自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系：一項元分析

楊 婷， 高 鑫， 張苗苗， 張 桃， 劉 蕊， 尚立濤

(西北師范大學(xué) 心理學(xué)院， 甘肅 蘭州 730070)

0 引言

學(xué)業(yè)拖延指學(xué)習(xí)者在明知延遲學(xué)習(xí)任務(wù)會帶來不良后果的前提下，在預(yù)定的時間內(nèi)仍然不斷推遲任務(wù)[1].調(diào)查發(fā)現(xiàn)，多達(dá)20%的成年人認(rèn)為自己在日常生活中與拖延作斗爭.其中，高于80%的大學(xué)生認(rèn)為自己存在學(xué)業(yè)拖延行為[2].

自尊是指一個人對自己個人價值的主觀評價[3].Duru等[4]發(fā)現(xiàn)自尊能夠預(yù)測學(xué)業(yè)拖延行為.具體而言，當(dāng)拖延者的自尊水平較低時，害怕他人對失敗后有負(fù)面評價，常把學(xué)業(yè)拖延當(dāng)成一種自我妨礙的策略來保護(hù)自尊；反之，當(dāng)拖延者的自尊水平越高時，學(xué)業(yè)拖延行為就越少[5].評價威脅理論認(rèn)為，當(dāng)個體面臨評價情景時，首先基于自尊來評估自己管理任務(wù)的能力，如果個體認(rèn)為自己沒有能力成功完成任務(wù)，就會體驗到某種程度上的焦慮情緒，從而產(chǎn)生拖延行為[6].Bui[7]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，與低評價威脅組相比，高評價威脅組的高拖延者的拖延行為更多.低自尊者由于對自己缺乏信心，并認(rèn)為行為的失敗意味著一個人能力上的不足，別人會對自己有消極的評價，因此，為了保護(hù)脆弱的自尊，他們會采取逃避困難而繁重的任務(wù)并盡量避免可以對他們能力做出推測的活動，通過拖延行為來進(jìn)行自我設(shè)阻以將失敗歸為外部原因，從而使個體產(chǎn)生挫敗感，進(jìn)一步降低自尊水平，造成惡性循環(huán)[8].

盡管大多數(shù)研究表明自尊與學(xué)業(yè)拖延行為存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但也有研究顯示，兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[9].此外，兩者的相關(guān)程度在已有研究中存在較大差異，r值從-0.685[10]到0.412[11]均有報告.

那么，自尊與學(xué)業(yè)拖延行為之間的關(guān)系為正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)，相關(guān)程度的強度如何？哪些因素影響了兩者之間的關(guān)系？本研究將對該領(lǐng)域的研究成果進(jìn)行整合分析，為此，擬采用元分析技術(shù)，計算兩者之間的總體相關(guān)強度和可能的調(diào)節(jié)因素，進(jìn)而系統(tǒng)地梳理自尊和學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系，為學(xué)業(yè)拖延行為的深入研究提供更加充實的支撐.

1 研究方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

中文文獻(xiàn)檢索的關(guān)鍵詞有：自尊、學(xué)業(yè)拖延行為和拖沓；英文文獻(xiàn)檢索的關(guān)鍵詞有：self-esteem、academic procrastination和delay.中文文獻(xiàn)檢索數(shù)據(jù)庫有：中國優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫、CNKI 數(shù)據(jù)庫、中國科技期刊數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫.英文文獻(xiàn)檢索數(shù)據(jù)庫有：Web of Science 核心合集、PubMed、ProQuest、Science Direct、谷歌鏡像、Springer Online Journals數(shù)據(jù)庫，截止日期為2021年10月，共檢索到文獻(xiàn)423篇.

1.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)按照以下標(biāo)準(zhǔn)納入或予以排除：(1)納入報告了調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究，并排除綜述類文獻(xiàn)；(2)納入共同使用自尊量表和學(xué)業(yè)拖延行為量表，并報告了自尊與學(xué)業(yè)拖延之間r值的文獻(xiàn)，排除其他相關(guān)系數(shù)的文獻(xiàn)；(3)排除樣本量不明確的研究；(4)研究之間樣本獨立；(5)若中文期刊和英文期刊上都有，則納入中文期刊論文；(6)納入研究對象為健康的中小學(xué)生以及大學(xué)生群體，排除多動癥兒童等特殊群體.

1.3 文獻(xiàn)編碼

通過閱讀納入元分析的文獻(xiàn)，確定編碼順序如下：作者名和文獻(xiàn)年份，樣本量、效應(yīng)量、被試類型(中學(xué)生、大學(xué)生)、文化背景(東方文化、西方文化)、男性比、學(xué)業(yè)拖延測量工具整體分為六類(AIP、API、GPS、PASS、TPS、其它).每個獨立樣本編碼一個效應(yīng)值，一共有88個獨立效應(yīng)值.文獻(xiàn)編碼由第一作者和第三作者獨立完成，編碼的一致性為94 %.最終有74篇文獻(xiàn)被納入元分析，其中，中文有42篇文獻(xiàn)，英文有32篇文獻(xiàn)，總?cè)藬?shù)為29 559人(見表1).

表1 納入元分析的原始研究的基本資料

續(xù)表1

續(xù)表2

1.4 元分析過程

本研究使用CMA 3.0軟件進(jìn)行元分析.主要采用主效應(yīng)檢驗、調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗和敏感性分析三種方法對相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析，其中，調(diào)節(jié)效應(yīng)分析采用探索異質(zhì)性來源最常用的兩種方法：亞組檢驗和元回歸分析[12].此外，在編碼過程中，將報告了F值、t值或χ2值的數(shù)據(jù)，采用公式將其轉(zhuǎn)化為r值，即r= [t2/(t2+df)]1/2，df=n1+n2-2；r= [F/(F+df)]1/2，df=n1+n2-2；r= [χ2/(χ2+N)]1/2，再將相關(guān)系數(shù)r值轉(zhuǎn)換為FisherZ值后進(jìn)行元分析[13].

2 研究結(jié)果

2.1 發(fā)表偏倚檢驗

首先，本文采用漏斗圖檢查發(fā)表偏倚，見圖1.漏斗圖顯示，效應(yīng)值集中在圖形上方且均勻分布于總效應(yīng)的兩側(cè)，表明沒有發(fā)表偏倚[12].

圖1 漏斗圖

其次，自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的失安全系數(shù)為684，大于450，即5k+10(k為原始研究的數(shù)量)，表明至少需要684篇研究才能推翻本研究的結(jié)論，說明元分析結(jié)果較穩(wěn)定[14].再次，采用Begg and Mazumdar rank correlation檢驗，p值為0.373且遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.05，說明自尊與學(xué)業(yè)拖延行為均不存在發(fā)表偏倚.進(jìn)而采用Egger's 線性回歸檢驗，自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系在Egger's線性回歸的結(jié)果不顯著，截距為0.77(p=0.41>0.05)，95%置信區(qū)間為[-1.11，2.66]，故存在發(fā)表偏倚的風(fēng)險較低.

2.2 異質(zhì)性檢驗

自尊與學(xué)業(yè)拖延行為關(guān)系的異質(zhì)性檢驗結(jié)果見表2.結(jié)果表明，效應(yīng)值的Q檢驗顯著(P<0.001)，且I2=87.146%≥75%，表明自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系中有87.146%的變異是由效應(yīng)值的真實差異引起的，元分析的各研究間存在不容忽視的異質(zhì)性，因此，選定隨機效應(yīng)模型較合理[15].Tau2值為0.017，在1%～3%之間，表明各研究間效應(yīng)量的變異有0.017可用于計算權(quán)重[16].

表2 效應(yīng)值的異質(zhì)性檢驗結(jié)果(Q統(tǒng)計)

2.3 主效應(yīng)檢驗

采用隨機效應(yīng)模型探討自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的整體性相關(guān)程度，結(jié)果(見表3)顯示兩者的相關(guān)系數(shù)為-0.30，效果量的95%的置信區(qū)間為[-0.327，-0.273].根據(jù)前人的建議，r=0.1，r=0.2和r=0.3分別為低相關(guān)、中等相關(guān)和強相關(guān)[17]，因此，可以得出結(jié)果：自尊與學(xué)業(yè)拖延行為存在高等程度的負(fù)相關(guān).

表3 自尊與學(xué)業(yè)拖延行為關(guān)系的主效應(yīng)檢驗結(jié)果

2.4 敏感性分析

采用敏感性分析確定該研究的效應(yīng)量是否穩(wěn)健.結(jié)果表明，任意排除一個效果量r值在-0.307～-0.295之間，P<0.001.根據(jù)森林圖，同時剔除三項高異質(zhì)性文獻(xiàn)后[9,11,18]，自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的效應(yīng)量r=-0.317，P<0.001；以上結(jié)果均表明效應(yīng)值穩(wěn)定.

2.5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

亞組分析的結(jié)果(見表4)表明：(1)學(xué)業(yè)拖延測量工具對自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié)作用.亞組分析結(jié)果顯著，Q值(組間)為53.582，P<0.001，其中，使用AIP測得的相關(guān)程度最高，使用PASS測得的相關(guān)程度最低.(2)被試類別同樣顯著調(diào)節(jié)自尊與學(xué)業(yè)拖延行為兩者之間的關(guān)系，Q值(組間)為23.518，P<0.001；中學(xué)生測得的相關(guān)系數(shù)高于大學(xué)生的相關(guān)系數(shù).(3)中西方文化對自尊與學(xué)業(yè)拖延行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，Q值(組間)為13.438，P<0.001.

表4 相關(guān)因素對自尊與學(xué)業(yè)拖延行為關(guān)系的亞組分析

2.6 元回歸分析

元回歸分析的結(jié)果表明：(1)性別對自尊與學(xué)業(yè)拖延行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，元回歸分析(81項研究)顯示，男性比例可以顯著預(yù)測兩者之間的關(guān)系(b= -0.154，且95%的置信區(qū)間為[-0.469，-0.302]，P<0.001)；此外標(biāo)準(zhǔn)誤(SE)為0.042，Z值為-9.1.

3 討論

3.1 自尊與學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系

本研究通過對國內(nèi)外近30年來的74項研究進(jìn)行元分析，考察了自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的相關(guān)程度，最終結(jié)果顯示兩者之間存在高等程度的負(fù)相關(guān).這一結(jié)果與目前大多數(shù)研究的結(jié)果一致[19-20]，并且未支持兩者存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)果[9,11,18]，因此，對澄清兩者之間的相關(guān)程度以及方向有一定的作用.本研究支持評價威脅理論.首先，當(dāng)個體面臨評價情景時，先基于自尊來評估自己完成任務(wù)的能力，如果個體認(rèn)為自己沒有能力成功完成任務(wù)，就會體驗到焦慮情緒，從而產(chǎn)生學(xué)業(yè)拖延行為[6].其次，拖延者的自尊水平較低時，害怕他人對失敗后有消極評價，常把學(xué)業(yè)拖延當(dāng)成一種自我妨礙策略來保護(hù)自尊[5].在活動過程中，拖延者為了避免消極情緒的產(chǎn)生，往往轉(zhuǎn)換活動任務(wù)，不能專心在本該完成的任務(wù)上，表現(xiàn)出對日常生活、學(xué)習(xí)等各項任務(wù)的拖延[21].如果因為拖延行為而導(dǎo)致任務(wù)完成不夠好，則歸因為自己不夠努力而不是能力欠佳，從而作為不想面對困難的心理安慰.反之，自尊水平較高的個體對自身的評價較為積極，在面對具有挑戰(zhàn)性的任務(wù)時，對自身的自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)效能感持有肯定態(tài)度，相信自己可以積極解決問題[8].因此，學(xué)業(yè)拖延行為與自尊就像蹺蹺板的兩端，處于一高一低的狀態(tài).

3.2 自尊與學(xué)業(yè)拖延的調(diào)節(jié)效應(yīng)

3.2.1 測量工具

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：測量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著.根據(jù)文獻(xiàn)中提供的量表信息，將其分成六種量表：AIP、API、GPS、PASS、TPS和QT(其它).結(jié)果表明，拖延測量工具的不同，測得的自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的相關(guān)系數(shù)具有顯著差別.

從學(xué)業(yè)拖延量表的測量范圍來看，AIP的相關(guān)程度最高，PASS的相關(guān)程度最低.由于AIP量表可以更全面地反映個體在不同情境下的拖延行為以及相關(guān)因素，既考慮到了個體的學(xué)業(yè)拖延行為的表現(xiàn)，還考慮到了個體的日常生活中的拖延行為，而PASS量表的測量范圍僅適用于學(xué)業(yè)上的拖延，該量表雖能在一定程度上反映學(xué)業(yè)拖延狀況，但難免會受到其他情境下拖延的影響，從而損失一些必要信息.因此，本研究提示了在使用拖延測量工具時應(yīng)該選擇測量范圍較廣的量表.

3.2.2 被試類型

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：被試類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著.根據(jù)文獻(xiàn)中提供的被試信息，將其分成中學(xué)生、大學(xué)生兩個發(fā)展階段的群體.結(jié)果表明中學(xué)生自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的相關(guān)程度最高.由于初中生的自尊發(fā)展不穩(wěn)定，到青春期開始出現(xiàn)強烈的波動，一般到高中或大學(xué)階段自尊的發(fā)展才趨于穩(wěn)定和成熟[22]，這可能造成與其他群體存在著差別的原因.此外，隨著年齡的增長，人們變得有責(zé)任感并更好地評估過去和未來的好處，中學(xué)生處于相對較早的年齡，缺乏責(zé)任感使他們變得更拖延[23].未來可以進(jìn)一步探究如何提升中學(xué)生的自尊水平，進(jìn)而改善其拖延行為的變化.

3.2.3 文化背景

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：文化背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)同樣顯著.東方文化背景下自尊對拖延的影響程度高于西方文化背景.正如Heine等[24]主張的自尊文化相對論一樣，在不同的文化背景下自尊對于拖延的提升作用存在差異.主要原因可能在于個體的文化背景和價值觀可能會與個體對參與或回避挑戰(zhàn)性任務(wù)的選擇有關(guān)，還可能會影響對拖延行為的解釋.例如，在集體主義和以成就為導(dǎo)向的環(huán)境中的學(xué)生(如新加坡)要比在個人主義環(huán)境中的學(xué)生更消極地解釋拖延行為，因為他們更害怕失敗，所以更傾向避免家人的批評與指責(zé)[25].這些文化背景和行為的差異可能會影響對拖延行為的解釋，尤其是與消極的學(xué)業(yè)拖延有關(guān)的解釋[26].此外，中國人好面子，通常比西方個體更關(guān)心別人對自己的看法，為了獲得他人的尊重，他們傾向于付出巨大的努力來滿足他人的標(biāo)準(zhǔn)[24].因此，自尊心較低的中國人往往會推遲任務(wù)的完成，以向同齡人隱藏自己真實的表現(xiàn)能力，以獲得他人的尊重[27].

3.2.4 性別

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：性別對自尊與學(xué)業(yè)拖延行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著，這表明兩者間的關(guān)系存在性別的差異.兩者的關(guān)系可能受個體的人格特質(zhì)和自我控制力的影響.從個體拖延的原因來看,男生可能因為電子產(chǎn)品的使用時間過長，自我控制力差而導(dǎo)致拖延,女生可能因為社交類的活動過多而拖延，但是女生的責(zé)任心、自我控制力和時間管理能力比男生強，因此，女生的學(xué)業(yè)拖延行為比男生少[9,23,28].從自尊水平來看，女生的自尊水平普遍高于男生[29].因此，可能是男女生的人格特質(zhì)和自尊水平不同的影響，導(dǎo)致性別調(diào)節(jié)自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系.但是，也有少量研究表明性別對自尊和學(xué)業(yè)拖延行為的差異不顯著[30]，未來研究可進(jìn)一步檢驗性別對兩者關(guān)系的穩(wěn)健性.

4 研究局限與展望

(1)元分析方法要求盡可能納入既有研究資料，本研究雖然利用檢索工具進(jìn)行了全面的文獻(xiàn)搜集，但難免會遺漏一些未發(fā)表的文獻(xiàn)數(shù)據(jù).

(2)元分析結(jié)果無法揭示自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的因果關(guān)系，未來研究可通過干預(yù)自尊進(jìn)一步揭示兩者的因果關(guān)系.

(3)通過對自尊和學(xué)業(yè)拖延行為的元分析發(fā)現(xiàn)，目前沒有人研究過小學(xué)生的自尊和學(xué)業(yè)拖延行為之間的關(guān)系，未來研究可進(jìn)一步擴寬被試群體揭示兩者之間的關(guān)系.

5 結(jié)論

本研究采用元分析方法發(fā)現(xiàn)：(1)自尊與學(xué)業(yè)拖延行為存在高等程度的負(fù)相關(guān)，自尊水平較高的個體，其學(xué)業(yè)拖延水平較低；(2)學(xué)業(yè)拖延測驗工具、被試類型、文化背景和性別均可顯著調(diào)節(jié)自尊與學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系.