大学生应对方式与拖延行为的关系
——自尊的中介作用

柯丹露，谢威士

（1.安徽农业大学 心理健康教育中心，安徽 合肥 230036；2.合肥师范学院 教师教育学院，安徽 合肥 23006l）

0 引言

拖延行为是“推迟既定任务的非理性倾向”[1].国外有学者认为拖延行为是推迟开始或完成必须要完成的任务时对心理或情绪等造成的负面影响行为[2]，李晓东[3]认为“拖延”具有以下4个特点：自愿（主动自愿和被动自愿）、回避（时间是回避义务的一种工具）、非理性（对未来抱有侥幸心理）、情绪困扰（不良后果引起的糟糕情绪体验）.

国内外针对拖延行为的多项研究表明，大学生的拖延行为与其应对方式和自尊都存在着十分密切的联系.刘瑞[4]的研究表明研究生群体的拖延行为与其应对方式之间的相关性比较显著，不同的应对策略（积极、消极）对研究生这一群体的拖延行为具有预测性.韩贵宁[5]运用“应对方式问卷（CSQ）”进行的研究表明，大学生的学业拖延与自责、退避、合理化、幻想等4个因子（应对方式）之间皆呈显著正相关，而与解决问题因子（应对方式）之间则呈显著负相关.Di Fabio、文献[6-8]的研究也表明，个体的自尊与其拖延行为存在着显著的负相关，文献[9-11]的研究结果为我们研究大学生应对方式和拖延行为之间的中介变量提供了理论支撑.

综上所述，本研究旨在从大学生应对问题的方式、自尊水平等方面入手，对其拖延行为展开研究，并通过建立回归模型等方法来验证大学生的自尊在应对方式、拖延行为二者之间是否存在统计学中的中介效应.

1 研究方法

1.1 被试

以整班抽取的方式，随机选取南京某高校480名在校大学生为被试群体，回收466份问卷，回收率为97%.剔除13份无效问卷后，共得到453份有效问卷，有效率97%.其中男生148人，女生305人；文科生261人，理科生192人.

1.2 研究工具

1.2.1 Aitken 拖延问卷（API）

该问卷是Aitken评估大学生的长期拖延行为而编制的自评量表[12]，共19个条目，使用5点记分法，其中共9个反向记分条目.陈小莉等[13]的研究结果表明，该问卷具有良好的信效度，可以在大学生群体中进行施测.全量表的内部一致性α系数为0.765.

1.2.2 简易应对方式量表（SCSQ）

该量表由汪向东等[14]整合国内外相关问卷在中国文化背景下编制而成，本量表共20个条目，分积极应对（前12题）、消极应对（后8题）两个维度.本次施测后得出两个分量表的内部一致性α系数分别为0.744（积极应对）和0.722（消极应对），全量表的内部一致性α系数为0.735.

1.2.3 自尊量表（SES）

Rosenberg编制的自尊量表共有10个条目，得分越高，说明自尊水平越高，反之亦然[14].该量表具有良好的信效度.本次施测后得出的内部一致性α系数为0.732.

1.3 统计方法

使用SPSS 22.0对所得数据进行统计分析处理.本研究使用平衡条目顺序、匿名测验等方式对自评问卷的共同方法偏差进行控制，数据采集并未存在严重的偏差，可以进行进一步的分析处理.

2 研究结果

2.1 大学生的自尊、应对方式（积极、消极）和拖延行为的描述性统计

表1为大学生自尊、应对方式和拖延行为在性别、专业上的差异，可以看出，男、女大学生在自尊水平、消极应对两个维度上的得分均不存在显著差异（P＞0.05）；他们在积极应对和拖延上的得分都存在着显著差异，其中，女生在积极应对上的得分明显高于男生（P＜0.05），女生在拖延行为上的得分明显低于男生（P＜0.05）.文、理科大学生在消极应对、拖延行为两个维度上的得分均不存在显著差异（P＞0.05）；他们在自尊水平、积极应对上的得分都存在着显著差异，其中，理科生的自尊水平明显高于文科生（P＜0.05），而理科生的积极应对得分明显低于文科生（P＜0.01）.

表1 自尊、应对方式和拖延行为在性别、专业上的差异（±s）

表1 自尊、应对方式和拖延行为在性别、专业上的差异（±s）

注：*** 表示 P＜0.001，** 表示 P＜0.01，* 表示 P＜0.05，下同.

因子 自尊 积极应对 消极应对 拖延行为男女t 20.98±3.54 1.88±0.45 1.25±0.59 2.55±0.50 21.44±3.89 1.97±0.43 1.19±0.50 2.45±0.50 1.246 2.036* -1.134 -1.977*文科生 20.97±3.53 1.99±0.45 1.23±0.54 2.49±0.51理科生 21.71±3.79 1.87±0.41 1.19±0.51 2.47±0.48 t -2.137* 2.846** 0.713 0.336

2.2 大学生的自尊、应对方式（积极、消极）和拖延行为间的相关

大学生自尊、应对方式（积极、消极）和拖延行为的相关分析结果显示，各个变量间的相关性水平均显著，结果见表2.大学生的自尊水平与积极应对间存在显著的正相关，而与消极应对、拖延行为二者之间皆呈显著的负相关，积极、消极的应对策略分别与拖延行为呈显著的负相关和正相关.

表2 自尊、应对方式和拖延行为的相关矩阵

2.3 应对方式（积极、消极）、自尊对拖延行为影响的多元回归分析

使用分层回归分析法对应对方式（积极、消极）、自尊、拖延行为进行分析，其中，以应对方式（积极、消极）为自变量，拖延行为为因变量，自尊为中介变量，来建立三者之间影响的回归模型.模型的第一层放入应对方式（积极、消极），以期探索不同的应对策略对拖延行为的贡献，模型的第二层放入自尊，以期研究积极、消极的应对方式、自尊对拖延行为的共同预测作用.

表3为大学生自尊、积极、消极应对方式对拖延行为的回归分析，可以看出，以应对方式预测拖延行为的回归模型极其显著[模型第一层，F（2，453）=24.332，P＜0.001]，积极的应对方式可以显著地负向预测大学生的拖延行为，反之亦然.以积极、消极应对方式和自尊共同预测大学生的拖延行为的回归模型极其显著[模型第二层，F（3，453）=24.271，P＜0.001]，在控制了应对方式的前提下，大学生的自尊水平可以显著地负向预测其自身的拖延行为，其增值贡献为4.0%.

表3 自尊、积极、消极应对方式对拖延行为的回归分析

2.4 自尊的中介效应分析

根据中介效应分析的逐步法，如果自尊（中介变量）在应对方式（自变量）对拖延行为（因变量）的预测中起到中介的作用，需要同时满足以下3个条件：1）积极、消极的应对方式显著影响个体的拖延行为，回归系数t检验需显著；2）积极、消极的应对方式能较为显著地预测自尊（中介变量）；3）积极、消极的应对方式与个体自尊可以共同预测拖延行为，尤其控制了应对方式对拖延行为的影响后，自尊依然显著预测拖延行为[15].对于中介效应的具体性质，如果加入自尊（中介变量）后，大学生的积极、消极应对方式对其自身的拖延行为的影响不显著，则自尊起着完全中介效应；如果加入中介变量自尊后，大学生的积极、消极应对方式对拖延行为的影响显著，则自尊起着部分中介效应[16].

为检验自尊的中介效应，本研究试图建立以下3个回归模型：1）模型1，大学生积极、消极的应对方式（自变量）对拖延行为（因变量）的预测效用，见表3；2）模型2，应对方式（自变量）对自尊（中介变量）的预测作用，见表4；3）模型3，不同的应对方式（自变量）与自尊（中介变量）对拖延行为（因变量）的预测效用，研究自尊（中介变量）的预测效力，见表3.

根据温忠麟等[16]于2004年提出的检验中介效应的程序，可以检验部分中介效应和完全中介效应，本研究将依次进行检验，看其是否满足上述中介效应的3个条件.

1）大学生积极、消极的应对方式（自变量）可以显著影响其拖延行为（因变量），见表3.数据显示，积极应对的标准回归系数β=-0.244（P＜0.001），消极应对的β=0.227（P＜0.001），即积极的应对可以显著地负向预测其自身的拖延，而消极应对则相反，满足条件1.

2）大学生积极、消极的应对方式（自变量）可以显著预测其自尊水平（中介变量），见表4，积极应对方式的 β=0.395（P＜0.001），消极应对方式的 β=-0.138（P＜0.01），即积极的应对方式可以显著地正向预测大学生的自尊水平，而消极的应对方式则刚好相反，满足条件2.

3）当控制应对方式对拖延行为的影响后，自尊依然显著影响拖延行为（表3），其对拖延行为的预测的增值贡献为4.0%.加入中介变量（自尊）β=-0.224（P＜0.001）后，积极应对负向预测其自身拖延的β绝对值由0.245降至0.196，消极的应对正向预测拖延的β由0.227降至0.156，但即使标准回归系数降低了，影响依然是显著的（P＜0.001），满足条件3，见图1和图2.

根据上述的检验结果可以看出，大学生的自尊水平在应对方式对拖延行为预测的过程中的中介效应显著.

3 讨论

3.1 大学生的自尊、应对方式与拖延行为的关系

大学生的自尊水平与其拖延之间呈显著的负相关，这与文献[7，8]的研究结果是一致的.这说明自尊水平较低的大学生倾向于从消极方面看待自己，对自我的评价较低，容易产生焦虑、无助、抑郁等负性情绪，故低自尊个体面对任务和挑战时会表现出消极的心态，自我效能感就会降低，从事任务时会分心，继而表现为拖延行为这种方式来应对日常生活中的各种任务.而自尊水平较高的大学生往往在面临挑战时会表现出更强的自我效能感，故而较少出现拖延行为.大学生的自尊水平对拖延行为是具有一定预测作用的.

表4 应对方式（积极、消极）对自尊的回归分析

图1 以积极和消极应对方式预测拖延行为的路径图

图2 以积极和消极应对方式及自尊预测拖延行为的路径图

研究还发现，大学生的积极应对方式和消极应对方式分别与拖延行为呈显著负相关和正相关，这一结果与刘瑞[4]的研究结果一致.大学生之所以采用拖延行为，是因为当任务和挑战出现时，他们习得性地用消极应对方式去面对，而不是主动寻求积极的应对方式，久而久之就会养成拖延的行为方式.故建议大学生在面临任务时，应该寻求积极的应对方式，如调整心态、积极面对、刻苦努力、敢于挑战等，尽量避免消极的应对方式，如回避问题、抵触情绪、推卸责任、瞻前怕后等.大学生的积极应对可以负向预测其自身的拖延，而消极应对则刚好相反.

从上述结果中还可看出，自尊与积极、消极应对分别存在显著的正相关和负相关，这一结果与高志奎[11]的研究结果一致.大学生在遇到问题时的应对方式是受其自尊水平高低影响的.自尊水平较高的大学生更能够接纳自己，更少苛责自己，当遇到压力时会倾向于采用积极的应对策略；而自尊水平较低的大学生对待任务和压力时的态度往往是消极的，当他们在面对较难的任务时倾向于采取谨慎或保守的方式，甚至在遇到困难时会否定自己，继而采取较为消极的应对策略.

3.2 大学生的自尊在应对方式（积极、消极）与拖延行为间的中介作用

研究表明，大学生的积极、消极应对方式可以对其自身的拖延行为产生直接的影响，也可以通过自尊的中介变量作用产生间接影响.具体来说，就是大学生在面临挑战时，如果使用积极的应对方式，其对自尊产生的积极影响会间接地减少自身的拖延行为；如果使用消极的应对方式，其对自尊产生的消极影响会间接地增加自身的拖延行为.这一研究发现填补了国内外关于自尊、应对方式和拖延行为的空白，特别是通过数据统计分析和处理得出了大学生的自尊水平在其应对方式（积极、消极）和拖延行为三者关系中的中介效应，有助于深入了解不同的应对方式是如何通过自尊进而影响个体拖延行为的心理机制问题.

从应对方式对拖延行为的影响来看，个体遇到任务和挑战时采用积极的应对方式，其做事情就会采取制定计划、积极寻找途径和方法、寻求帮助、改变价值观念体系等方式，能够借助一系列的自我调节策略和个体努力，增强个体解决问题和挑战的能力，对自我的正面反馈又会提高自我效能水平，较少出现拖延.

与积极应对方式相比，消极的应对方式是以个体对待任务和挑战时采取不合理解决方式为特征，如压抑、幻想、抱怨、回避、发泄等.倾向于采用消极应对来面临挑战的大学生，可能会对自我解决问题的能力产生怀疑，还可能相信如果处理问题和任务的结果失败就意味着否定或贬低了自己的解决问题的能力，这正是低自尊者的特点.采用消极应对方式的个体倾向于表现低的自尊水平，而低的自尊水平与拖延行为紧密相关[7].国外有研究[17]发现，低自尊个体在面临新的学习任务和挑战时，倾向于采用拖延的方式加以应对.

4 结论

大学生的应对方式（积极、消极）、自尊与拖延行为两两间存在显著的相关.积极应对、自尊水平与拖延间存在显著的负相关，消极应对则刚好相反.大学生的积极应对与自尊水平可以显著地负向预测其自身的拖延，而消极应对则刚好相反；同时，积极应对可显著地正向预测个体的自尊水平，而消极应对则显著负向预测自尊.大学生的自尊水平在其应对方式（积极、消极）与拖延行为关系之间存在部分中介效应.