高年级小学生学习态度与学业拖延的关系---学业情绪的中介作用

近年来，教育改革呼声日益高涨，随着素质教育的广泛实施，在减少学生学业负担素质教育的号召下，学生的学业负担有所减少，但是随之而来的是拖延行为日益增加。探究其学业拖延现状的同时，影响学业拖延的因素引起研究者的关注。

Tuckman等人提出，拖延是个体对自己应该担负的责任、执行的工作任务或做出的策略推迟或完全回避的倾向（张红梅，张志杰，2007）。Burka 和Yuen（2008）认为，拖延被认为是对失败和拒绝的害怕，拖延行为是一个人不愿意做不愉快或困难任务的结果， Chu 和 Choi （2005）认为拖延者试图逃避一些活动，延迟完成时间，运用借口使自己的拖延变得合理化，因此避免羞愧。根据前人研究，学业拖延与很多因素有关，例如任务难度、家庭教养方式等。李蒙蒙（2013）认为高年级小学生学业拖延的主要原因是任务难度和任务厌恶，拖延者与非拖延者在低难度任务上不存在显著差异，而在高难度任务上存在显著差异，拖延者倾向于选择先难后易任务，非拖延者倾向于选择先易后难任务。王荣（2013）的研究显示随着拖延程度的加重，亲密性和依恋性呈直线下降趋势，而冲突性和回避性呈上升趋势。马雪玉（2015）的结论说明不管是过度溺爱孩子的方式，或是家长因观念、情景等因素而前后不一致的教养方式都会导致孩子拖延概率的增加和成绩的不理想。

前人在这些拖延的现状、原因分析中做了大量研究，而如何干预拖延在近年也引起研究者的关注。从影响拖延的因素找出干预拖延的方法和建议。导致拖延有很多因素，个人因素，环境因素，家庭因素等。本研究主要探讨个人因素对于学业拖延的影响，其中学业情绪和学习态度是研究者比较关注的重要因素。

Pekrun（2002）等人首次提出了学业情绪的概念，它是指学生体验到的与学业学习、班级指导和学业成就直接相关的各种情绪，如学习中的愉快、成功时的自豪、考试时的焦虑等。高明（2014）的结果表明学生对大学越适应，则学业情绪越积极，相应的能减少学习倦怠，对大学越不适应，则学业情绪越消极，学习倦怠就会增加。 Rosenthal（1978）指出学业拖延与学习态度有关，学习态度是指学习者对学习较为持久的肯定或否定的行为倾向或内部反应的准备状态。学习态度有端正和不端正之分。当学生的学习态度不端正就会对学生的学习产生消极影响，比如产生学业倦态，导致拖延现象的发生。对作业负担的态度是导致学习不良青少年产生学业情绪的原因（董妍，俞国良，2010）。刘真真（2012）的结论中指出学习态度形成与发展的因素,学校、家庭、社会这些外因以及学生本身的内因，对于如何端正学习态度提出建议。

基于相关文献，本研究认为高年级小学生的学习态度对学业拖延有直接影响，但又有可能通过学业情绪对其产生间接影响。学业情绪有可能在学习态度与学业拖延中起中介作用。因此，本研究选取与学业拖延有很大关系的两个变量：学习态度与学业情绪，探讨三者之间的关系。因此本研究假设学业情绪在学习态度与学业拖延中有中介作用。通过研究三个因素之间的关系可为如何干预学业拖延提供参考和依据，帮助学生通过端正学习态度和培养积极的学业情绪来减少拖延行为，促进学生的成长与发展。

2  研究对象和方法

2.1  研究对象

以四至六年级高年级小学生为被试，发放和回收问卷300份，剔除无效问卷39份，有效问卷261份。有效回收率为87%。其中四、五、六年级分别84人（32.2%）、81人（31.0%）、96人（36.8%）；男、女生分别122人（46.7%）、139人（53.3%）；农村、城市分别127人（48.7%）、134人（51.3%）；独生、非独生子女分别53人（20.3%）、208人（79.7%）。

2.2  研究方法

2.2.1 小学生学业情绪问卷

对高年级小学生的学业情绪进行测量时采用王妍编制的小学生学业情绪问卷作为研究工具。该问卷由4个维度构成，分别是积极高唤醒（包括自豪、高兴、希望三个因子，共8个项目）、积极低唤醒（包括平静、放松两个因子，共6个项目）、消极高唤醒（包括烦躁、担忧、讨厌、羞愧四个因子，共8个项目）、消极低唤醒（包括厌倦、失望、苦恼、无助四个因子，共12个项目），共34个项目。采用五级评分。该问卷有较高的信效度，分量表的克隆巴赫系数在0.775 ~0.855之间（王妍，2009）。

2.2.2 中小学生学习态度自陈量表

对小学生的学习态度进行测量时采用杨帆编制的中小学生学习态度自陈量表为研究工具。该问卷包括十个维度，50个项目，采用五级评分，该量表有较高的信效度，内部一致性系数0.90，分半信度系数0.86（包文婷, 李三福，2011）。

2.2.3 学业拖延量表

对高年级小学生的学习拖延进行测量时采用学业拖延量表（Tuckman-Procrastinate-Scale,简称TPS）量表，该量表旨在测查学生由于自我管理能力不足导致的学习拖延，其得分越高拖延程度越低。采用四级评分。研究显示其信效度很好，克隆巴赫系数0.61（张红梅，张志杰，2007）。

2.3  数据分析方法

采用SPSS17.0统计软件对数据进行描述性统计、相关分析、回归分析等。

3  结果

3.1  高年级小学生在学习态度、学业情绪与学业拖延的相关分析

采用Pearson积差相关法探讨高年级小学生学生在学习态度、学业情绪与学业拖延上的总分及各维度之间的关系，学业情绪的部分维度与学习态度和学业拖延存在显著的相关关系。具体分析结果如表1所示。

表1 高年级小学生学习态度、学业情绪与学业拖延的分总及各个维度之间的关系

注： ^**p<0.01

3.2  学习态度、学业情绪和学业拖延之间的预测作用

     根据学习态度、学业情绪和学业拖延相关分析的结果，进一步对学习态度总分、学业情绪各维度以及学业拖延总分进行回归分析，考察学习态度、学业情绪和学业拖延之间的预测作用，回归分析结果表明，学习态度对学业拖延有负向预测作用，消极高唤醒和消极低唤醒对学业拖延有负向预测作用。

3.3  学业情绪在学习态度和学业拖延之间的中介作用

根据相关分析可得知，高年级小学生的学习态度、学业情绪的其中三个维度以及学业拖延，两两之间存在显著的相关关系，本研究假设学业情绪在学习态度对学业拖延的影响中起中介作用。因此构建中介作用模型，如图1。对高年级小学生学业情绪在学习态度与学业拖延之间是否有中介效应进行检验。

注：a、c分别为学习态度单独预测学业情绪、学业拖延的回归系数，b、c’为学业情绪和学习态度共同预测学业拖延时各自的回归系数。

按照温忠麟，叶宝娟（2014）提出的依次检验的步骤进行中介效应分析。首先，检验积极低唤醒学业情绪在学习态度和学业拖延关系中的中介效应，第一个回归方程考察学业拖延对学习态度的预测作用。第二个回归方程考察积极低唤醒学业情绪对学习态度的预测作用。结果显示，学习态度能够显著正向预测积极低唤醒（β=0.491,p＜0.01）。第三个方程考察学业拖延对学习态度、积极低唤醒学业情绪的预测作用。结果显示，积极低唤醒对于学业拖延的预测作用不显著（β=0.049,p＞0.01），学习态度对于学业拖延的预测作用显著（β=-0.664,p＜0.01），但是回归系数上升，没有产生中介效果。说明积极低唤醒在高年级小学生学习态度与学业拖延关系间起没有中介作用，结果见表7。

表7  积极低唤醒的中介效应检验（N=261）

检验步骤	结果变量	预测变量	R²	F	B	S.E	β	t
第一步	学业拖延		0.41	179.47
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