1. 引言
学业拖延是指学生有意推迟学业任务的完成，造成学业任务的推迟完成或不能完成，从而产生负面情绪(Lay & Schoenburg, 1993)。学业拖延过程中常伴有焦虑等负面情绪，而拖延行为的结果则会影响学生的学习效率与心理健康(Tice & Baumeister, 1997)。临近截止日期完成学习任务时往往效率极高，同时也要遭受极大的压力。目前较为普遍的一个现象就是大学生在期末考试前几天“临时抱佛脚”，使用这种方法虽然能够顺利通过考试，但并未形成长时记忆，不利于其对知识与技能的真正掌握。研究表明，学业拖延现象在高职生中普遍存在(王艳，2016)，85.2%的高职生在完成学业任务时存在不同程度的拖延，其中高度拖延者有25.1% (吕薇，2010)，且高职生的学业拖延现象比本科生更严重(王丽平，2021)。大学生学业拖延的主要原因在于个体自身，包括害怕失败、厌恶任务、低挫折容忍力以及差的时间管理等(侯祎，盖乃诚，2008；潘发达，黄珏，王柳生，2010)。
阿特金森将个体的成就动机分为两类：一类是力求成功的动机，即人们追求成功和由成功带来的积极情感的倾向性；另一类是避免失败的动机，即人们避免失败和由失败带来的消极情感的倾向性。有些研究发现中学生和大学生追求成功的动机与学业拖延显著负相关，避免失败的动机与学业拖延显著正相关(宋玉萍等，2013；李瑛，崔树军，2017；胡继爽等，2015，马娜等，2020；邱欢，王璐，2015)。也有研究发现成就动机与拖延是正相关，但相关并不显著(李尚儒，李洁，刘晓芹，2016)。
时间管理倾向是个体在对待时间功能和价值上以及在运用时间方式上所表现出的心理和行为特征，从时间管理的过程来看可以区分为3个维度，分别是时间价值感(社会取向和个人取向的时间价值感)、时间监控观(设置目标、计划、优先级、时间分配和反馈性)和时间效能感(时间管理效能和时间管理行为效能) (黄希庭，张志杰，2001)。研究表明医学生的成就动机对时间管理倾向有显著预测作用，追求成功动机水平越高的人，其时间管理的水平就越高(王雷，孙国庆，2017)，而不管是初中生还是高职高专学生，他们的时间管理倾向与学业拖延的程度均呈显著负相关，学生的时间管理倾向越高，学业拖延的程度就越低(张爱芹，王月，2019；陆璐，2016)。
综上所述，本研究以高职生为研究对象，考察其成就动机、时间管理倾向与学业拖延的关系，同时探讨时间管理倾向在成就动机与学业拖延之间的中介作用，为促进高职生身心健康与学业进步提供理论依据。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
采取团体施测的方法，以班级为单位，选取湖南省某高职院校大一新生中的六个班级进行问卷调查，共回收问卷405份，剔除有缺失值的问卷后有效问卷为403份，有效率为99.5%。其中男生100人，女生303人，独生子女67人，非独生子女336人，被试平均年龄18.23 ± 1.75岁。
2.2. 研究工具
2.2.1. 成就动机量表
采用叶仁敏和Hagtvet (1992)修订的《成就动机量表》(The Achievements Motive Scale, AMS)，包括追求成功与避免失败两个分量表，4点评分，共30题。在本研究中总量表的Cronbach’s α为0.886，追求成功的Cronbach’s α为0.862，避免失败的Cronbach’s α为0.895。
2.2.2. 青少年时间管理倾向量表
采用黄希庭、张志杰(2001)编制的《青少年时间管理倾向量表》(Adolescence Time Management Disposition Scale, ATMD)，包括时间价值感、时间监控观和时间效能感三个分量表，5点评分，共44题，其中有5道题是反向计分。在本研究中，总量表的Cronbach’s α为0.929，时间价值感分量表的项目数为10，Cronbach’s α为0.765，时间监控观分量表的项目数为24，Cronbach’s α为0.900，时间效能感分量表的项目数为10，Cronbach’s α为0.791。
2.2.3. 学业拖延量表
采用Aitken拖延问卷(Aitken Procrastination Inventory, API)，5点评分，共19题，其中有9道题是反向计分。在本研究中总量表的Cronbach’s α为0.816。
2.2.4. 数据处理
运用SPSS25.0对数据进行统计分析，包括平均数的差异检验、相关分析以及中介效应检验。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差检验
对收集的数据采用Harman单因素检验进行共同方法偏差的检验，未旋转的探索性因子分析结果提取出特征根大于1的因子共20个，最大因子方差解释率为19.71% (小于40%)，故本研究不存在严重的共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)。
3.2. 各变量的人口学变量差异
对各变量的人口学变量差异进行检验，如表1所示。结果发现，不同性别的高职生的时间管理倾向存在显著差异，其中男生的时间管理倾向显著高于女生(t = 3.25, p < 0.01, d = 0.36)。独生子女的学业拖延显著低于非独生子女(t = −2.28, p < 0.05, d = 0.29)，独生子女的追求成功的动机显著高于非独生子女(t = 2.34, p < 0.05, d = 0.31)，独生子女的时间管理倾向显著高于非独生子女(t = 3.43, p < 0.01, d = 0.45)。
Table 1. Difference test in demographic variables of each variable
表1. 各变量的人口学变量差异检验
注：*p < 0.05；**p < 0.01；***p < 0.001，下同。
3.3. 各变量描述统计与相关分析
各变量的描述统计和相关分析结果如表2所示，高职生的追求成功的均值为40.3，避免失败的均值为42.04，成就动机的均值为−1.74，追求成功的均值小于避免失败的均值。
成就动机与学业拖延存在显著负相关，其中，追求成功与学业与拖延为负相关但是并不显著，避免失败与学业拖延存在显著正相关。时间管理倾向及各维度与学业拖延存在显著负相关。成就动机与时间管理倾向存在显著正相关，其中，追求成功与时间管理倾向及各维度存在显著正相关，避免失败与时间管理倾向、时间监控观、时间效能感正相关不显著，但与时间价值感存在显著正相关。
Table 2. The descriptive statistics and correlation analysis of each variable
表2. 各变量描述统计和相关分析
3.4. 时间管理倾向对成就动机与学业拖延的中介效应检验
采用SPSS宏程序PROCESS插件，选择模型4对时间管理倾向的中介效应进行分析，结果如表3所示，成就动机显著负向预测学业拖延(β = −0.33, t = −6.93, p < 0.001)，成就动机显著正向预测时间管理倾向(β = 0.34, t = 7.37, p < 0.001)，时间管理倾向预测学业拖延(β = −0.29, t = −5.92, p < 0.001)。
Table 3. Intermediary model test of time management disposition on achievement motivation and academic procrastination
表3. 时间管理倾向对成就动机、学业拖延的中介模型检验
在控制性别和年龄的条件下，使用Bootstrap程序进行中介效应检验(抽5000次)。如表4所示，总效应为−0.36，95%CI [−0.47, −0.26]，直接效应为−0.25，95%CI [−0.36, −0.15]，时间管理倾向的中介效应为−0.11，95%CI [−0.16, −0.07]，占总效应的30%。说明时间管理倾向在成就动机与学业拖延中起部分中介作用。
Table 4. Test of the mediating effect of time management disposition on achievement motivation and academic procrastination
表4. 时间管理倾向对成就动机、学业拖延的中介效应检验
成就动机、时间管理倾向与学业拖延之间的路径关系如图1所示。
Figure 1. The mediating effect of time management disposition on achievement motivation and academic procrastination
图1. 时间管理倾向在成就动机和学业拖延的中介效应
4. 讨论
4.1. 高职生成就动机、时间管理倾向与学业拖延的特点
在本研究中高职生追求成功的均值小于避免失败的均值，这与以往研究结果不一致(胡剑虹，2014)，可能与样本的选取有关。
不同性别的高职生的时间管理倾向存在显著差异，其中男生的时间管理倾向显著高于女生，这与以往研究结果不一致(张小聪，2016；陆璐，2016)，但与贾立茹等的研究结果一致，原因可能在于男性的理性思维能力更强，对时间的把控能力更高(贾立茹等，2018)。
是否独生子女对高职生的成就动机水平、时间管理倾向和学业拖延有着显著影响，其中，独生子女的追求成功与时间管理倾向显著高于非独生子女，独生子女的学业拖延显著低于非独生子女，这与以往研究结果不一致(贾立茹等，2018)，可能独生子女家庭给予孩子更多期望，父母管理更加严格，对未来规划更明确，导致独生子女在学业方面拖延行为更少。
4.2. 高职生成就动机、时间管理倾向与学业拖延的相关分析
研究结果表明高职生成就动机与学业拖延显著负相关，其中，追求成功与学业拖延为负相关但是并不显著，避免失败与学业拖延存在显著正相关。个体如果倾向于追求避免失败，他们由此产生的对于失败的焦虑以及对学习任务的排斥等都会导致学业拖延(霍国强，2021)，相较于枯燥、困难的学习任务，他们更愿意去做一些难度较低的事情，从而不断把学习任务往后拖延。
时间管理倾向与学业拖延显著负相关，其中，时间价值感、时间监控观、时间效能感均与学业拖延显著负相关，与以往研究结果一致(贾立茹等，2018)。那些时间管理倾向得分高的学生比较珍视时间，能够合理安排计划、设置目标、分配时间，及时检查结果，对自身时间管理充满信心，也能准确估计自己时间管理行为能力，所以通常能够有计划地完成学习任务，而那些时间管理倾向得分低的学生，可能更容易高估自己的能力，总觉得再玩一会，自己能够在期限内完成，结果导致学习任务的推迟完成。
成就动机与时间管理倾向显著正相关，其中，追求成功与时间管理倾向显著正相关，追求成功与时间价值感、时间监控观、时间效能感均显著正相关；避免失败与时间管理倾向正相关不显著，避免失败与时间价值感显著正相关，避免失败与时间监控观、时间效能感正相关不显著。倾向于避免失败的学生在逃避学习任务时容易沉浸于一些反馈比较及时的事情，比如刷视频，玩游戏，时间不知不觉就过去了，而追求成功的学生通常有较高的抱负水平，学习目标更清晰，学习动力更足，所以在支配与利用时间方面会做的更好。
4.3. 高职生时间管理倾向在成就动机与学业拖延之间的中介作用
时间管理倾向在成就动机与高职生学业拖延之间起部分中介作用，成就动机不仅直接影响高职生的学业拖延行为，而且通过时间管理倾向的中介作用间接影响高职学生的学业拖延行为。倾向于避免失败的学生往往更容易逃避学业，把注意力放在那些与学习无关的容易做的事情，而把学业任务放在最后再做，即使知道时间不多了，也不愿意完成学业任务。成就动机较高的学生则更渴望成功，内驱力更强，所以往往能够直面挫折，克服诱惑，专心学业。此外，追求成功的学生，目标更清晰，在完成学习任务时也会更加主动地安排自己的时间，所以学业拖延行为更少。
5. 结论
高职学生越是倾向于避免失败，越容易产生拖延行为；越是追求成功，时间管理倾向越高，学业拖延行为越少。
6. 建议与对策
在本研究的基础上，建议可以从以下两个方面来改善高职学生的学业拖延行为：
第一，学生可以在学习过程中加入“游戏化”的因素，把学习任务分解成闯关任务，一方面可以把枯燥与辛苦的学习变得有趣，另一方面在遇到挫折时不再畏难，反而过关斩将，越战越勇。有研究者发现以游戏化的形式呈现学习内容，并且该游戏越有挑战性，则学生更愿意卷入，同时学生在游戏过程中，随着游戏技巧的不断提升，他们也更加愿意卷入，相应的是更加积极的学习成果(Hamari et al., 2016)。
第二，学校可以多多开展时间管理等主题的团体辅导活动。相对于传统的课堂讲授教学，团辅活动更加生动有趣，学生的参与度更高，感悟也更加直观深刻。研究表明团体辅导确实能够有效改善大学生的学业拖延问题(杨钰立，王玲莉，张宛筑，2020)。