大學(xué)生自我效能感在時間管理傾向與拖延行為間的中介效應(yīng)*

葉艷暉

“明日復(fù)明日，明日何其多”，拖延，是日常生活中一種常見的心理和行為。在大學(xué)生中，拖延行為也是極其普遍的，如Solomon和Rothblum的研究表明，一半以上的大學(xué)生存在長期的障礙性拖延行為［1］;據(jù)中國學(xué)者龐維國的研究，大學(xué)里有近40%的學(xué)生存在拖延行為［2］。拖延行為，是指不必要的延遲或推遲完成自己本來該按時完成的任務(wù)的行為［3］。拖延行為不但會降低工作和學(xué)習(xí)效率，長期的拖延還會引發(fā)個體的焦慮、自責(zé)、內(nèi)疚等消極情緒，對身心健康的影響很大。自我效能感是由社會學(xué)習(xí)理論創(chuàng)始人班杜拉于1977年提出的概念，后來，隨著研究的深入，另外一些心理學(xué)研究者將這概念進(jìn)一步發(fā)展，提出“一般自我效能感”。德國著名的臨床和健康心理學(xué)家Schwarzer認(rèn)為，一般自我效能感是個體在面對各種不同的環(huán)境、挑戰(zhàn)和新事物時所表現(xiàn)出的一種一般性的自信心［4］。時間管理傾向是指個體在對待時間功能和價值上，在運(yùn)用時間方式上所表現(xiàn)出來的心理和行為特征［5］。

在以往的研究中，發(fā)現(xiàn)時間監(jiān)控行為和時間管理效能與拖延行為存在顯著負(fù)相關(guān)［6-7］，即越不善于利用時間和管理時間的個體，其拖延行為越嚴(yán)重。時間管理傾向也會影響到自我效能感，研究表明，大學(xué)生時間管理傾向各維度與其自我效能感呈顯著正相關(guān)，且對自我效能感有一定的預(yù)測作用［8］。自我效能感和拖延行為也有關(guān)，班杜拉認(rèn)為，低自我效能感會降低個體對成功的期望、損害動機(jī)，最終妨礙任務(wù)啟動(即拖延)及堅持性［9］。Haycock的研究也表明，自我效能的缺失是產(chǎn)生拖延的主要原因之一［10］。當(dāng)前，國內(nèi)外對上述3個概念都已展開了研究，但是，目前的研究都是獨立地探討時間管理與拖延行為、或自我效能感與拖延行為的關(guān)系，而忽略三者之間的內(nèi)在聯(lián)系。本研究在以往研究的基礎(chǔ)上認(rèn)為，大學(xué)生時間管理傾向是影響其拖延行為和自我效能感的重要因素，并且自我效能感在時間管理傾向與拖延行為之間起著中介作用。因此，本研究通過對大學(xué)生的問卷調(diào)查，探討大學(xué)生時間管理傾向?qū)ζ渫涎有袨榈木唧w影響，以期為大學(xué)生拖延行為的指導(dǎo)和干預(yù)提供心理學(xué)依據(jù)。

1 對象與方法

1．1 對象從廣東省華南師范大學(xué)、嘉應(yīng)學(xué)院、廣東交通職業(yè)技術(shù)大學(xué)、廣東藥學(xué)院、廣州中醫(yī)藥大學(xué)5所高校隨機(jī)抽取600名大學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查。有效問卷558份(93%)。其中，男生240人，女生318人;本科生261人，?？粕?97人;城鎮(zhèn)的學(xué)生427人，農(nóng)村的學(xué)生131人。

1．2 方法

1．2．1 青少年時間管理傾向量表(TMD)由黃希庭，張志杰2001年編制［11］，該量表由時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感3個分量表構(gòu)成，共44個項目。量表采用李克特式5點計分法，從“完全不符合”至“完全符合”依次賦值為1～5分。量表各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0．62～0．81之間，重測信度在0．71～0．85之間。

1．2．2 一般自我效能感量表(GSES)由Schwarzer等人編制，中文版由王才康等人2001年修訂［12］。修訂后的中文版量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0．87，重測信度為0．83，分半信度為0．82。量表有10個項目，采用李克特式4點計分法，從“完全不正確”至“完全正確”依次賦值為1～4分。

1．2．3 一般拖延量表(GPS)由Clarry H Lay于1986年編制，中文版由楚翹等人2010年修訂［13］，修訂后測得該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0．833。量表包含20個項目，從“非常不符合”到“非常符合”依次賦值為1～5分。量表最低分為20分，最高分為100分，總分越高，拖延行為越嚴(yán)重。

1．2．4 施測過程以班為單位對被試進(jìn)行集體施測，以經(jīng)過培訓(xùn)的主試講解指導(dǎo)語指導(dǎo)被試填答問卷。3個量表一次性做完。

1．3 統(tǒng)計處理運(yùn)用SPSS 17．0對收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。

2 結(jié)果

2．1 各變量之間的相關(guān)及平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差見表1。

表1 各觀測變量之間的相關(guān)(r，n=558)

2．2 大學(xué)生自我效能感在時間管理傾向和拖延行為間的中介效應(yīng)檢驗根據(jù)各個變量間的相關(guān)分析結(jié)果，本研究中時間管理傾向、自我效能感與拖延行為均存在顯著相關(guān)，說明滿足中介效應(yīng)的檢驗條件。我們根據(jù)溫忠麟等人提出的中介效應(yīng)檢驗方法［14］，探討大學(xué)生自我效能感在時間管理傾向和拖延行為間的中介效應(yīng)。根據(jù)溫忠麟等人提出的方法，自我效能感的中介效應(yīng)檢驗過程如下:①自變量(時間管理傾向)可有效預(yù)測因變量(拖延行為);②自變量(時間管理傾向)可有效預(yù)測自我效能感這一中介變量;③在控制了中介變量的作用后，自變量(時間管理傾向)對因變量(拖延行為)的預(yù)測系數(shù)減弱或不顯著，則可證明自我效能感在自變量(時間管理傾向)與因變量(拖延行為)關(guān)系中具有中介作用。

表2可見，在方程1中，自變量時間管理傾向?qū)σ蜃兞客涎有袨橛酗@著的負(fù)向預(yù)測作用，因此滿足了檢驗①的要求;在方程2中，自變量時間管理傾向?qū)χ薪樽兞孔晕倚芨杏酗@著的正向預(yù)測作用，滿足了檢驗②的要求;在方程3中，在控制自我效能感后，時間管理傾向?qū)ν涎有袨榈念A(yù)測作用仍顯著，但預(yù)測作用絕對值大小從之前的0．497降到0．438，減弱量為Δβ=0．059，滿足了驗證③的要求?；谝陨系臄?shù)據(jù)分析結(jié)果，自我效能感在時間管理傾向與拖延行為間起到部分中介作用，經(jīng)過計算，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為12%。由此，構(gòu)建了自我效能感中介作用路徑圖(見圖1)。

表2 自我效能感的中介效應(yīng)檢驗

圖1 自我效能感在時間管理傾向與拖延行為中的中介作用路徑

3 討論

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生時間管理傾向及各維度與自我效能感呈顯著正相關(guān)，與拖延行為呈顯著負(fù)相關(guān)，自我效能感與拖延行為呈顯著負(fù)相關(guān)，這一結(jié)果說明時間管理是大學(xué)生自我效能感與拖延行為的重要影響因素。具體來說，能科學(xué)有效地使用和利用時間的大學(xué)生，對自己會更加的自信，持有更積極的自我概念，其自我效能感更高，對行為的掌控也比較強(qiáng)，他們更傾向于相信“有志者事竟成”，他們會為自已設(shè)置更高的目標(biāo)，即使遇到困難和挫折，也勇于堅持，較少發(fā)生拖延行為。而缺乏時間管理能力的個體正好相反，他們會持消極的自我概念，自我效能水平低，他們傾向于相信“不是我不想，而是我不會行”，害怕采取行動后可能會帶來的失敗威脅，會有意無意的自我設(shè)阻，把事情一拖再拖，最后陷入“錯失良機(jī)”、“一事無成”的尷尬境地。

從中介作用分析來看，自我效能感在時間管理傾向與拖延行為間起到部分中介作用。這結(jié)果說明，在沒有考慮自我效能感這一變量的前提下，大學(xué)生時間管理傾向?qū)ν涎有袨榈念A(yù)測是非常顯著的，越是善于管理時間的大學(xué)生，其拖延行為越少，時間管理技能是大學(xué)生拖延行為的一個重要影響因素。當(dāng)考慮了自我效能感這一變量時，大學(xué)生時間管理傾向?qū)ν涎有袨榈闹苯宇A(yù)測作用雖然減少了一部分，但直接效應(yīng)仍顯著，而且，時間管理傾向有一部分是通過大學(xué)生自我效能感進(jìn)而影響其拖延行為的，中介效應(yīng)亦顯著，即大學(xué)生自我效能感在時間管理傾向和拖延行為間起到部分中介作用。心理學(xué)家認(rèn)為，在人們開始采取行動前，個體會對行為能否達(dá)成預(yù)期目標(biāo)進(jìn)行心理推演，預(yù)測成功或失敗的概率。在心理推演中，自我效能感是一個重要的中介變量［15］。雖然時間管理傾向會直接影響到大學(xué)生的拖延行為，但其自我效能感在這里起著中介作用，個體的時間管理技能會影響到自己能否取得預(yù)期結(jié)果的估計，進(jìn)而影響到任務(wù)的啟動。

本研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感在時間管理傾向和拖延行為之間只起了部分中介作用，可以推斷，拖延行為的中介因素不僅僅是自我效能感，這可能還有其它因素的中介作用沒有考慮到，如成就動機(jī)、自尊等。

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