小學高年級學生父母教養(yǎng)方式與學業(yè)拖延的關系：時間管理傾向的中介作用 *

鄭治國 劉建平 董圣鴻 蔣 艷 廖 華

(1 江西師范大學初等教育學院，南昌 330022) (2 江西師范大學心理學院，南昌 330022)(3 南昌師范學院教育系，南昌 330032)

1 引言

學業(yè)拖延是指個體具有推遲完成學習任務的傾向，導致學習任務未能被按時完成或者在任務截至期限臨近前被匆忙完成（Solomon & Rothblum,1984）。學業(yè)拖延不僅導致個體學業(yè)成績下降，還可能導致個體產生低自尊，自我效能感降低，從而引發(fā)個體的焦慮、壓抑、內疚、自責等消極情緒體驗（龐維國, 2010; Ferrari, 2000; Kim & Seo, 2015;Stead, Shanahan, & Neufeld, 2010）。研究顯示，小學兒童學業(yè)拖延現(xiàn)象隨年級升高逐步上升，呈現(xiàn)出隨學習情景和任務的改變而發(fā)生變化的趨勢（馬雪玉, 張亞利, 2016; 王金霞, 王吉春, 2015）。

父母教養(yǎng)方式是父母教養(yǎng)態(tài)度、觀念和行為的綜合，反映了親子互動的性質，對子女的性格養(yǎng)成、心理健康及人格整體發(fā)展等方面具有重要的影響（張萌, 陳英和, 2013）。大量研究顯示，不同類型的父母教養(yǎng)方式會增強或削弱兒童的自我管理能力，導致其減少或增多拖延行為（Lay,1986）。例如，拖延行為與高父母期待和指責正相關（Frost, Lahart, & Rosenblate, 1991），與情感溫暖理解負相關（Ferrari & Olivette, 1994）。Flett,Hewitt和Martin（1995）甚至認為，拖延可能是對父母粗暴專制型教養(yǎng)方式的一種回應。國內研究也表明，專制型父母教養(yǎng)方式會導致兒童出現(xiàn)更多的學業(yè)拖延行為（唐凱晴等, 2014）；父母對小學生的情感溫暖和理解關注越多，孩子出現(xiàn)拖延行為的幾率越小，而父母對小學生越嚴厲、懲罰越多，孩子出現(xiàn)拖延行為的可能性也越大（馬雪玉, 張亞利, 2016; 王金霞, 王吉春, 2015）。除了直接影響外，研究顯示父母教養(yǎng)方式也通過中介變量作用于子女拖延。李寧、閆春平、李青青和楊世昌（2014）以大學生為對象完成的研究發(fā)現(xiàn)，母親偏愛因子對學業(yè)拖延有直接影響，還通過時間管理傾向的計劃因子的部分中介作用對大學生的學業(yè)拖延有間接影響。他們認為，父母教養(yǎng)方式影響時間管理傾向，時間管理傾向中的設置目標、計劃和反饋性與大學生拖延程度呈顯著負相關，這說明父母教養(yǎng)方式可能通過時間管理傾向影響學業(yè)拖延。

時間管理傾向是個體在時間價值和意義認識的基礎上，在活動和時間關系的監(jiān)控和評價中所表現(xiàn)出來的心理和行為特征（黃希庭, 張志杰,2001a）。黃希庭和張志杰（2001a）認為，時間管理傾向是種人格特征，包含時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感三個維度。時間管理傾向對學業(yè)拖延有良好的預測作用（Solomon & Rothblum,1984），是影響拖延的一個重要因素（畢重增, 彭香萍, 2005; Ferrari & Olivette, 1994）。多項研究（Flett, Blankstein, & Martin, 1995; Ferrari & Díaz-Morales, 2007a）表明，學業(yè)拖延者在有時間限制的工作任務中體驗到的壓力更大，更易出現(xiàn)厭倦等負面情緒，導致個體回避任務。時間管理能力弱者，他的學習成績就越差，學業(yè)拖延情況也越嚴重（雷家萍, 魯媛, 濮梅，曹佃省，2014）。

如前所述，父母教養(yǎng)方式與時間管理傾向是預測學業(yè)拖延的重要因素。父母教養(yǎng)方式對子女的人格和個性形成有著深遠的影響，而時間管理傾向作為個體的人格特質之一（黃希庭, 張志杰,2001a），在發(fā)展過程中會不會受到父母教養(yǎng)方式的影響呢？李玲、黃艷蘋、劉建平（2007）和趙海信（2009）等以大學生為對象的研究均認為父母教養(yǎng)方式對時間管理傾向具有重要影響。比如，父親偏愛對大學生的時間價值感、父親情感溫暖理解對大學生時間監(jiān)控觀和時間效能感都具有很好的預測作用（趙海信, 2009）。那么，父母教養(yǎng)方式、時間管理傾向和學業(yè)拖延三者之間的關系又如何呢？李寧等（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，時間管理傾向中的計劃因子在父母教養(yǎng)方式中的母親偏愛與大學生學業(yè)拖延之間起部分中介作用。然而，對現(xiàn)有研究進一步的梳理發(fā)現(xiàn)，盡管目前關于學業(yè)拖延的研究很多，但大多關注大學生，且已有的研究也僅局限于幾個變量之間的相關關系（例如,高軍, 2011; 李寧等, 2014; 王金霞, 王吉春, 2015），并且大部分是兩個變量之間的相關（例如, 雷家萍等, 2014; 馬欣儀, 凌輝, 張建人, 熊戀, 李新利，2011;馬雪玉, 張亞利, 2016; 潘發(fā)達, 黃玨, 王柳生, 2010;趙海信, 2009），并沒有綜合分析多個變量之間的結構關系模型，至于小學生父母教養(yǎng)方式、時間管理傾向與學業(yè)拖延三者之間關系的研究很少。

小學階段是大廈之基，更是個體身心發(fā)展急劇變化的過渡階段。不同于低年級兒童更多地受外界（家長和老師）的權威約束、調節(jié)自己的行為，小學高年級兒童的行為逐步發(fā)展到受內部自我認識的制約、調節(jié)，但是內部自控能力又尚未發(fā)展起來，從而導致學業(yè)拖延成為小學高年級學生教育中一個常見而棘手的問題（馬雪玉, 張亞利,2016; 王金霞, 王吉春, 2015）。因此，本研究以小學高年級學生為被試，對父母教養(yǎng)方式、時間管理傾向與學業(yè)拖延之間的關系進行考察，并檢驗時間管理傾向在其中的中介作用。

2 方法

2.1 被試

采用整群抽樣的方法選取某地區(qū)三所小學四、五、六年級的790名學生進行問卷調查。共發(fā)放問卷790份，回收有效問卷651份，回收率83.35%。其中四年級196人，五年級235人，六年級220人；男生340人，女生311人；被試年齡9～13歲，平均年齡11.32 歲，標準差1.24。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年時間管理傾向量表

采用黃希庭、張志杰等人編制（2001b）的青少年時間管理傾向量表。該量表共44道題，包括時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感三個分量表；采用Likert式5點計分，從“完全不符合”至“完全符合”分別評定為1～5分。其中9、17、30、4l、27題為反向計分；被試的總分越高，表明個體的時間管理傾向水平就越高。本研究中，總量表的Cronbach a系數(shù)為0.822；時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感三個分量表的Cronbach a系數(shù)分別為0.680、0.708、0.788。

2.2.2 父母教養(yǎng)方式量表

采用瑞典Umea大學精神醫(yī)學系C.Perris等人編制的父母教養(yǎng)方式量表，中文版的由中國醫(yī)科大學岳冬梅等人修訂（岳冬梅, 李鳴杲, 金魁和, 丁寶坤, 1993），用以評價父母的教養(yǎng)態(tài)度和行為。以往的研究表明，該量表具有良好的信度和效度，包括11個維度：父親情感溫暖與理解、父親懲罰嚴厲、父親過分干涉、父親偏愛被試、父親拒絕否認、父親過度保護、母親情感溫暖與理解、母親過度干涉保護、母親拒絕否認、母親懲罰嚴厲、母親情感溫暖與理解，共66個項目，分別對父親、母親采用四級評分。總量表的Cronbach系數(shù)為0.883，分量表Cronbach a系數(shù)為0.625～0.797。

2.2.3 學業(yè)拖延量表

采用加拿大學者Clarry Lay編制（1986）的一般拖延量表學生版，李蒙蒙（2013）根據(jù)小學生的學習特點和實際學習情況進行了修訂，用以評價小學生的學業(yè)拖延行為。量表共 20道題，Likert式5點計分。量表的Cronbach a系數(shù)為0.824。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS17.0和Mplus7.0 對數(shù)據(jù)進行分析處理。

3 結果

3.1 共同方法偏差控制與檢驗

本研究收集數(shù)據(jù)的方法是自陳法，有可能存在共同方法偏差，因此在問卷施測的過程中，采取了嚴格的程序控制：施測過程中，強調絕對保密，告訴被試問卷是匿名填寫，且僅用于學術研究；此外，還將不同問卷分開編排、使用不同的計分方式等。數(shù)據(jù)分析過程中，采用單一未測法潛變量法檢驗共同方法偏差，結果顯示，52個因子特征根大于1，第一個因子僅能解釋12.25%，遠小于40%的臨界值標準，表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題（熊紅星, 張璟, 葉寶娟, 鄭雪,孫配貞, 2012）。

3.2 小學高年級學生父母教養(yǎng)方式、時間管理傾向與學業(yè)拖延的相關

相關分析結果顯示，父親教養(yǎng)方式中，情感溫暖理解、懲罰嚴厲、拒絕否認3個維度與小學高年級學生學業(yè)拖延程度呈顯著負相關（r=-0.311,p＜0.01; r=-0.148, p＜0.01; r=-0.156, p＜0.01），其他維度與拖延程度相關均不顯著。在母親教養(yǎng)方式中，情感溫暖理解、懲罰嚴厲、拒絕否認3個維度與小學高年級學生學業(yè)拖延程度呈顯著負相關（r=-0.308, p＜0.01; （r=0.194, p＜0.01; r=0.187,p＜0.01）；母親過度干涉保護維度與學業(yè)拖延程度呈顯著正相關（r=0.080, p＜0.05）。小學高年級學生時間管理傾向總分、時間價值感、時間監(jiān)控觀、時間效能感與小學高年級學生學業(yè)拖延程度呈顯著負相（r=-0.547, p＜0.01; r=-0.272, p＜0.01;r=-0.537, p＜0.05; r=-0.500, p＜0.05），具體見表 1 。

3.3 時間管理傾向各因子在父母教養(yǎng)方式各因子與學業(yè)拖延的中介作用

根據(jù)小學生父母教養(yǎng)方式、時間管理傾向因子與學業(yè)拖延之間的相關結果，進一步探討時間管理傾向因子是否在父母親教養(yǎng)方式因子與小學高年級學生學業(yè)拖延中間起中介作用。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）與方杰、溫忠麟、張敏強、孫配貞（2013）提出的方法，使用Mplus進行結構方程模型檢驗。

表1 父母教養(yǎng)方式、時間管理傾向與學業(yè)拖延之間的相關、均值和標準差（N=651）

首先，對父母教養(yǎng)方式、時間管理傾向、學業(yè)拖延三個潛變量的數(shù)據(jù)進行標準化處理，檢驗父母教養(yǎng)方式因子對學業(yè)拖延的的直接作用。結果表明，在沒有時間管理傾向時，父母教養(yǎng)方式之父親情感溫暖理解、父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親情感理解、母親懲罰嚴厲、母親過度干涉保護、母親拒絕否認因子對學業(yè)拖延的預測顯著。父母教養(yǎng)方式中父親情感、理解與母親情感、理解因子對學業(yè)拖延有負向預測作用，即父母親過度的包容與理解孩子反而會增加孩子的拖延行為，因此在生活與學習中對孩子的行為進行適當?shù)目刂票夭豢缮佟＞唧w數(shù)據(jù)見表2。

接下來，檢驗時間管理傾向的三個維度，即時間價值感、時間監(jiān)控觀、時間效能感的中介作用。以父母教養(yǎng)方式各因子作為自變量，時間價值感、時間監(jiān)控觀、時間效能感為中介變量，學業(yè)拖延為因變量建構模型。采用Mplus7.0對結構方程模型進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，絕對擬合指數(shù)（SRMR）、近似誤差方根（RMSEA）、標準擬合指數(shù)（NFI）、相對擬合指數(shù)（CFI）等都達到了可以接受的統(tǒng)計學標準。這說明數(shù)據(jù)對模型擬合較好。

模型中父親情感溫暖理解、父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親情感溫暖理解、母親懲罰嚴厲、母親拒絕否認6個因子對學業(yè)拖延的路徑系數(shù)均未達到顯著性水平；而母親過度干涉保護因子對學業(yè)拖延的路徑系數(shù)達到了顯著性水平。

所有模型中，時間效能感因子作為中介變量的路徑系數(shù)均達到了顯著性水平；而時間價值感、時間監(jiān)控觀2個因子作為中介變量的路徑系數(shù)均未達到顯著性水平，影響路徑系數(shù)的標準化估計值如圖1所示。間接效應值將在下文中一一進行描述。

表2 小學高年級學生學業(yè)拖延影響因子的回歸分析

圖1 父母教養(yǎng)方式、時間效能感與學業(yè)拖延的中介模型（N = 651）

3.4 影響效應分析

為了進一步展現(xiàn)結構模型內中介變量作用的大小，分別計算出自變量與因變量各效應的大小及所占的比例，見表3。由表3可知，自變量父母教養(yǎng)方式的父親情感溫暖理解、父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親情感溫暖理解、母親拒絕否認、母親懲罰嚴厲因子對學業(yè)拖延的影響都可以通過中介變量時間效能感來間接影響；母親過度干涉保護不僅可以通過直接效應對學業(yè)拖延產生影響，還可以通過中介變量時間效能感來間接影響。

表3 父母教養(yǎng)方式對學業(yè)拖延的效應分解

4 討論

個體在形成習慣與建立信念的過程中，父母的教養(yǎng)方式起著很大的指導作用，良好的父母教養(yǎng)方式能夠伴隨兒童的健康成長。Burka和Yuen（1983）的研究發(fā)現(xiàn)，如果家長在日常生活中是拖延者，那么他表現(xiàn)出來的各種拖延行為就會間接的影響到孩子的行為。如果父母教養(yǎng)方式是情感型的，兒童呈現(xiàn)拖延的現(xiàn)象越少；反之，如果父母對孩子的期望高、批評次數(shù)頻繁，兒童呈現(xiàn)拖延現(xiàn)象就越嚴重（Ferrari & Díaz-Morales, 2007b）。

本研究結果顯示，父親情感溫暖理解、母親情感溫暖理解與小學高年級學生的學業(yè)拖延成負相關，而父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親懲罰嚴厲、母親拒絕否認、母親過度干涉保護型教養(yǎng)方式則與學業(yè)拖延呈顯著正相關，McCown,Pretzel和Rupert（1987）認為在生活上、學業(yè)上得到父母情感支持與理解的學生更容易形成良好的獨立性和自我管理能力，有較強的學習愿望和主動性，較少出現(xiàn)學業(yè)拖延。但是父母溺愛、縱容和控制孩子的做法只會讓其形成消極的自我意識，削弱其自我控制能力，降低其學習價值感，使其逃避學習任務。

父母教養(yǎng)方式中的父親情感溫暖理解、母親情感溫暖理解因子能負向預測小學高年級學生的學業(yè)拖延程度，對小學高年級學生的學業(yè)拖延有直接影響。而父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親懲罰嚴厲、母親拒絕否認、母親過度干涉保護因子能正向預測小學高年級學生的學業(yè)拖延程度。越來越多的研究顯示，父母親的教養(yǎng)方式對孩子拖延行為的影響越來越大，尤其是父親的作用越來越顯著。父親、母親的情感溫暖理解使得個體在一個溫馨、民主的家庭環(huán)境中成長，父親越關心、理解兒童，兒童的拖延程度就越低；反之，兒童的拖延行為就越高。此外，父母親的懲罰嚴厲、拒絕否認均能正向預測兒童的拖延行為，即父母越肯定與獎勵孩子，孩子的自信心就會越高，對自己就會有更多的內部動機，從而更加肯定自己，對自己有更多的認識與監(jiān)督，減少拖延行為。母親過度干涉保護因子能正向預測小學高年級學生的學業(yè)拖延程度，即小學高年級的學生剛具備自我認識的能力，他們即想要獨立，要從母親的光環(huán)下脫離出來，這就要求母親不能更多的干涉他們的學習與生活，越多干涉保護他們，他們越反抗、越不能獨立，拖延現(xiàn)象也越明顯。

本研究還發(fā)現(xiàn)，小學高年級學生時間管理傾向與父母教養(yǎng)方式存在著密切的關系，父母教養(yǎng)方式通過時間管理傾向影響小學生學業(yè)拖延。結構方程模型分析進一步明確了父母教養(yǎng)方式對小學生學業(yè)拖延影響的作用機制，即父母情感溫暖理解、父母親懲罰嚴厲、父母親拒絕否認、以及母親過度干涉保護因子對小學生學業(yè)拖延有直接影響，同時還通過時間效能感完全中介作用小學生的學業(yè)拖延。時間監(jiān)控觀在父親情感溫暖理解、母親情感溫暖理解、父親拒絕否認、母親拒絕否認、母親懲罰嚴厲對學業(yè)拖延的影響中也起到完全中介作用。

本研究結果也發(fā)現(xiàn)，時間管理傾向對小學高年級學生的學業(yè)拖延有顯著負向預測作用，說明個體具備的時間管理能力越高，其學業(yè)拖延程度就會越低，研究結果與李寧等人（2014）、潘發(fā)達等人（2010）的研究結論一致，論證了良好的時間管理或許是減少學業(yè)拖延的一種方法。

通過本研究表明父母在情感上對子女適度的關心、理解，并建立一個民主的家庭環(huán)境等良好的父母教養(yǎng)方式，有助于個體形成合理的時間管理傾向，并可能在一定程度上降低個體的學業(yè)拖延程度，從而減少拖延行為。

5 結論

模型中父親情感溫暖理解、父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親情感溫暖理解、母親懲罰嚴厲、母親拒絕否認6個因子對學業(yè)拖延的路徑系數(shù)均未達到了顯著性水平，即這6個因子對學業(yè)拖延沒有直接效應。而母親過度干涉保護因子對學業(yè)拖延的路徑系數(shù)達到了顯著性水平，即此因子通過直接效應與間接效應的共同作用對學業(yè)拖延產生影響。

父親情感溫暖理解、父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親情感溫暖理解、母親懲罰嚴厲、母親拒絕否認因子對學業(yè)拖延的影響可通過中介變量時間效能感間接實現(xiàn)，即時間效能感在父母教養(yǎng)方式（父親情感溫暖理解、父親懲罰嚴厲、父親拒絕否認、母親情感溫暖理解、母親懲罰嚴厲、母親拒絕否認）與學業(yè)拖延之間起完全中介作用。而母親過度干涉保護因子通過直接效應與間接效應的同時作用對學業(yè)拖延產生影響，即時間效能感在父母教養(yǎng)方式（父親懲罰嚴厲、母親過度干涉保護）與學業(yè)拖延之間起部分中介作用。