中职学生时间管理倾向、学习倦怠与学习拖延的相关研究
摘要: 目的：考察中职生时间管理倾向、学习倦怠与学习拖延的关系，及学习倦怠在时间管理倾向和学习拖延之间的中介作用。方法：随机选取东莞市某中职学校412名中职生为研究对象，采用青少年时间管理倾向量表(ATMD)、中学生学习倦怠量表(HSSB)与中学生学习拖延问卷进行测量。结果：时间管理倾向与学习倦怠呈显著负相关(r = −0.52, P < 0.001)，与学习拖延呈显著负相关(r = −0.47, P < 0.001)，学习倦怠与学习拖延呈显著正相关(r = 0.56, P < 0.001)；中介效应检验发现学习倦怠在时间管理倾向与学习拖延之间起部分中介作用，中介效应占总效应比例为。结论：中职生的时间管理倾向、学习倦怠与学习拖延密切相关，且时间管理倾向通过学习倦怠部分预测学习拖延。
学习拖延是个体在学习过程中因为受到非理性因素的影响，而对自身所必须要完成的学习任务产生推迟延后的行为(Steel, 2007)。有研究表明，学习拖延在中职学生群体中大量存在，它不但会使学生的成绩下降，还会对学生健康人格的塑造产生重要影响(陈贵，蔡太生等，2012)。据以往研究发现，学习拖延者往往具备不良时间管理倾向，他们使用不正确的时间观念来维持任务和逃避任务(黄希庭，张志杰，2001a)，从而导致了拖延行为。Solomon & Rothblum (1984)、曾玲娟等(2018)研究表明良好时间管理倾向的个体，他们学习拖延程度往往较低，特别是时间管理倾向中的对未来预测倾向可以帮助他们改善学习拖延，因为个体会高度关注未来目标和奖励，坚持目标行为，所以可以改善学习拖延。
学习倦怠是指学生在学习过程中由于学习压力、课业负担以及个人心理层次上的因素，产生身心耗竭、去个性化以及个人成就感低落的现象(丁湘梅，邹维兴，2015)。一些研究也发现学习倦怠是影响学生学习拖延的重要因素，它们彼此间存在密切相关(杨肖，2012；吴月苹等，2018)。杨志刚和王红怡(2010)以及邹维兴等(2012)的研究表明，学习倦怠程度高的个体更容易出现学习拖延问题，学习倦怠程度低的个体则比较少出现学习拖延问题。有许多研究表明它不仅与学习拖延呈正相关，而且还对学习拖延起中介作用(徐明津等，2015；邹维兴等，2013；杨志刚，王红怡，2010)。
有研究发现，时间管理倾向与学习倦怠之间有相关性。如潘运等的研究发现它们之间呈负相关，发现个体在时间管理能力上的差别可能是导致其倦怠行为的重要原因(潘运等，2013；Anderson, 2000；李连玲等，2015)。赵维燕等人的研究发现那些时间管理能力好的学生，在任务中表现出出众的自我控制和管理能力，使其任务能够顺利完成，从而降低学习倦怠的发生。反之，那些时间管理不好的学生，就容易出现学习倦怠(赵维燕等，2012)。
既往研究表明，时间管理倾向、学习倦怠和学习拖延两者存在显著相关，但是目前对于他们三者之间的研究鲜有。本研究以中职生为研究对象，考察中职生时间管理倾向、学习倦怠对学习拖延的影响，并探讨学习倦怠作为时间管理倾向与学习拖延的中介作用。研究结果以期促进学生身心健康的发展及为教育工作者、家长对学习拖延者实施干预提供理论依据。
2.1. 研究对象
在东莞市某中职学校随机抽取412名中职生进行调查，回收问卷382份，有效问卷350份，问卷有效率为91.62%。其中，男生182人，女生168人，平均年龄17岁。中职一年级学生119人，二年级117人，三年级学生114人；城镇户籍127人，城市户籍223人；班干部学生108人，非班干部学生242人；母亲学历在初中及以下的学生有250人，母亲学历在高中及以上的学生有100人。
2.2. 研究方法
2.2.1. 中学生学习倦怠量表
由胡俏在2006年编制，包括21个项目，分4个维度：情绪耗竭、学习低效能感、师生疏离及生理耗竭。量表采用5点计分，得分越高，表示个体学习倦怠越高，本研究中量表α系数为0.88。
2.2.2. 青少年时间管理倾向量表
由黄希庭、张志杰(2001b)编制，包含44个项目，分为3个维度：时间价值感、时间效能感与时间监控观。量表采用5点计分，得分越高，个体的时间管理能力越好。本研究中量表α系数为0.91。
2.2.3. 中学生学习拖延问卷
该问卷由郑素瑾(2009)编制，包含17个项目，分为4个维度：学习计划、学习状态、学习行为和学习执行。问卷采用5点记分，得分越高，表明学习拖延越严重。本研究中问卷的α系数为0.92。
2.2.4. 统计分析
采用SPSS 20.0进行统计分析，包括平均数的差异检验、相关分析、回归分析及中介效应检验。
3.1. 中职生学习倦怠、时间管理倾向和学习拖延在人口学变量上的差异分析
3.1.1. 中职生时间管理倾向差异比较
由表1可知，在户籍类型比较上，中职生在时间管效能感这一维度上存在差异(P < 0.05)；在年级的比较上，中职生在时间管理倾向上存在极显著的年级差异。通过多重比较发现，在时间管理倾向上中职一年级、二年级分别与中职三年级有差异且显著，但中职一年级与中职二年级不存在差异。
3.1.2. 中职生学习倦怠差异比较
由表2可知，城市中职学生在学习倦怠总分及各维度上的得分除了学习低效能感稍低于农村中职学生，其它均高于农村中职学生，但是他们的差异都无统计学意义(P > 0.05)；在是否为班干部的比较上，学生除了在生理耗竭这一维度上的差异没有统计学意义(P > 0.05)，在其他维度上的差异均有显著差异(P < 0.05)；在母亲学历上的差异比较，母亲学历除了在生理耗竭这一维度上存在差异(P < 0.05)，其它维度上的差异无统计学意义(P > 0.05)；在年级的比较上，除师生疏离不存在差异，其他维度存在十分显著的年级差异。LSD比较发现，中职一年级与中职三年级在师生疏离上没有显著差异，中职二年级与中职三年级在师生疏离上差异显著；中职一年级、二年级与中职三年级在学习倦怠其他维度上差异显著；另外中职一年级与中职二年级间在学习倦怠上的差异则都不显著。
|
|
时间价值感 |
时间监控观 |
时间效能感 |
时间管理倾向 |
|
城镇(n = 127) |
36.42 ± 6.95 |
75.43 ± 14.67 |
34.58 ± 7.07 |
146.43 ± 24.51 |
|
乡村(n = 223) |
36.01 ± 6.25 |
73.95 ± 13.83 |
33.09 ± 5.88 |
143.04 ± 23.27 |
|
t |
0.548 |
0.926 |
2.023* |
1.265 |
|
是班干部(n = 108) |
36.44 ± 6.68 |
76.11 ± 13.84 |
34.28 ± 6.61 |
146.82 ± 23.48 |
|
不是班干部(n = 242) |
36.03 ± 6.44 |
73.76 ± 14.24 |
33.34 ± 6.25 |
143.13 ± 23.83 |
|
t |
0.526 |
1.457 |
1.248 |
1.354 |
|
母亲学历a (n = 250) |
36.31 ± 6.31 |
74.61 ± 13.11 |
33.51 ± 6.05 |
144.43 ± 22.27 |
|
母亲学历b (n = 100) |
35.77 ± 6.99 |
74.17 ± 16.50 |
33.93 ± 7.12 |
143.87 ± 27.22 |
|
t |
0.673 |
0.237 |
−0.522 |
0.182 |
|
一年级(n = 119) |
37.14 ± 6.31 |
76.73 ± 14.44 |
34.71 ± 6.68 |
148.59 ± 23.49 |
|
二年级(n = 117) |
37.22 ± 6.21 |
76.97 ± 13.28 |
34.18 ± 6.08 |
148.37 ± 22.80 |
|
三年级(n = 114) |
34.04 ± 6.54 |
69.59 ± 13.52 |
31.93 ± 6.20 |
135.55 ± 22.78 |
|
F |
9.435*** |
10.704*** |
6.422*** |
12.113*** |
|
多重比较 |
③ > ②① |
③ > ②① |
③ > ②① |
③ > ②① |
Table 1. Comparison of differences in time management tendency of secondary vocational students (M ± S)
表1. 中职生时间管理倾向差异比较情况(M ± S)
注：1) 母亲学历a代表初中及以下；母亲学历b代表高中及以上；2) ① 代表中职一年级；② 代表中职二年级；③ 代表中职三年级；3) *P < 0.05, **P < 0.01, ***P < 0.001。
|
|
情绪耗竭 |
学习低效能感 |
师生疏离 |
生理耗竭 |
学习倦怠 |
|
城镇(n = 127) |
16.91 ± 5.93 |
14.57 ± 4.27 |
7.97 ± 3.52 |
9.57 ± 3.59 |
49.02 ± 13.66 |
|
乡村(n = 223) |
16.89 ± 5.27 |
15.28 ± 3.91 |
7.50 ± 3.05 |
9.24 ± 3.10 |
48.91 ± 11.50 |
|
t |
0.040 |
−1.543 |
1.304 |
0.875 |
0.082 |
|
是班干部(n = 108) |
15.41 ± 5.04 |
14.22 ± 4.10 |
6.98 ± 2.76 |
9.32 ± 3.39 |
45.94 ± 12.03 |
|
不是班干部(n = 242) |
17.56 ± 5.59 |
15.38 ± 4.00 |
7.98 ± 3.29 |
9.38 ± 3.24 |
50.29 ± 12.22 |
|
t |
−3.569** |
−2.453* |
−2.927** |
−0.145 |
−3.116** |
|
母亲学历a (n = 250) |
16.86 ± 5.36 |
14.94 ± 3.91 |
7.54 ± 3.07 |
9.07 ± 3.10 |
48.41 ± 11.78 |
|
母亲学历b (n = 100) |
16.99 ± 5.88 |
15.22 ± 4.41 |
7.99 ± 3.40 |
10.09 ± 3.61 |
50.29 ± 13.51 |
|
t |
−0.191 |
−0.554 |
−1.151 |
−2.474* |
−1.217 |
|
一年级(n = 119) |
16.56 ± 5.65 |
14.55 ± 3.84 |
7.87 ± 3.31 |
9.11 ± 3.38 |
48.09 ± 12.49 |
|
二年级(n = 117) |
15.84 ± 5.11 |
14.37 ± 4.40 |
7.13 ± 3.23 |
8.89 ± 3.22 |
46.22 ± 12.13 |
|
三年级(n = 114) |
18.33 ± 5.50 |
16.18 ± 3.69 |
8.02 ± 2.90 |
10.11 ± 3.14 |
52.64 ± 11.48 |
|
F |
6.454*** |
7.166*** |
2.649 |
4.647*** |
8.648*** |
|
多重比较 |
③ > ②① |
③ > ②① |
③ > ② |
③ > ②① |
③ > ②① |
Table 2. Comparison of differences in learning burnout among secondary vocational students (M ± S)
表2. 中职生学习倦怠差异比较情况(M ± S)
注：1) 母亲学历a代表初中及以下；母亲学历b代表高中及以上；2) ① 代表中职一年级；② 代表中职二年级；③ 代表中职三年级；3) *P < 0.05, **P < 0.01, ***P < 0.001。
3.1.3. 中职生学习拖延差异比较
由表3可知，城市中职学生在学习行为及学习执行上存在差异(P < 0.05)，然而在学习计划、学习状态及总分上无统计学意义(P > 0.05)；在是否为班干部的比较上，中职生在学习计划、学习行为、学习执行及总分上存在差异(P < 0.05)；在学历比较上，母亲学历在学习拖延上存在差异(P < 0.05)。在学习拖延上母亲学历越高的学生比母亲学历较低的学生的得分越低；在年级的比较上，中职各个年级的学生在学习拖延上存在差异且显著。通过多重比较发现，在学习拖延上一、二年级分别与三年级差异十分显著，但一年级与二年级差异则都不显著。从发展趋势看，中职生学习拖延程度从一年级到三年级有明显上升趋势。
|
|
学习计划 |
学习状态 |
学习行为 |
学习执行 |
学习拖延 |
|
城镇(n = 127) |
13.46 ± 4.83 |
10.65 ± 3.85 |
12.42 ± 4.75 |
7.79 ± 3.45 |
44.32 ± 15.30 |
|
乡村(n = 223) |
14.14 ± 4.42 |
10.85 ± 3.54 |
13.56 ± 4.62 |
8.63 ± 3.11 |
47.18 ± 14.25 |
|
t |
−1.304 |
−0.477 |
−2.186* |
−2.272* |
−1.724 |
|
是班干部(n = 108) |
13.09 ± 4.19 |
10.33 ± 3.62 |
11.91 ± 4.37 |
7.76 ± 3.17 |
43.09 ± 13.97 |
|
不是班干部(n = 242) |
14.26 ± 4.70 |
10.98 ± 3.66 |
13.7 ± 4.73 |
8.57 ± 3.27 |
47.51 ± 14.81 |
|
t |
−2.31* |
−1.537 |
−3.448** |
−2.202* |
−2.680** |
|
母亲学历a (n = 250) |
14.25 ± 4.54 |
11.11 ± 3.66 |
13.52 ± 4.75 |
8.71 ± 3.26 |
47.6 ± 14.69 |
|
母亲学历b (n = 100) |
13.01 ± 4.57 |
9.95 ± 3.51 |
12.21 ± 4.43 |
7.35 ± 3.06 |
42.52 ± 14.10 |
|
t |
2.301* |
2.764** |
2.448* |
3.69** |
3.007** |
|
一年级(n = 119) |
12.92 ± 4.36 |
9.93 ± 3.50 |
12.21 ± 4.12 |
7.78 ± 3.07 |
42.84 ± 13.20 |
|
二年级(n = 117) |
13.37 ± 4.81 |
10.34 ± 3.63 |
12.31 ± 4.74 |
7.95 ± 3.50 |
43.97 ± 15.21 |
|
三年级(n = 114) |
15.46 ± 4.16 |
12.11 ± 3.49 |
14.98 ± 4.71 |
9.27 ± 3.00 |
51.83 ± 14.04 |
|
F |
10.782*** |
12.414*** |
13.919*** |
7.526*** |
13.804*** |
|
多重比较 |
③ > ②① |
③ > ②① |
③ > ②① |
③ > ②① |
③ > ②① |
Table 3. Comparison of differences in learning delay among vocational school students (M ± S)
表3. 中职生学习拖延差异比较情况(M ± S)
注：1) 母亲学历a代表初中及以下；母亲学历b代表高中及以上；2) ① 代表中职一年级；② 代表中职二年级；③ 代表中职三年级；3) *P < 0.05, **P < 0.01, ***P < 0.001。
3.2. 学习倦怠、时间管理倾向及学习拖延的相关分析
表4显示，在本研究中，这三者均存在显著相关。时间管理倾向与学习倦怠呈显著负相关，表示时间管理能力高的学生，他们的学习倦怠水平低；时间管理倾向与学习拖延呈显著负相关，表示时间管理能力高的学生，他们在学习过程中较少出现拖延行为；学习倦怠与学习拖延呈显著正相关，表示学生的学习倦怠水平高，就出现多的学习拖延行为。
|
|
均分 |
学习倦怠 |
时间管理倾向 |
学习拖延 |
|
学习倦怠 |
48.95 ± 12.30 |
1 |
|
|
|
时间管理倾向 |
144.27 ± 23.75 |
−0.52*** |
1 |
|
|
学习拖延 |
46.15 ± 14.68 |
0.56*** |
−0.47*** |
1 |
Table 4. Relevance of learning burnout, time management tendency and learning delay of secondary vocational students
表4. 中职生学习倦怠、时间管理倾向及学习拖延的相关
注：***P < 0.001。
3.3. 学习倦怠的中介作用分析
参照温忠麟等介绍的中介效应检验方法(温忠麟，叶宝娟，2014)，探究学习倦怠在时间管理倾向对学习拖延之间的中介作用。结果表明：时间管理倾向负向预测学习拖延(β = −0.24, P < 0.001)，时间管理倾向负向预测学习倦怠(β = −0.52, P < 0.001)，学习倦怠正向预测学习拖延(β = 0.43, P < 0.001)，那么时间管理倾向通过学习倦怠对学习拖延产生部分中介作用。中介效应为−0.139，其中中介效应占总效应的48.4%。如图1所示。
Figure 1. The mediation model of learning burnout and the standardized regression coefficients of each path
图1. 学习倦怠中介模型及各路径标准化回归系数
4.1. 中职生时间管理倾向、学习倦怠与学习拖延之间的关系
表4显示，时间管理倾向与学习倦怠呈显著负相关，所以可以看出时间管理倾向对学习倦怠有一定的影响。有资料显示，懂得合理安排时间的学生不论在学习上，还是在日常的生活中都会有一个适当的计划，他们在做事比较有目的性，所以他们往往能够迅速有效地完成学习和工作任务，容易取得成功，在心理上得到满足，减少或消除学习倦怠感的产生。相反，时间管理较差的学生，他们在时间上安排不合理，可能会使学习任务不能按时完成，就容易产生消极情绪。有研究就表明过度的紧张感会导致倦怠，所以时间管理倾向低的学生容易产生学习倦怠(Senecal et al., 1995)。这就验证了时间管理倾向对学习倦怠有负向影响。
在表4中也表明时间管理倾向与学习拖延呈负相关。在进行回归分析之后，他们仍存在显著负向预测作用。学生学习拖延的原因可能是他们在学习过程中没有认识到时间的珍贵，所以在学习开始时就没有制定合理的学习计划，那么他们在过程中需要做什么、具体怎样做、以及什么时间做完等都没有一个清晰合理的安排，从而在学习过程中会出现拖延情况。
学习倦怠与学习拖延之间是呈显著的正相关。学习倦怠是学生在学习过程中因为学习压力过大，课业负担过重，以及个人心理层次上的因素，而产生身心耗竭、个人学习效能感低的现象(杨志刚，王红怡，2010)。当学生由于学习压力过大时，学生在学习上就会产生学习倦怠，学生学习低效能感时，慢慢就不想学习，也没有精力去学习，最后表现为学习的停滞不前。对于更困难麻烦的学习任务学习执行力更低，他们不再会去认真完成自己的学习计划与任务，做事拖沓，学习效率低。总而言之，学生要是产生了学习倦怠，他们不但会逐渐丧失学习兴趣，使得学习的积极性降低，还会在遇到问题时不去坚持，逃避学习任务，由此引起学习成绩大幅度降低，最终形成严重的学习拖延状况。
4.2. 学习倦怠对时间管理倾向和学习拖延的中介作用
本研究显示，通过学习倦怠的中介作用使时间管理倾向对学习拖延产生影响。中介作用是指不良时间管理倾向的个体，在产生学习倦怠的情况下，其产生学习拖延的可能性增高。单独的学习倦怠和单独的时间管理倾向导致个体出现学习拖延的影响力要弱一些。当一个时间管理倾向能力不高的个体，如果产生学习倦怠后，其发生学习拖延的可能性大大增加。有研究显示，时间管理差的个体往往缺乏清楚的目标和规划，难以根据学习任务的紧要性去合理安排时间，使得其在学习上压力过大，然后随之产生学习倦怠(Senecal et al., 1995)；同时倦怠的产生使得学习效率大幅降低并引起个体产生消极情绪(刘敏，2016)，而拖延行为也因为学生消极的学习态度使得他们学习拖沓，所以学生产生倦怠感时会产生严重的负面情绪，最终表现为学习的拖延行为。因此，学生就是在学习中因为时间管理不当而产生心理上的倦怠并进一步发展到行为上的拖延加重。因此，学生在发生学习拖延时，可以通过培养和提高学生应对学业压力的能力及时间管理能力来降低学生学习拖延。
中职学生的时间管理倾向、学习倦怠和学习拖延存在显著相关；此外，学习倦怠和时间管理倾向分别对中职生学习拖延有直接影响，且时间管理倾向对中职生的学习拖延通过学习倦怠有间接影响。