大學生無聊傾向與學業(yè)拖延：學業(yè)自我效能感的中介作用

任小芳，張曉賢

(杭州師范大學教育學院, 浙江 杭州 311121)

大學生無聊傾向與學業(yè)拖延：學業(yè)自我效能感的中介作用

任小芳，張曉賢

(杭州師范大學教育學院, 浙江 杭州 311121)

采用大學生無聊傾向問卷、Aitken學業(yè)拖延問卷以及學業(yè)自我效能感問卷對181名大學生進行問卷調(diào)查，探討無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響，以及學業(yè)自我效能感的中介作用.結(jié)果表明：1)大學生的學業(yè)自我效能感存在顯著的性別差異，男生顯著高于女生；2)無聊傾向、學業(yè)拖延、學業(yè)自我效能感均呈顯著相關(guān)；3)無聊傾向顯著正向預測學業(yè)拖延水平，顯著負向預測學業(yè)自我效能感，學業(yè)自我效能感顯著負向預測學業(yè)拖延水平；4)學業(yè)自我效能感在無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響中起部分中介作用.

無聊傾向；學業(yè)拖延；學業(yè)自我效能感；中介效應

“無聊”是人的一種普遍的情緒體驗.有研究表明，任何地方都有18%～50%的人體驗到無聊，其中青少年群體中有51%的人報告“很容易無聊”[1].但近年來，“無聊”幾乎成了大學生的口頭禪，用以表達大學生活的無趣、無所事事.目前國內(nèi)外學者對“無聊”這一因素還未構(gòu)建出一個準確一致的理解.從外界環(huán)境的角度來看，“無聊”被認為是一種長時間面對單一刺激因而對環(huán)境失去興趣的消極狀態(tài)[2]；從心理動力學的角度來看，“無聊”被認為是個體做事動機或愿望受到壓抑時所產(chǎn)生的無目的感[3]，即無聊是一種防御機制，個體缺少完成任務的能力，由此產(chǎn)生的無力感使得個體體驗到緊張、焦慮等情緒，從而變得被動.大量有關(guān)無聊傾向的研究表明，高水平的無聊傾向容易使個體產(chǎn)生工作倦怠或?qū)W業(yè)倦怠等[4-5].

學業(yè)拖延是學生對待學業(yè)的一種負性行為與態(tài)度，集中表現(xiàn)為學生有學習的傾向，但在行動上卻遲遲未表現(xiàn)，能完成學習的目標，但是質(zhì)量往往不高，并在此過程中伴有焦慮、抑郁等情緒[6].研究發(fā)現(xiàn)學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感存在顯著相關(guān)，高學業(yè)自我效能感的學生的拖延行為要顯著低于低學業(yè)自我效能感的學生[7].學業(yè)自我效能感是指個體對自身成功完成學業(yè)任務所具有能力的判斷與自信[8].已有研究發(fā)現(xiàn)，學業(yè)自我效能感能夠負向預測學業(yè)拖延[9].

目前關(guān)于學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感相關(guān)的研究有很多，但關(guān)于大學生無聊傾向的研究相對較少，且多集中于與學業(yè)倦怠、學業(yè)情緒等方面的研究，如研究顯示無聊傾向?qū)W業(yè)倦怠有一定的預測作用[10]，而學業(yè)拖延與學業(yè)倦怠同為大學生普遍存在的學業(yè)問題，是大學生的一種負性行為，為此研究推斷無聊傾向可能是學業(yè)拖延的顯著預測變量.同時基于前人對“無聊”的理論分析，認為個體的被動表現(xiàn)與其對自我效能的感知相關(guān)，但未有研究對個體無聊傾向與自我效能感的關(guān)系進行深入探討，為此，研究假定大學生的無聊傾向可能通過其學業(yè)自我效感間接地對學業(yè)拖延產(chǎn)生影響.

綜上所述，研究以大學生為調(diào)查對象，考察無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的的預測作用以及學業(yè)自我效能感是否在兩者的關(guān)系中起到中介作用，研究假設：1)無聊傾向顯著正向預測學業(yè)拖延，無聊傾向顯著負向預測學業(yè)自我效能感，學業(yè)自我效能感顯著負向預測學業(yè)拖延；2)學業(yè)自我效能感在無聊傾向與學業(yè)拖延之間具有中介效應，以期為大學生學業(yè)拖延的預防和干預提供實證性依據(jù)和支持，從而進一步提高大學生的學習積極性，為高校心理健康教育提供新的視角，同時豐富國內(nèi)關(guān)于無聊傾向與學業(yè)拖延的研究.

1 研究方法

1.1 研究對象

從杭州市的5所高校中隨機抽取210名大學生，年齡在20～23歲，其中:男生76人，女生134 人；大一年級50人，大二年級40人，大三年級80人，大四年級40人.回收有效問卷181份， 回收率為86.19%.

1.2 研究工具

1.2.1 大學生無聊傾向問卷

該問卷是在《無聊傾向問卷》(BPS)的基礎上根據(jù)中國大學生的實際情況編制，研究證明該量表具有較高的信度與效度[11].該量表共30個項目，采用Likert 7點計分(從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內(nèi)部刺激2個維度.在外部刺激這個維度下，有單調(diào)性、孤獨感、緊張性以及約束性4個因子，內(nèi)部刺激維度下有自控力和創(chuàng)造力2個因子.整個問卷的Cronbachα系數(shù)為0.87，2個維度的α系數(shù)分別為0.87和0.7，問卷得分越高，表示無聊傾向水平越高.在該研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.94,2個維度的α系數(shù)分別為0.94和0.85.

1.2.2 Aitken學業(yè)拖延量表

該量表共有19個項目，單一維度，在我國大學生樣本中應用具有良好的區(qū)分度、信度和效度，各項目與總分的平均相關(guān)0.48，鑒別指數(shù)0.33；Cronbachα系數(shù)為 0.80[12].該量表采用Likert 5點自評量表編排，從“非常不符合”到“非常符合”分別評定為1～5分，其中2、4、7、11、12、14、16、17、18等9個題目反向記分,得分越高，拖延程度越高，在該研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85.

1.2.3 學業(yè)自我效能感量表

該量表由梁宇頌[13]編制，把學業(yè)自我效能感分為學習能力自我效能感和學習行為自我效能感2個獨立的維度，共22道測題，采用五分制評分方式，分數(shù)越高代表效能感越高，整個量表的Cronbachα為0.89，2個維度的α系數(shù)分別為0.82和0.75.在該研究中的Cronbachα為0.85，2個維度的α系數(shù)分別為0.88和0.61.

1.3 研究程序

在杭州高校中招募被試，通過問卷分發(fā)的形式對被試進行測試，測試內(nèi)容包括無聊傾向、學業(yè)拖延、學業(yè)自我效能感和性別年齡等人口學內(nèi)容，施測中被試均在知情同意的情況下參與答卷，剔除無效問卷29份(所勾選項為同一個、有規(guī)律性、漏答等).

1.4 數(shù)據(jù)處理

運用SPSS 16.0對數(shù)據(jù)錄入和整理，并進行統(tǒng)計分析、 回歸分析.

2 結(jié)果分析

2.1 男女生在無聊傾向、學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感上的差異

表1 男、女生在無聊傾向、學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感的比較

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

2.2 無聊傾向與學業(yè)拖延以及學業(yè)自我效能感的相關(guān)分析

各研究變量相關(guān)矩陣如表2所示.結(jié)果顯示：無聊傾向與學業(yè)拖延存在顯著正相關(guān)(P<0.01),與學業(yè)自我效能感存在顯著負相關(guān)(P<0.01)，即無聊傾向水平越高的人，學業(yè)拖延程度也越高，學業(yè)自我效能感越低；學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感存在顯著負相關(guān)(P<0.01)，學業(yè)拖延程度越深，學業(yè)自我效能感越低；學習能力自我效能感與學業(yè)拖延、無聊傾向均為顯著負相關(guān)(P<0.01)；學習行為自我效能感與無聊傾向、學業(yè)拖延相關(guān)均不顯著(P>0.05)

表2 無聊傾向、學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感的相關(guān)矩陣(r)

2.3 無聊傾向、學業(yè)拖延和學業(yè)自我效能感之間的預測作用

從無聊傾向、學業(yè)拖延和學業(yè)自我效能感相關(guān)分析的結(jié)果，進一步對無聊傾向總分、學業(yè)自我效能感以及學業(yè)拖延進行回歸分析，考察無聊傾向、學業(yè)拖延和學業(yè)自我效能感之間的預測作用.回歸分析結(jié)果表明:無聊傾向?qū)W業(yè)拖延有顯著的正向預測作用(β=0.49，P<0.001)，對于學習能力自我效能感(β=-0.51，P<0.001)也存在顯著的負向預測作用；學習能力自我效能感對學業(yè)拖延有顯著的負向預測作用(β=-0.43，P<0.001)，驗證了前面提出的假設.

2.4 學習能力自我效能感的中介作用

根據(jù)溫忠麟等[14]關(guān)于中介效應的檢驗程序來考察學業(yè)自我效能感在無聊傾向與學業(yè)拖延中的中介作用：1)建立學業(yè)拖延對無聊傾向的回歸方程；2)建立學習能力自我效能感對無聊傾向的回歸方程；3)建立學業(yè)拖延對無聊傾向和學習能力自我效能感的回歸方程.分析結(jié)果見表3.

由回歸分析可知:無聊傾向顯著正向預測學業(yè)拖延，回歸系數(shù)t檢驗結(jié)果顯著(β=0.49，P<0.001)；無聊傾向顯著負向預測學習能力自我效能感，回歸系數(shù)t檢驗結(jié)果顯著(β=-0.51，P<0.001).當控制了無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響后，學習能力自我效能感依舊顯著影響學業(yè)拖延，學習自我效能感回歸系數(shù)t檢驗結(jié)果顯著(β=-0.24，P<0.05)，且當加入學習能力自我效能感后，無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響發(fā)生了改變，無聊傾向的標準回歸系數(shù)數(shù)值由0.49降到0.37，但無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響依舊顯著，因此學習能力自我效能感在無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響中具有部分中介作用，無聊傾向?qū)W業(yè)拖延有直接的影響，中介效應占總效應的比值為Effect中介=(-0.51)×(-0.24)/0.49=0.25.

表3 中介效應檢驗

3 討論分析

3.1 大學生無聊傾向、學業(yè)自我效能感和學業(yè)拖延的性別差異

研究首先討論了大學生無聊傾向、學業(yè)自我效能感和學業(yè)拖延上的性別差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)學業(yè)拖延、無聊傾向的得分上，男女不存在差異，與陳小莉等的研究一致[12]，學業(yè)拖延是大學生普遍存在的學業(yè)問題，不存在性別差異.在學業(yè)自我效能感上，女生的學業(yè)自我效能感總分要顯著低于男生，與王小新等[15]的研究相一致.原因可能是男生性別角色的差異，使得男女生在對學業(yè)能力的感知方面會存在差異，男生會比女生相對自信，更具冒險精神，對自己掌控學習的能力較為自信，因此對自己有較高的評價；同時女生相比男生往往更具依賴性，遇事會更多地選擇尋求幫助，自信心相對不足，對于自身學習能力的估計較為保守.為此，學校、家庭、社會可能需要對女生自我效能感的培養(yǎng)提供更多支持，使其更容易獲得自我效能感.

3.2 無聊傾向、學業(yè)自我效能感是影響學業(yè)拖延的主要因素

研究表明，無聊傾向與學業(yè)拖延呈顯著正相關(guān)，這說明無聊傾向越高的人，學業(yè)拖延也越嚴重.一般而言，說到“拖延”，能想到的是因任務繁忙而導致的“被動延后”，而無聊傾向較高的個體，對學業(yè)拖延卻是一種主動性的選擇，因為對學業(yè)任務的一種無力感，所以更多的學生選擇逃避、拖延的方式來避免可能的失敗，以及其帶來的挫折感；此外，研究指出學習能力自我效能感能顯著負向預測學業(yè)拖延，一方面學業(yè)自我效能感高的人對自身的學習能力有較高的認知，另一方面對學業(yè)任務的堅持性與及時性也有較高的控制能力，因而存在較少的學業(yè)拖延.而研究中學習行為自我效能感與學業(yè)拖延相關(guān)不顯著，與曹果果[7]的研究不一致，這可能是因為大學生都經(jīng)歷了較長時間的學習過程，在這期間多數(shù)已掌握適合自己的學習方法，內(nèi)化成了自己的一套圖示，他們能找到達到學習目標的方法，但對完成這一學習過程的能力因素可能持懷疑態(tài)度，因此學習行為自我效能感并不是影響學業(yè)拖延的相關(guān)因素.

3.3 學習能力自我效能感的部分中介作用

中介效應的檢驗表明，無聊傾向顯著負向預測學習能力自我效能感，正向預測學業(yè)拖延水平，并且學習能力自我效能感在無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響中起部分中介作用，這說明無聊傾向可以獨立地對大學生的學業(yè)拖延產(chǎn)生影響，也可以通過學習能力自我效能感影響學業(yè)拖延水平.大學生的無聊感讓其體驗到一種負性情緒，產(chǎn)生較少的行為動力，也因此大大減少了去體驗成功的機會，導致了對自己能力評估的信心逐漸降低，使其在面對學習任務時容易產(chǎn)生煩躁、逃避的心態(tài)；相反的，如果個體知覺到自身有較高的學習自我效能感，這就會促使其產(chǎn)生較多動機，進而會有更多的驅(qū)力去完成任務.但學習能力自我效能感僅起部分中介作用，中介效應占總效應的25%，也就意味著無聊傾向依舊在很大程度上影響著學業(yè)拖延，在面對了數(shù)十年的學習生活，大學雖是個自由發(fā)展的平臺，但仍存在很大一部分學生處于同一性混亂時期，一方面他們厭倦于周而復始的學業(yè)任務，另一個方面又困惑于自身的追求方向.所以他們無所適從，產(chǎn)生適應不良、逃學等不良行為[16].因此，在以后對大學生學業(yè)拖延現(xiàn)象的干預中，可從對其生活中通過降低其無聊傾向水平與提升其學習能力自我效能感入手，采取團體輔導、社團活動等方式，讓他們能在多種不同的活動、交往中對自己有更深的認識，發(fā)展出完善的自我概念，以幫助大學生降低學業(yè)拖延的水平.同時也啟示學校的教育工作者，在大學生活中要注意給予大學生的成就體驗，提高課堂、校園活動的趣味性，給予他們自由發(fā)展的平臺.

3.4 研究的局限以及展望

該研究雖然對無聊傾向、學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感這三者的關(guān)系進行了探討，為學業(yè)拖延的預防與干預提供了新的視角，但仍存在待完善之處.首先是信度問題，學業(yè)自我效能感的學習行為自我效能感這一維度在該研究中信度僅為0.612，因此對于這一維度的最終分析結(jié)果還有待考證；同時研究證明了無聊傾向顯著正向預測學業(yè)拖延，但對于無聊傾向中包含的6個因子對學業(yè)拖延的具體影響機制在此處并未提及，如果能對這6個因子與學業(yè)拖延、學業(yè)自我效能感進行關(guān)系探究，這將對預防與干預大學生學業(yè)拖延水平具體措施的制定有重要意義，更具有針對性；最后可以擴大變量的研究范圍，如不同專業(yè)類型或?qū)W習情境下的大學生在對無聊傾向、學業(yè)自我效能感的感知以及學業(yè)拖延水平可能存在差異，醫(yī)學專業(yè)的學生相對來說學業(yè)任務較多，且具有持續(xù)性，因此在這種充實緊張的情境下，對這3個變量是如何發(fā)生作用以及情境的影響是可以進一步探究的，以此來豐富這3個變量之間的相關(guān)研究.

4 研究結(jié)論

1) 大學生的學業(yè)自我效能感存在顯著的性別差異，男生顯著高于女生，在對自己完成學業(yè)任務的能力判斷上，男生比女生更加自信.

2) 除了學業(yè)自我效能感的學習行為自我效能感維度與無聊傾向、學業(yè)拖延的相關(guān)均不顯著外，學習能力自我效能感、無聊傾向、學業(yè)拖延兩兩之間均存在顯著的相關(guān)關(guān)系.

3) 無聊傾向水平正向預測學業(yè)拖延，負向預測學習能力自我效能感，學習能力自我效能感負向預測學業(yè)拖延.

4) 學習能力自我效能感在無聊傾向?qū)W業(yè)拖延的影響中起部分中介作用.

[1] EASTWOOD J D，CAVALIERE C，F(xiàn)AHLMAN S A，et al．A desire for desires:Boredom and its relation to alexithymia[J] .Personality and Individual Differences，2007，42(6) : 1035-1045.

[2] O’HANLON J F. Boredom: Practical consequences of a theory[J]. Acta Psychologica, 1981, 49(1):53-82.

[3] EASTWOOD J D, CAVALIERE C, FAHLMAN S A, et al. A desire for desires: Boredom and its relation to alexithymia[J]. Personality & Individual Differences, 2007, 42(6):1035-1045.

[4] EISELT H A, MARIANOV V. Employee positioning and workload allocation[J]. Computers & Operations Research, 2008, 35(2):513-524.

[5] RUTHIG J C, PERRY R P, HLADKYJ S, et al. Perceived control and emotions: interactive effects on performance in achievement settings[J]. Social Psychology of Education, 2008, 11(2):161-180.

[6] 樓連娣，龐維國.大學生學業(yè)拖延理論的扎根研究[J].教育研究與實驗，2012(4)：84-88.

[7] 曹果果.大學生學業(yè)拖延與學業(yè)自我效能感的關(guān)系研究[J].亞太教育，2016(1):248.

[8] 李潔，宋尚桂．大學生學業(yè)自我效能感、學業(yè)情緒與學習適應[J]．中國臨床心理學雜志,2013,21(9),14-29.

[9] 王瑩. 農(nóng)村初中生學業(yè)拖延與時間管理傾向、學習自我效能感關(guān)系研究[D].福州：福建師范大學，2011.

[10] 趙鑫, 李瑩瑩, 金佳,等. 大學生無聊傾向?qū)W習倦怠的影響:情緒調(diào)節(jié)策略的中介作用[J]. 中國臨床心理學雜志, 2016, 24(1):64-68.

[11] 黃時華，李冬玲，張衛(wèi),等.大學生無聊傾向問卷的初步編制[J].心理發(fā)展與教育，2010,26(3):308-314.

[12] 陳小莉,戴曉陽,董琴．Atike拖延問卷在大學生中的應用研究[J]．中國臨床心理學雜志,2008,16(1)：22-23.

[13] 梁宇頌.大學生成就目標、歸因方式與學業(yè)自我效能感的研究[D].武漢：華中師范大學,2000.

[14] 溫忠麟, 張雷, 侯杰泰,等. 中介效應檢驗程序及其應用[J]. 心理學報, 2004, 36(5):614-620.

[15] 王小新, 苗晶磊. 大學生學業(yè)自我效能感、自尊與學習倦怠關(guān)系研究[J]. 東北師大學報(哲學), 2012(1):192-196.

[16] NETT U E, GOETZ T, DANIELS L M. What to do when feeling bored? Students’ strategies for coping with boredom[J]. Learning & Individual Differences, 2010, 20(6):626-638.

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

張曉賢(1977—)，女，副教授，博士，主要從事情緒發(fā)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