 相 关 （Barrows，Dunn，＆ Lloyd，2013；Behnam，Jenani，＆ Ahangari，2014；涂艳苹，施俊琦，2008；王才康，刘勇，2000；朱奕达，2015）。此外，以往研究表明，自我效能感能够在时间管理倾向与应试情境有关的变量（如学习拖延、学习倦怠、学业成绩）间发挥中介作用（马忆萌，孟勇，徐金英，2014；杨志杰，2011；周永红，吕催芳，杨于岑，2014）。综上，本研究提出假设H2：自我效能感是时间监控行为和时间效能感与考试焦虑之间的中介变量。

1.3 心理弹性的中介效应

那么，自我效能感又是如何影响高中生考试焦虑的呢？通过对以往文献的分析，本研究将引入心理弹性这一中介变量对此进行探讨。 心理弹性是指在遭受逆境或巨大压力时有效适应的能力（Newman＆Russ，2005）。在教育情境中，心理弹性指应对来自不利环境中的逆境或应对学业压力（如成绩不佳或考试 焦 虑） 的 能 力（Putwain，Nicholson，Connors，＆Woods，2013）。

一方面，自我效能感高的个体在遇到困境时，能够以自己对能力的坚定信念与危险性因素抗衡，从而保护自己的心理弹性，甚至使心理弹性在这种相互作用的过程中得以提升 （Glantz ＆ Johnson，2006）。有实证研究佐证：自我效能感是应对逆境、建立心理弹性时的个体因素 （Badu，2020）。 Kumpfer（2002）的心理弹性模型也认为，自我效能感是一种个体内部的心理弹性保护性因素。

另一方面，心理弹性的调节模型认为，个体的心理弹性水平越高，个体越能够在困境中健康发展（Tugade，Fredrickson，＆ Barrett，2005）。 实证研究也表明，心理弹性高的个体能够适应不利环境，感知到更 少 的 心 理 困 扰（Almeida，2005；Friborg，Hjemdal，Rosenvinge，Martinussen，Aslaksen，＆Flaten，2006）。这提示，在面临同样的应试情景下，高心理弹性的高中生能够适应良好，不易出现严重的考试焦虑。 此外，有实证研究指出，在对考试焦虑的影响中，心理弹性起到了中介作用，并且心理弹性负向预测考试焦虑（欧阳祎，2017；申鲁军，2016；向红洁，2013）。因此，自我效能感可能会通过提高心理弹性进而降低高中生的考试焦虑。 同时，由于时间效能感与自我效能感有类似的机制（张志杰，2005），因此，时间效能感可能也会通过提高个体的心理弹性进而降低考试焦虑。 综上，本研究提出假设H3：心理弹性是时间效能感和自我效能感与考试焦虑之间的中介变量。

1.4 研究的假设模型

综上所述，本研究采用时间管理倾向的时间监控行为和时间效能感维度，拟构建时间管理倾向与考试焦虑之间的多重中介模型。 基于以往研究，提出了三个假设，研究的假设模型如图1 所示。

图1 假设模型图

2 研究方法

2.1 研究对象

采用方便抽样的方式，从江西省某高中选取高一至高三共9 个班级（每个年级各选3 个班级）的学生进行团体施测，共有437 名高中生参与问卷调查，回收有效问卷424 份，问卷有效率97.03%。其中，男生201 人，女生223 人；高一143 人，高二122 人，高三159 人； 文科123 人，理科301 人； 平均年龄为16.81 岁。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年时间管理倾向量表（Adolescence Time Management Disposition Scale，ATMD）

时间管理倾向采用黄希庭和张志杰（2001b）编制的青少年时间管理倾向量表进行测量。 根据本研究的假设模型，选取该量表的时间监控行为和时间效能感两个分量表进行研究，分别包括24 个项目和10 个项目。 量表采用5 点计分，从“完全不符合”到“完全符合”。 本研究中时间监控行为量表和时间效能感量表的内部一致性系数分别为0.82 和0.71。

2.2.2 一般自我效能感量表（General Self-Efficacy Scale，GSES）

采用Schwarzer 等人（1997）编制的一般自我效能感量表中文版，该量表经检验有良好的信效度（王才康，胡中锋，刘勇，2001）。 量表共10 个项目，采用4 点记分，从“完全不正确”到“完全正确”。 本研究中，该量表的内部一致性系数为0.83。

2.2.3 中国青少年心理弹性量表 （The Resilience Scale for Chinese Adolescents，RSCA）

采用胡月琴和甘怡群（2008）编制的青少年心理弹性量表，共27 个项目，包括目标专注、情绪控制、积极认知、人际协助和家庭支持5 个维度，采用5 点计分，从“完全不符合”到“完全符合”。在验证性因子分析中，删除因子载荷在0.4 以下的维度（温忠麟，黄彬彬，汤丹丹，2018）。拟合良好的模型包含目标专注、积极认知和情绪控制3 个维度，分别包括5 个项目、4 个项目和6 个项目，本研究用这3 个维度测量心理弹性。 本研究中3 个维度的内部一致性系数分别为0.62，0.68 和0.74，总问卷的内部一致性系数为0.77。

2.2.4 Sarason 考试焦虑量表 （Test Anxiety Scale，TAS）

采用Sarason（1977）编制，王才康（2001）修订的考试焦虑量表，共37 个项目，采用“是与否”的二级评分，“是”记1 分，“否”记0 分。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.79。

2.3 研究程序与统计分析

经班主任和学生本人知情同意，以班级为单位团体施测。 每个班级均由1 名培训后的心理学专业学生作为主试。施测前主试宣读问卷指导语，被试完成全部问卷所需时间约25 分钟，所有问卷当场回收。

统计分析采用SPSS24.0 进行相关分析，采用Mplus7.0 进行结构方程模型分析。 结构方程模型分析参考吴艳和温忠麟（2011）的观点，对研究中的单维结构量表采用平衡法进行打包，将自我效能感量表和考试焦虑量表的项目均打包成三个观测变量。此外，黄希庭和张志杰（2001b）认为时间监控行为量表和时间效能感量表内部也有不同的因素结构。 但魏源（2012）指出，青少年时间管理倾向量表的二级维度的结构效度不甚理想，本研究中这些量表按照探索性因子分析的结果也不符合黄希庭和张志杰（2001b）对二级维度的划分，因此不对时间监控行为量表和时间效能感量表进行内部结构的划分。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差的控制和检验

由于问卷施测可能会导致共同方法偏差，因此，在施测问卷的过程中根据相关建议（周浩，龙立荣，2004），从程序方面进行了严格的控制，如采用匿名方式测查、部分条目使用反向计分等。 采用Harman单因子检验法检验，结果表明，特征值大于1 的因子共有29 个，且第一个因子解释的变异量为11.56%，小于40%的临界值，因此本研究不存在明显的共同方法偏差（熊红星，张璟，叶宝娟，郑雪，孙配贞，2012）。

3.2 高中生考试焦虑状况及相关分析

在本研究中，高中生考试焦虑的平均得分为16.88 分，标准差为5.88 分，其中有60.8%的高中生得分超过15 分，27.1%的高中生得分超过20 分。 根据Newman（1996）的划分标准，考试焦虑总分在15 分以上就说明学生切实感受到了考试带来的不适感和焦虑，20 分以上说明有考试焦虑症的危险，本研究的结果提示高中生考试焦虑整体状况较为严重。

相关分析的结果如表1 所示，在控制了性别、年龄、学科和年级变量后，考试焦虑与时间监控行为、时间效能感、 自我效能感、 心理弹性均呈显著负相关。另外，时间监控行为、时间效能感与自我效能感、心理弹性均呈显著正相关，自我效能感与心理弹性也呈显著正相关。

表1 各变量的描述性统计和偏相关分析（N＝424）

3.3 时间管理倾向对高中生考试焦虑的影响：多重中介效应检验

采用温忠麟和叶宝娟（2014）推荐的中介效应检验程序，对时间监控行为、时间效能感、自我效能感、心理弹性和高中生考试焦虑之间的关系进行结构方程模型分析，采用Bootstrap 法（重复抽样5000 次）对多重中介模型进行检验 （Erceg-Hurn ＆ Mirosevich，2008）。 第一步，在控制性别、年龄、学科和年级变量之后，检验时间监控行为对高中生考试焦虑的直接效应。结果表明，模型拟合良好χ2／df（11.37／10）＝1.14，RMSEA ＝0.02，SRMR ＝0.02，CFI ＝0.99，TLI ＝0.99），时间监控行为能够显著负向预测高中生考试焦虑（β＝-0.14，t＝-2.55，p＜0.05）。

第二步，加入时间效能感、自我效能感和心理弹性作为中介变量进行路径分析，假设理论模型的拟合 指 数 为：χ2／df （230.47／73）＝3.16，RMSEA＝0.07，SRMR＝0.06，CFI＝0.91，TLI＝0.88，各项模型拟合指数基本达到要求。 进一步考察发现该模型中部分路径不显著，根据结构方程模型的节俭原则，删除模型中不显著的路径。比较完整模型与修正模型发现，Δχ2／Δdf（1.83／2）＝0.92，p＝0.40，即修正模型与原假设模型无显著差异，且修正模型更加简洁，各项模型拟合指数相对于修正前更优 （χ2／df＝3.10，RMSEA＝0.07，SRMR＝0.06，CFI＝0.91，TLI＝0.89），故报告图2 所示的节俭模型。结果表明，时间监控行为能够显著正向预测考试焦虑（β＝0.23，t＝3.30，p＜0.01），显著正向预测时间效能感（β＝0.70，t＝25.44，p＜0.001），显著正向预测自我效能感（β＝0.18，t＝2.75，p＜0.01）；时间效能感可以显著正向预测自我效能感（β＝0.32，t＝4.59，p＜0.001），显著正向预测心理弹性（β＝0.54，t＝9.49，p＜0.001）；自我效能感可以显著正向预测心理弹性（β＝0.35，t＝5.50，p＜0.001）；心理弹性可以显著负向预测考试焦虑（β＝-0.64，t＝-8.28，p＜0.001）。

图2 多重中介模型图

进一步中介效应分析结果表明（见表2），时间监控行为对高中生考试焦虑的直接效应95%的区间为［0.094，0.366］，直接效应值为0.231，直接效应显著； 时间效能感和心理弹性在时间监控行为与高中生考试焦虑之间的链式中介效应95%的区间为［-0.325，-0.167］，中介效应值为-0.237，链式中介效应显著；自我效能感和心理弹性在时间监控行为与高中生考试焦虑之间的链式中介效应95%的区间为［-0.088，-0.011］，中介效应值为-0.041，链式中介效应显著；时间效能感、自我效能感和心理弹性在时间监控行为与高中生考试焦虑之间的链式中介效应95%的区间为［-0.084，-0.026］，中介效应值为-0.049，链式中介效应显著。 因此，时间管理倾向与高中生考试焦虑之间建构起了多重链式中介模型，包括3条中介链。 由中介效应值与直接效应值的符号为异号可知，本研究出现了 “遮掩效应”（MacKinnon，2008；温忠麟，叶宝娟，2014）。 3 条中介链的遮掩效应量｜ab／c＇｜（中介效应与直接效应的比例的绝对值）分别为1.026，0.177 和0.212（见表2）。 进一步通过两两比较检验不同路径的中介效应是否存在显著差异（Hayes，2009），结果表明，“时间监控行为→时间效能感→心理弹性→考试焦虑” 中介链的中介效应值显著大于其他两条中介链的中介效应值。

表2 时间监控行为对高中生考试焦虑的影响路径分析（N＝424）

3.4 中介效应的多群组恒等性检验

为了检验中介模型是否具有跨群组的恒等性，本研究对该模型进行多群组比较（Kline，2015）。 采用结构模型恒等性分析依次进行形态、因子载荷、截距、因子方差和协方差、路径、结构残差和测量残差的恒等性检验（Arbuckle ＆Wothke，1999），对性别变量检验的结果如表3 所示。 在每一次检验中施加等价限制，若p 值不显著（p＞0.05）表示模型恒等，若p值显著还需考察ΔCFI 与ΔTLI，若ΔCFI≤0.01 且ΔTLI≤0.05，表明模型差异未达到显著（Vandenberg＆ Lance，2000）。 根据上述等价性标准可知，男女高中生群体在模型上不存在显著差异。 采用相同方法对年级和学科进行检验，结果均表明本研究的模型具有跨群组的恒等性。

表3 不同性别高中生群体的结构模型恒等性检验

4 讨论与建议

4.1 讨论

本研究基于时间管理过程模型、 时间效能感的部分中介作用模型、自我效能感理论、心理弹性模型等前人的研究结果，进一步揭示了时间管理倾向与考试焦虑的关系及其作用机制。 模型有助于在理论上深入理解时间管理倾向对考试焦虑的影响机制，完善考试焦虑的理论； 在实践上有助于降低高中生的考试焦虑，改善学生的心理健康水平。本研究发现从时间监控行为到考试焦虑的直接路径显著，但“时间监控行为→时间效能感→考试焦虑” 路径的后半段不显著，即研究的假设H1 部分不成立；“时间监控行为→自我效能感→考试焦虑” 和“时间监控行为→时间效能感→自我效能感→考试焦虑” 路径的后半段不显著，即研究的假设H2 部分不成立；时间监控行为通过时间效能感或自我效能感（或二者的中介链） 影响心理弹性进而影响考试焦虑，即假设H3 得到了验证。

4.1.1 高中生的考试焦虑现状

描述性统计的结果表明，有27.1%的高中生存在高水平的考试焦虑，60.8%的高中生感受到了考试带来的不适感，这与以往研究结果大体一致（向红洁，2013；杨立超，2010），提示大部分的高中生需要采取相应措施应对考试焦虑。相关分析的结果表明，本研究考察的各变量间相关显著。其中，高中生的考试焦虑与时间监控行为、时间效能感、自我效能感和心理弹性均呈显著负相关，与以往研究结果一致（Barrows，Dunn，＆ Lloyd，2013； Behnam，Jenani，＆ Ahangari，2014；欧阳祎，2017； 申鲁军，2016； 张志杰，2005）。 这说明增加时间监控行为、提高个体的时间效能感和自我效能感，发展良好的心理弹性均有利于高中生考试焦虑的降低。

4.1.2 高中生的时间监控行为与考试焦虑关系间的中介作用

本研究发现在时间监控行为对高中生考试焦虑的直接路径模型中，时间监控行为对高中生考试焦虑有直接的显著负向预测作用。 但是在时间监控行为与考试焦虑之间加入时间效能感、 自我效能感和心理弹性后发现，时间监控行为对考试焦虑的作用变为显著正向预测作用。这提示，时间监控行为能否降低考试焦虑主要取决于中介变量（时间效能感、自我效能感和心理弹性）。

研究结果进一步显示，时间监控行为对自我效能感的影响有两种方式，一种是时间监控行为直接提高个体的自我效能感，另一种是通过提高时间效能感进而提高自我效能感，这两条途径与张志杰（张志杰，2005）的结果一致。这提示，高中生可以通过时间监控行为的训练，形成对时间利用的信心，提高时间效能感，从而在应试情景下更加有效地应对学习任务，对自己的能力产生更高的判断，进而提高自我效能感。

另外，本研究还发现，时间效能感和自我效能感对高中生考试焦虑无显著预测作用。 这一结果与本研究预期假设不符，与朱奕达（2015）的研究结果也不一致。 此结果可能说明时间效能感和自我效能感与考试焦虑之间存在其他效应较大的中介变量（MacKinnon，2008；温忠麟，叶宝娟，2014），这种推测基于两个方面：一方面，时间效能感或自我效能感较强的个体觉得自己有能力应对考试，因此他们对自己在考场中的表现有较高的预期；另一方面，有研究表明，高水平的自我效能感可能导致学生过度自信，从而降低学业成绩 （Furnham，Chamorro-Premuzic，＆ McDougall，2003；Vancouver ＆ Kendall，2006）。 个体如果对抗挫折和困境的能力不足，可能会因为高期待和学业问题之间的冲突而产生更强烈的考试焦虑。这提示，时间效能感和自我效能感影响考试焦虑水平的过程可能存在抗挫折能力相关中介变量的参与。

尽管时间效能感和自我效能感不能直接负向预测高中生考试焦虑，但本研究发现，时间效能感和自我效能感可以通过提高心理弹性进而降低高中生考试焦虑。一方面，自我效能感是心理弹性的保护因子（Glantz＆ Johnson，2006；Jew，1999；胡月琴，甘怡群，2008），时间效能感与自我效能感有类似的机制，也可能是心理弹性的保护因子，因此可通过提高效能感从而提升高中生的心理弹性。另一方面，心理弹性作为抗压能力的重要指标（Newman ＆ Russ，2005），能帮助高中生在一次次考试的历练中与困难 “作战”，达到“厚积薄发”的效果，从而获得更好的发展。这提示，自我效能感和时间效能感较高的高中生在遇到困境时，要将对自身和监控时间坚定的信念与危险因素抗衡，保护自己的心理弹性，甚至使心理弹性在这一过程中得到提升。 而高心理弹性的学生通常更善于控制消极情绪，更加专注于学习任务，不易被 挫 折 击 溃 （McGeown，St Clair -Thompson，＆Clough，2016），因而能够对考试情景做出更积极的反应，减少考试焦虑的产生。

需要特别指出的是，时间效能感、自我效能感和心理弹性在时间监控行为与高中生考试焦虑的关系中具有“遮掩效应”，“时间监控行为→时间效能感→心理弹性→考试焦虑” 中介链的遮掩效应值是最大的，且与其他两条中介链的效应值的差异达到了显著性水平。首先，“遮掩效应”说明了时间监控行为本身不是降低考试焦虑的原因，时间监控行为如果不能增加个体的效能感进而增加个体的心理弹性，可能会在干预高中生考试焦虑的过程中起到“事与愿违”的效果。 例如，有研究指出不少花了很多时间用于学习的学生也有高水平的考试焦虑（Culler＆Holaha，1980），这些发现值得教育者关注。 这提示，虽然有些高中生进行了时间监控，但他们依然会感受到强烈的考试焦虑，因此，教育者不应过分强调“抓紧时间”本身，而应该引导学生通过时间监控行为产生对学业更高的效能感，继而更好地适应不利环境，最终降低考试焦虑。 其次，“时间监控行为→时间效能感→心理弹性→考试焦虑” 中介链的遮掩效应值较大，说明了时间监控行为主要是通过时间效能感对心理弹性产生影响。这提示，时间效能感作为时间管理倾向中的观念成分（张志杰，2005），能够使个体对时间的有效利用充满信心，从而在危机（比如成绩落后）中加强计划和安排，采取积极的应对方式以度过危机，最终成为心理弹性的保护性因素，从而降低考试焦虑。 最后，虽然另外两条中介链的效应值偏小，但这些效应值依然达到了统计意义上的显著性水平。本研究的小效应能支持所要检验的理论，因此这些效应具有重要的理论意义（Gall，Gall，＆ Borg，2007）；在实践方面，小效应能随时间推移积累成大效应，间接地引发重大结果（Ellis，2010）。因此，本研究中相对偏小的链式中介效应也应该受到重视。

最后，多群组恒等性检验表明，不同性别、年级和学科的高中生群体的结构模型具有恒等性。 这说明，本研究建立的模型的各条路径具有跨性别、年级和学科的适用性，在考试焦虑的干预过程中，均可以采用本研究建立的3 条途径。

4.2 建议

本研究深入探讨了时间管理倾向对考试焦虑的影响机制，构建了一个多重中介模型，这不仅对考试焦虑影响机制的理论研究有所贡献，也有利于在教学实践中降低学生考试焦虑，促进学生身心健康发展。 根据本研究结果，提出以下几点建议。

首先，本研究证明了时间管理倾向在考试焦虑干预过程中的重要作用，学校应加强时间管理理念的教育，开展时间管理课程，从而帮助学生运用好时间监控行为，提高时间效能感，进而降低考试焦虑。其次，教师要加强学习方法与策略的引导，从而使学生更容易取得成功的学习体验，进而帮助他们提高自我效能感。 再次，通过培养高中生的积极心理品质来提高心理弹性，使其适应不利环境，从而降低高中生的考试焦虑。最后，教师要关注那些努力但是学习效果不佳进而诱发考试焦虑的学生，帮助他们掌握正确的时间监控方式，提高其自信心和抗挫折能力。

4.3 进一步研究的方向

尽管有一些重要发现，但必须认识到的是，本研究仍存在一定局限性，需要在未来的研究中加以完善。 第一，本研究是一个横断面的调查研究，无法明确变量间的因果关系，今后需要采用纵向研究、实验研究的方法对模型进行检验。第二，本研究的各个研究变量均采用自陈式量表测量，可能存在共同方法偏差。 不过，我们在研究程序上已采用了如匿名调查、 条目反向计分等方法尽可能减小了共同方法偏差的影响，并采用Harman 单因子检验对共同方法偏差的严重性进行了统计检验。 未来研究可选用自评与他评相结合的方法来收集数据，将更好地降低共同方法偏差的影响。 最后，由于实际情况限制，本研究采用方便抽样方法，样本仅选取自江西省某一所高中，因此，研究者们对研究结论的推广与使用需要慎重，我们将在未来的研究中提高样本的代表性，进一步对模型进行检验。

5 结论

时间管理倾向对高中生考试焦虑的作用机制有两种方式： 一方面表现为时间监控行为对高中生考试焦虑的直接效应； 另一方面表现为时间监控行为通过增加时间效能感或自我效能感（或二者的中介链） 进一步提高心理弹性从而影响考试焦虑的间接效应，其实质是一种遮掩效应。