1. 引言
拖延行为已成为大学生群体中普遍存在的现象。研究显示，97.12%的大学生认为自己有或偶尔有“拖延症”(刘洁，周瑜，2020)。长时间的拖延行为严重影响大学生的正常生活状态，直接导致其生活及学业满意度下降，并进一步对其心理健康产生影响(王陆侠，2019)。面对这一形势，越来越多学者开始关注大学生拖延行为与学业满意度之间的关系。学业满意度是学生在学习过程中各方面的基本评估，包含对自己的学业、老师的教学以及所在学校的设备等方面的感受与满意度(高雪桐，欧阳佩旋，2022)。相关研究表明，大学生的拖延行为与学业满意度有关，拖延行为越严重，学业满意度就越低。拖延行为对学业满意度的影响机制研究方面，多数学者从自我调节和情绪方面加以探讨。Madonna and Philpot (Madonna & Philpot, 2013)研究发现自我效能感与学业满意度有显著的相关性。丁凤琴，马淑娟(丁凤琴，马淑娟，2013)研究表明自尊水平高的大学生可以通过积极调节自己和他人情绪来提高学业满意度。赵洪等人(赵洪等，2016)通过对河北省800名大学生问卷调查，发现自我效能感在拖延行为与时间管理倾向间起部分中介作用。结合前人研究，本研究假设拖延行为会通过个体的自我效能感来对学业满意度产生影响，自我效能感在拖延行为和学业满意度之间起部分中介作用。
2. 研究对象与方法
2.1. 对象
本研究采用问卷调查法，通过网络形式对大学生发放307份问卷，共回收有效问卷305份，回收率为99.34%、其中男生157人，占比为51.48%；女生148人，占比为48.52%。大一74人，占比为24.26%；大二80人，占比为26.23%；大三80人，占比为26.23%；大四71人，占比为23.28%. 独生子女有190人，占比为62.30%；非独生子女有115人，占比为37.70%。
2.2. 研究工具
2.2.1. 一般拖延量表(GPS)
本研究采用Lay等人编制的一般拖延量表，主要测量个体学业拖延行为与日常生活拖延行为。该量表采用李克特点式评分法，1~5分从非常不符合到非常符合，共计11题，其中3、4、6、8条目为反向计分题，全部题目分数相加得到总分，总分越高，说明拖延程度越严重。该量表的Cronbach α系数为0.82。
2.2.2. 学业满意度量表
本研究采用王芯(王芯，2009)编制的学业满意度量表。量表为多维度结构，分别是学习满意度、教学满意度和硬件满意度三个维度。采用李克特点式评分法，1~5分从非常不符合到非常符合，共计12题，其中第3条目为反向计分题，全部题目分数相加得到总分，得分越高说明学业满意度越高。该量表的Cronbach α系数为0.88。
2.2.3. 自我效能感量表(GSES)
本研究采用王才康等人修订的一般自我效能感量表。量表为单维度结构，采用4点等级计分，1~4分从非常不同意到非常同意，共计10题，全部为正向计分题，全部题目分数相加得到总分，得分越高说明自我效能感越高。该量表的Cronbach α系数为0.91。
2.3. 统计分析
本研究使用SPSS26.0进行描述统计、独立样本T检验、相关分析、回归分析进行统计处理。
3. 结果
3.1. 描述性统计分析
对大学生拖延行为、自我效能感以及学业满意度做整体分析，结果如表1所示。拖延行为平均值为3.632，说明大学生拖延行为整体属于中等偏高的水平；自我效能感均值为2.036，处于中等水平；学业满意度均值为1.923，数值较小，说明大学生学业满意程度较低。
Table 1. Descriptive statistical information on study variables (n = 305)
表1. 研究变量的描述性统计信息(n = 305)
3.2. 拖延行为、自我效能感和学业满意度的性别差异
为进一步检验大学生拖延、自我效能感与学业满意度是否在性别上存在显著差异，采用独立样本T检验进行差异性分析。以性别为自变量，拖延行为、自我效能感、学业满意度为因变量进行分析，结果如表2所示。拖延行为、自我效能感与学业满意度存在显著的性别差异。其中男生的拖延程度小于女生的拖延程度(3.371 < 3.908)，男生自我效能感和学业满意度水平都高于女生自我效能感和学业满意度水平。
3.3. 拖延行为、自我效能感和学业满意度的Pearson相关性分析
对拖延行为、自我效能感与学业满意度进行相关性分析，结果如表3所示。由表3中数据可以得出，拖延行为与自我效能感、学业满意度呈显著负相关；学业满意度与自我效能感呈显著正相关。根据上述相关分析的结果，进一步做自我效能感的中介效应分析。
Table 2. Test of differences in procrastination, self-efficacy, and academic satisfaction by gender
表2. 拖延、自我效能感和学业满意度在性别上的差异性检验
Table 3. Correlation analysis of procrastination behavior, self-efficacy and academic satisfaction
表3. 拖延行为、自我效能感与学业满意度的相关性分析
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，***表示p < 0.001。
3.4. 自我效能感在拖延行为与学业满意度间的中介效应
根据温忠麟、叶宝娟(温忠麟，叶宝娟，2014)的中介效应检验步骤，采用SPSS26.0版本，以拖延行为为自变量，学业满意度为因变量，自我效能感为中介变量，分步骤对自我效能感在拖延行为与学业满意度间的中介效应展开分析，结果如表4和图1所示。结果表明：拖延行为对学业满意度呈显著的负向影响关系(β = −0.511 < 0, p < 0.001)。拖延行为对自我效能感影响时，β = −0.268 < 0，并且此路径呈现出p < 0.001的显著性，因而说明拖延行为会对自我效能感产生显著的负向影响关系。自我效能感对于学业满意度影响时，β = 0.376 > 0，并且此路径呈现出p < 0.001的显著性，因而说明自我效能感会对学业满意度产生显著的正向影响关系。拖延行为对学业满意度的预测作用具有统计学意义(p < 0.001)，且将拖延行为和自我效能感同时纳入回归方程后，拖延行为与自我效能感对学业满意度的预测作用均有统计学意义(p < 0.001)。在引入自我效能感后，拖延行为对学业满意度的回归系数减小，说明自我效能感在拖延行为与学业满意度之间起部分中介作用，中介效应占总效应比例为19.72%。
Table 4. Decomposition of self-efficacy in mediating model effects between procrastination and academic satisfaction
表4. 自我效能感在拖延与学业满意度间中介模型效应分解
注：→表示路径影响关系。
4. 讨论
4.1. 大学生拖延行为、学业满意度以及自我效能感的现状分析
根据研究结果显示，大学生拖延行为在性别上存在显著差异，整体拖延水平处于中等偏上，说明大学生拖延程度较高。从均值来看，男生的拖延程度低于女生拖延程度，与之前的有关研究结果一致。在学业满意度和自我效能感上均存在显著的性别差异。从均值来看，男生在学业满意度和自我效能感的总分均显著高于女生在学业满意度与自我效能感的总分。相较于女生而言，男生有较低的拖延，拖延水平越低，学业满意度越高。此外，男生在探索和选择具有挑战性任务上相对女生更积极主动一些，一旦完成，更容易获得成就感，相应学业满意度就会有所提升(王陆侠，2019)。女生自我效能感低于男生，这可能由于我国文化历来对于男生的要求高于女生，从而使得男生自我期待相对较高(程慧君，邹敏，2008)。同时发现，拖延水平、学业满意度与自我效能感在不同年级以及独生子女与非独生子女方面均不存在显著性差异。
4.2. 大学生拖延行为、学业满意度以及自我效能感的关系分析
通过分析发现，大学生群体的拖延行为与学业满意度存在显著负相关，拖延行为越严重的个体，学业满意度越低，两者之间相关性系数为−0.511。学生拖延程度越高，学习任务没有按时完成，产生消极情绪，从而对学业满意度降低。学会设定具体目标，排出任务的重要程度，合理安排时间，逐步降低拖延程度，减少焦虑与紧张，从而进一步提高学业满意度。
拖延行为与自我效能感呈显著负相关，两者之间的相关性系数为−0.268。说明拖延行为越多其自我效能感越低，相反拖延行为越少自我效能感越高。当大学生做事拖拉被动时，成功率降低，自信心遭受一定打击，自我效能感水平也会相应降低。另一方面，自我效能感较低的个体对能否胜任某项任务的主观能力评价低，影响任务的激发和坚持，从而产生更多的回避行为(李强，马利军，2019)。
自我效能感与学业满意度存在显著正相关，两者之间的相关性系数为0.376。说明自我效能感高的个体，学业满意度也很高，相反自我效能感越低，学业满意度就越低。具有较高自我效能感的学生，对自身的期望值也比较高，更加积极主动探索完成任务，容易取得成功，并获得自信，所以学业满意度也较高。自我效能感较低的学生，对自身主观评价较低，在面对任务时，容易畏缩不前，害怕失败，产生负面情绪，从而降低其对学业的满意度。
在经检验分析得出，自我效能感在拖延行为与学业满意度之间存在部分中介作用。前人研究发现自我效能感高的学生在学业上遇到困难时，会想办法去克服，积极地面对学业上的挑战，而自我效能感较低的大学生在遇到困难时不去主动挑战，而选择逃避、拖延(杨佳宁，2022)。具有较高自我效能感的学生，有着更强的自我监督能力，能够摆脱其他诱惑的干扰，专心学习，而自我效能感低的学生，不能对自身的学习行为进行监控，更易受到其他非学习任务的干扰，学习行为常常被打断，造成拖延行为的产生与发展，学业满意度也由此降低(刘晓辉，2018)。因此，通过提高学生的自我效能感水平，促使学生的学业满意度有所提高。
5. 建议
提高学生学业满意度和减少大学生拖延行为是现代大学教育培养过程中的重要内容。结合本研究结果，减少拖延行为和学业满意度的提升策略主要有以下几方面。
5.1. 帮助树立自信，提高自我效能感
自我效能感对个体的学业满意度有显著的预测作用，在教育过程中，自身的学业自信是个体评价自身生活状态的重要影响因素(李爽，2023)。相关研究表明，学生的成败经验对自我效能感影响较大，较多的成功经验会提升学生的自我效能感，但多次失败的经验会导致学生自我效能感降低(杨佳宁，2022)。个体成功或失败的经验会影响其归因方式，进一步影响个体对不同事件的态度和行为(高雪桐，欧阳佩旋，2022)。自我效能感较高的学生往往将取得的成功归因于自身付出的努力，认为通过自己不断努力可以获得成功；自我效能感较低的学生往往会为自身的失败找其他相应的借口。因此，在学校的教育教学过程中，要明确个体存在的差异，因材施教，让学生尽可能多的体验成功，提高学生自我效能感。同时，高校教师在教学过程中要正确引导学生的学习动机，培养学生树立正确的学习观，提高学生的学习能力，践行良好的学习行为。高校也应采取多元评价方式，帮助学生发现自身优点，建立自信，从而提高学生自我效能感。一旦学生对自己的学业能力形成较强的自信心，即使他们面对较大的学业压力，也不出现比较严重的情绪反应和心理健康问题(郭建鹏，2023)。
5.2. 营造良好校园氛围，助力学业满意度提升
物质基础决定上层建筑，舒适的环境可以让人身心愉悦，对学业满意度存在一定程度上有益(张慧英，2021)。所以高校要加强校园培养环境的建设，从硬件到软件设施、从整体学习氛围，不断提升质量，营造良好的校园氛围。学校应建立线上与线下相结合的优质学习环境，采用教学、研究、辅导三合一的教学模式，将从形式单一的传统教学到多元创新的转变，从而激发学生学习兴趣，提高学生学业满意度(李爽，2023)。此外，高校要为师生之间创造更好的关系氛围，为学生与老师创造更多的机会交流，建立和谐民主的师生关系，营造良好师生氛围，助力学生学业满意度的提升。
5.3. 端正自我认识，提高心理韧性水平
大学生应端正自我认识，提高自我控制能力，自我克制能力强的学生往往会减少产生拖延行为。所以高校可以通过开设相关心理讲座，帮助大学生正确认识自我，强化学生通过自身努力，乘风破浪，提高自我执行能力。大学生自身也应树立目标意识，注重自我规划发展，为实现理想目标，一步一步努力奋斗，减少拖延行为的产生。此外，高校可以为学生树立良好榜样，让学生从榜样身上汲取前进动力，引领自我发展。积极的个性特征有助于大学生克服困境，提高个人生活满意度(李爽，2023)。高校应鼓励学生积极参与社会实践活动，通过自主解决实践中所遇到的困难，提高学生解决问题能力，培养学生服务意识，锻炼学生坚韧自强的品格。对于有较低水平心理韧性的大学生，高校应对其进行针对性辅导，通过心理健康教育，不断提高学生心理韧性水平。
参考文献