1. 引言
拖延一词源自拉丁语prōcrāstināre (prō指向前，crās指明天)，可翻译为“今日的事推到明日再做”(李玉华，2021)。Solomon和Rothblum (1984)将拖延定义为个体将任务不必要地推迟，并伴随主观上的负面情感体验。学业拖延是指个体在学习情境中的拖延行为，具体指学习者有推迟完成学习任务时间的倾向，或是将要临近截止时间时才去完成学习任务，并伴有不适感。该行为的发生不仅影响学业成绩，还可能引发消极情绪。有研究发现，学业拖延与学业自我效能感、学业情绪显著相关，拥有高自我效能感的学生通常会积极寻找克服拖延的方法，而低自我效能感的学生往往选择推迟或避免任务(Brownlow & Reasinger, 2000)。
初中阶段，学习科目多、知识的系统性和连贯性强，加之，初中生的学习有着自觉性和依赖性、主动性和被动性并存的特点，稍有不慎就会陷入学业拖延。有研究表明学业拖延与学业成绩呈显著负相关关系(Goroshit, 2018)。学业拖延还会影响学业成绩和学业成就(Kurtovic, Vrdoljak, & Idzanovic, 2019)。此外，学业拖延与压力、抑郁、焦虑和恐惧等负面情感后果之间存在正相关关系(Grunschel et al., 2013; Lay & Silverman, 1996)。因此，研究学业拖延的影响因素及其心理机制尤为重要且具有现实意义。
在学业背景下的自我效能感可以被定义为学业自我效能感，指学习者对个体成功实现教育目标的能力的判断(Elias & MacDonald, 2007)。学业自我效能感和学业拖延密切相关，高学业自我效能感的个体在学习计划的执行上会更有信心，会主动适应和改变环境(Wang, Xin, Zhang, Du, & Wang, 2022)，更有坚持性和忍耐性，可以不断调整自己的学习行为，以达到完成学习目标，更少拖延。当个体对自己承担特定学习任务的能力缺乏信心时，个体会倾向采用回避和延迟相关的行为策略(Wolters, 2003; Hannok, 2011)，引发拖延行为。
学业情绪可能在学业自我效能感和学业拖延之间起中介作用。情绪是个体根据客观事物是否能够满足自身需求而产生的态度体验及其反应(Gross & Levenson, 1993)。Pekrun，Goetz，Titz和Perry (2002)从整体角度对学业情绪进行界定，具体指课堂讲学、学业学习及学业成就的情景下个体学习的情绪体验，包含积极学业情绪和消极学业情绪。个体对学习有过多的消极情绪会使其推迟或延缓完成学业任务，同时，个体也会因拖延而产生负面情绪体验(杨婷，2022)。学业情绪和学业自我效能感也有一定相关性，抑郁情绪可负向预测学业自我效能感，抑郁情绪对学业自我效能感的影响强度受制于焦虑情绪水平(李巍，冯国艳，李文静，刘景毅，陈慷，2021)。
综上，学业自我效能感和学业拖延有一定相关性，学业情绪与学业拖延及学业自我效能感也具有一定相关性，但其在二者之间的关系尚不明确。本研究拟深入探讨学业情绪在学业自我效能感与学业拖延之间的作用，为学业拖延的干预提供依据。
2. 研究对象与方法
2.1. 研究对象
随机整群抽取河南省某中学初一至初三年级的学生，共计550名，获得有效问卷515份(有效率为93.64%)。其中，男生259人，女生256人，初一年级学生209人，初二年级学生220人，初三年级学生86人。
2.2. 研究方法
2.2.1. 学业拖延量表
本研究采用潘利若(2009)修订的Solomon和Rothblum编制的学生版学业拖延问卷。该量表分为4个维度，共17个题项。四个维度分别是学习行为迟滞、学习状态不佳、学习计划缺乏及学习执行不足。该量表采用李克特5点计分，得分越高，学业拖延越严重。本研究中，该量表内部一致性系数为0.92。
2.2.2. 学业自我效能感量表
本研究选用Pintrich & De Groot编制，后由梁宇颂和周宗奎修订的学业自我效能感量表。该量表分为两个维度，每个维度11题，共计22个题项。两个维度分为学习能力自我效能感和学习行为自我效能感。该量表采用李克特5点计分，分数越高，表示学业自我效能感越高，其中，14、16、17及20为反向计分。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.95。
2.2.3. 青少年学业情绪问卷
本研究采用董妍和俞国良(2007)编制的青少年学业情绪问卷来测量初中生的学业情绪现状。该问卷共计4个维度，13个因子，72个题目项。该量表采用李克特5点计分，无反向题目项。本研究中各分问卷的内部一致性系数为0.88、0.89、0.89、0.95。
2.3. 统计方法
采用SPSS22.0对数据进行分析。数据以M ± SD呈现，p < 0.05为差异具有统计学意义。用单因素方差分析、独立样本t检验进行人口学变量的差异检验。采用皮尔逊积差相关分析初中生学业拖延、学业自我效能感、学业情绪之间的相关性。使用Hayes (2013)建立的SPSS宏程序PROCESS (Model 4)进行中介效应检验。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验，结果表明，第一个因子解释的变异量为21.83%，远小于临界值40%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 学业拖延、学业自我效能感、学业情绪的描述性统计
结果表明，初中生学业拖延行为的报告率为81.55%。其中，有51.84%的初中生偶尔有学业拖延行为，20.97%的学生有时拖延，6.6%的学生经常性拖延，2.14%的学生总是拖延(见表1)。
Table 1. Current situation of academic procrastination behavior
表1. 学业拖延行为发生现状
初中生的学业拖延、学业自我效能感、学业情绪在性别上进行独立样本t检验，在年级上进行单因素方差分析。结果显示，初中生学业拖延在性别上差异不显著，在年级上存在显著差异，随年级的增加，初中生的学业拖延行为减少(F(2,512) = 3.89, p < 0.05)，初一年级 > 初二年级，初一年级 > 初三年级。初中生的学业自我效能感在性别上存在显著差异(t513 = 4.43, p < 0.001)，且男生的学业自我效能感高于女生；初中生的学业自我效能感在年级上存在显著差异(F(2,512) = 5.23, p < 0.01)，其中初二年级学生的学业自我效能感最高。初中生的积极学业情绪在性别和年级上都存在显著差异(t513 = 2.97, p < 0.01) (F(2,512) = 4.19, p < 0.05)，且男生的积极学业情绪高于女生，随年级的增高，积极学业情绪在减少；初中生的消极学业情绪在性别和年级上都存在显著差异(t513 = −3.33, p < 0.001) (F(2,512) =4.10, p < 0.05)，且女生的消极学业情绪高于男生，随年级的增高，消极学业情绪在增多(见表2)。
Table 2. Descriptive statistics of academic procrastination, academic self-efficacy and academic emotion (M ± SD)
表2. 学业拖延、学业自我效能感、学业情绪的描述性统计(M ± SD)
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.3. 学业拖延、学业自我效能感、学业情绪的相关分析
通过皮尔逊相关分析，结果表明，拥有较高学业自我效能感的学生较少出现学业拖延行为(r = −0.51, p < 0.001)；在学习中体验较多积极学业情绪的学生较少出现学业拖延行为(r = −0.36, p < 0.001)，相反，体验较多消极学业情绪的学生可能出现更多的学业拖延行为(r = 0.39, p < 0.001)。此外，拥有较多学业自我效能感的学生会有更高的积极学业情绪体验(r = 0.49, p < 0.001)，更少的消极学业情绪体验(r = −0.46, p < 0.001) (见表3)。
Table 3. Correlation analysis of academic procrastination, academic self-efficacy and academic emotion
表3. 学业拖延与学业自我效能感、学业情绪的相关分析
注：***p < 0.001。
3.4. 学业情绪在学业自我效能感和学业拖延之间的中介作用
首先将模型中的各变量进行标准化处理，然后参考温忠麟等人的中介模型，对学业情绪在学业自我效能感与学业拖延之间的中介效应进行检验。回归分析结果可得，学业自我效能感对学业拖延直接预测作用显著(β = −0.51, p < 0.001)；学业自我效能感直接正向预测积极学业情绪(β = 0.49, p < 0.001)；学业自我效能感直接负向预测消极学业情绪(β = −0.50, p < 0.001)；学业自我效能感和积极学业情绪同时进入方程时，积极学业情绪显著负向预测学业拖延(β = −0.11, p < 0.05)，同时学业自我效能感也可以显著负向预测学业拖延(β = −0.38, p < 0.001)；学业自我效能感和消极学业情绪同时进入方程时，消极学业情绪显著正向预测学业拖延(β = 0.18, p < 0.01)，同时学业自我效能感也可以显著负向预测学业拖延(β = −0.38, p < 0.001) (见表4和图1)。偏差校正的百分位Bootstrap检验表明，积极学业情绪在学业自我效能感和学业拖延之间存在部分中介，效应百分比为11.76%；消极学业情绪在学业自我效能感和学业拖延之间存在部分中介，效应百分比为17.65% (见表5)。
Table 4. Regression analysis of academic procrastination, academic self-efficacy and academic emotion
表4. 学业拖延与学业自我效能感、学业情绪的回归分析表
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
Figure 1. The mediating role model of academic emotion
图1. 学业情绪的中介作用模型
Table 5. The mediating effect of academic emotion on academic self-efficacy and academic procrastination
表5. 学业情绪在学业自我效能感和学业拖延的中介效应
注：LLCI = 95%置信区间下限，ULCI = 95%置信区间上限。
4. 讨论
4.1. 初中生学业拖延的现状
本研究的结果表明，初中生学业拖延行为的报告率为81.55%，这一结果与大部分研究接近(Ziegler & Opdenakker, 2018; 高亚利，2020)，表明有一半以上的初中生存在学业拖延行为。近三年来，受疫情的影响，为保障学生的身心健康，学生随时可能居家进行线上学习，学习形式的改变增加了初中阶段学生学习的被动性和依赖性，且客观学习环境发生极大改变，可能存在众多外界因素的干扰或诱导。此外，线上教学缺乏师生互动和各科教师的直接督促，同时家长也居家办公，分身无术，无法及时对学生的学习予以监督和检查，由此可能引发了更多的学业拖延行为。因此，家长和老师需要关注初中生的学业拖延行为，并予以一定的干预，帮助学生改善学业拖延行为。
4.2. 初中生学业拖延行为在性别和年级上的差异
以往研究表明，学业拖延在性别上是否存在差异存在一定争议。有研究者认为学业拖延存在性别差异，男生的学业拖延高于女生(李孟婷，2019)，另有研究者认为不存在差异(徐惠玲，2022)。本研究结果表明，学业拖延不存在性别差异，这与冉红(2010)、徐惠玲(2022)的研究结果一致。这其中的原因可能和取样时间、研究对象、学校所在省份或地区等方面有关。因此，无论男女，学校都要重视学生的学业拖延行为。
研究结果表明，初中生学业拖延在年级上存在显著差异，具体表现为初一年级 > 初二年级，初一年级 > 初三年级，初一年级学生的学业拖延情况较严重，初三年级的学业拖延情况较轻。究其原因，可能是初一年级刚步入中学阶段，学习科目明显增多，课程安排紧凑，加之其身心还未完全适应初中学习的节奏，由此带来了学业压力的增加，产生了拖延行为。季桐宇(2022)的研究表明学业压力对学习拖延有显著的正向预测作用，所以学业压力可能解释了初一年级的学生较其他年级学生学业拖延情况更严重。
研究结果表明，初三年级学生较其他两个年级学业拖延行为发生较少。这一结果与之前的研究结果不完全一致。究其原因，可能是因为初三年级是毕业年级，且所处的时代背景给予了更加强烈的升学渴望。现阶段，国家不断加强初中毕业后进入普通高中或是职业技术学校的五五分流，但是在中国社会传统观念的影响下，大部分家长和学生们对职业技术学校依旧有着较为严重的有色眼镜，不愿意去职院技术学校就读，还是期望学生能升入普通高中，因此较以往有更加强烈的升学渴望，学习动机更强烈，自我控制能力更强，学业拖延行为较少(张露，2022)，所以这可能解释了初三年级学生较少发生学业拖延行为。
4.3. 初中生学业拖延与学业自我效能感、学业情绪之间的关系
4.3.1. 学业拖延与学业自我效能感的关系
研究结果与已往研究一致，初中生的学业拖延与学业自我效能感呈显著负相关，拥有高学业自我效能感的学生，较少发生学业拖延行为，验证了此前研究者发现学业自我效能感可以负向预测学业拖延。原因可能是，拥有高学业自我效能感的个体在学习中可能更多地使用认知策略，做好时间管理，调节自己的努力，从而按时完成目标，避免拖延的发生。有国外研究者基于互动主义理论模型对学业拖延行为进一步研究发现，自我调节学习效能感是学业拖延的预测因素，对学业自我效能感有显著的正向直接影响(Chatrakamollathas et al., 2022)。
4.3.2. 学业拖延与学业情绪的关系
结果表明，积极学业情绪和学业拖延呈显著负相关，消极学业情绪和学业拖延呈显著正相关，这与以往研究结果相同。其原因可能是，学生在学习上体验到积极情感后，会激发其在学业上的动力，较少拖延行为的发生。另有研究者认为，拖延在理论上可以被理解为一种情绪调节失败，在这种形势下，学生通过拖延来减少他们开始完成学业任务时可能经历的负面情绪(Balkis & Duru, 2016)。这虽然可以暂时避免负面情绪，但拖延对修复情绪的影响是短期的(Sirois & Pychyl, 2013)。相反，从长远来看，延迟任务会给个体带来更大的成本(如时间压力)，并导致更多的负面情绪，如内疚和焦虑，从而产生更多的拖延(Fee & Tangney, 2000)。
4.3.3. 学业自我效能感与学业情绪的关系
与以往研究一致，学业自我效能感与积极学业情绪呈显著正相关，与消极学业情绪呈显著负相关。这表明，学生相信自己具备成功完成某项学习任务的能力，或相信自己的能力可以达成某个学业目标时，可能体验到更多的高兴、愉悦、放松的积极情绪，较少的消极情绪。
4.4. 学业情绪在学业自我效能感和学业拖延的中介作用
中介效应检验结果表明，积极学业情绪和消极学业情绪都在学业自我效能感和学业拖延中起部分中介作用，这与李莹莹(2019)的研究结果基本一致。其原因可能是个体对其是否能成功完成某一学业任务与因为拖延而带来消极情绪之间有一定的关系。高学业自我效能感的个体可能更积极地判断或肯定自己的能力可以胜任任务，从而带来积极的情感体验，采取相应努力完成任务，避免拖延的发生；低学业自我效能感的个体可能会质疑自己是否可以成功胜任任务，并为此踌躇、彷徨、心神不宁，因为思虑过多，迟迟无法开始着手完成该任务，造成拖延行为发生。这意味着初中生的学业自我效能感不仅可以影响学业拖延，还可以通过积极学业情绪或消极学业情绪间接影响学业拖延。
5. 不足与展望
青少年是国家的未来，是民族的希望。初中生正值身心发展的动荡期，是树立正确的世界观、人生观、价值观的关键期，是养成良好行为习惯的关键节点，学校和家长需要对其学业拖延行为予以密切关注，必要时予以行为干预。
本研究对初中生的学业自我效能感和学业拖延的影响因素进行了探究，但仍需改进。由于疫情原因，只采用了问卷调查法，且受疫情影响，未能到班级进行现场问卷发放，可能导致问卷存在虚假填写的风险，需进一步探索。
基金项目
河北省在读研究生创新能力培养资助项目(CXZZSS2023149)；河北省省属高校基本科研业务费项目(JYT2020034)。
NOTES
*通讯作者。