1. 引言
中职生作为职业教育的对象，心理方面呈现的很多问题尚未能及时得到关注 [1]。如学习倦怠现象，就是当下中职学校中一个常见又亟待解决的问题 [2]。学习倦怠是指学生在不愿意或缺乏兴趣的情况下被迫学习，导致厌烦、身心疲惫和对学习活动持消极态度的心理状态 [3]。在中职的教育教学过程中，常常能见到学生们存在上课睡觉、迟到早退、不交作业等行为现象，学习上对学习失去兴趣、容易感到疲惫、体会不到成就感且对于学习觉得无所谓的认知想法，这些都属于学习倦怠不同方面的表现 [4]。这种学习状态及其行为表现，不仅对于中职生的学习造成不利影响，更会进一步对其心理健康的其他方面造成危害。目前已有一系列研究显示，学习倦怠对于心理健康状态有着预测作用 [5] [6] [7]。与此同时，长时间的学习态度消极，对生活的方方面面都埋下了不良影响的种子，增加了其日后工作状态的倦怠的可能性。由此可见，对于中职生学习倦怠的研究与解决刻不容缓。
基于学习倦怠可能带来的不良后果，许多国内外学者都对造成学习倦怠的原因进行了一系列研究，包括家庭环境、学校教育、社会环境因素及个人内部因素等等。在教育教学过程中，通常能发现中职生存在时间管理不恰当的情况。通过沟通也了解到，许多同学都承认他们没有足够的时间去做好每一项学业任务，并且在学业任务完成前能感知到时间压力，表现出对学习的兴趣减退、身心疲惫等倦怠状态，对于时间的管理不当有可能是影响其产生学习倦怠的原因之一。有研究表明，增强对于时间的管理会提升人们对于时间的控制感，并能进而改善其相关心理变量的水平 [8]。本文拟进一步研究时间管理对于中职生学习倦怠的影响作用，目前国内研究者对于时间管理的研究大多基于黄希庭提出的时间管理倾向的模型下进行。时间管理倾向是指人们在管理时间上所体现的心理和行为特征，其中包括时间价值感、时间监控感和时间效能感三个方面 [9]。
与此同时，近年来一些研究开始尝试从时间的角度，并利用时间动机理论来研究拖延 [10]。在中职学校中，也存在着学业上的拖延行为。学业拖延是指在学校情境中，推迟要完成的学习任务的倾向 [11]，这种拖延会给学生带来一些不适情绪 [12]，学生明知这种拖延会带来一些不良的后果，却还是会自愿拖延 [13]。目前已有研究表明，中职生时间管理倾向能够负向预测学业拖延 [14]，而过多的学业拖延行为会导致身心耗竭、低成就感等倦怠状况 [15]，这提示学业拖延可能在时间管理倾向对学习倦怠的影响中存在中介作用。弄清是否存在这一中介效应，以便更好地了解中职生的时间管理和学习倦怠之间的关系，并对减少中职生学习倦怠提出相应的建议。
本研究尝试从学习倦怠、学业拖延与时间管理倾向三个方面进行深入研究，首先按性别和年级对中职生进行比较研究，以确定中职生在这三个方面的水平以及是否存在显著性差异。而后进一步探讨在中职生群体之中三者的关系，探究学业拖延在其中是否存在中介效应。
2. 对象与方法
2.1. 对象
本研究抽取杭州市某两所中职学校高一、高二、高三年级中职学生849人，采用问卷法对其时间管理倾向、学业拖延与学习倦怠情况进行收集，排除漏选、多选、多题答案一致等无效问卷后，获得有效问卷671份(占79%)。被试分布情况如下表1：
| 基本信息 | 人数 | 占比 |
| 性别 | 男 | 357 | 53.2% |
| 女 | 314 | 46.8% |
| 年级 | 高一 | 292 | 43.5% |
| 高二 | 228 | 34.0% |
| 高三 | 151 | 22.5% |
Table 1. The statistical table of the distribution of the subjects (N = 671)
表1. 被试分布情况统计表(N = 671)
2.2. 方法
2.2.1. 青少年时间管理倾向量表
采用黄希庭等人编制的时间管理倾向量表 [16]。该量表由3个因素构成，即时间价值感、时间监控观和时间效能感，其中时间价值感由社会取向和个人取向两个维度构成；时间监控观由设置目标、计划、优先级、时间分配和反馈性五个维度构成；时间效能感由时间管理效能和时间管理行为效能两个维度构成。总量表共44题，采用5点计分，得分越高代表时间管理倾向水平越高。
2.2.2. 学业拖延量表
采用西南大学左艳梅编制的中学生学业拖延问卷 [17]，该问卷包括延迟计划、延迟执行、延迟补救和延迟总结四个维度，共16个题目，量表采用Likert5级评分，被试根据自己的实际情况进行选择，1~5对应学生拖延现象符合情况。该量表为反向计量特点，即得分越高，学业拖延程度越低。
2.2.3. 学习倦怠量表
采用吴艳、戴晓阳等编制的青少年学习倦怠问卷 [18]，该问卷将学习倦怠分为身心耗竭、学业疏离及低成就感三个维度，共计26个条目，评定量表采用Likert5级评分。目前该问卷在青少年群体中施测均取得较良好的信效度，被大多数相关学者采纳应用。
2.2.4. 研究程序及数据处理
本研究随机抽取了杭州市两所中职学校的849名学生，以班级为单位进行施测，主试由研究者亲自担任。施测前向学生宣读问卷的用途、填写方式以及保密性，强调答案没有好坏之分，要求学生依据自身真实情况作答。并在施测过程中，及时解决被试提出的问题。问卷采用SPSS 25.0对数据进行处理，中介分析部分采用PROCESS插件的模型4进行分析。
3. 结果
3.1. 描述性统计及人口变量学上的差异分析
3.1.1. 各变量在中职学生性别上的差异比较
对中职学生时间管理倾向、学业拖延以及学习倦怠在性别上的差异进行独立样本t检验，结果如表2所示。如下表所示，中职学生性别在学习倦怠(t = −1.032, p > 0.05)、学业拖延(t = −1.198, p > 0.05)、时间管理倾向(t = 0.647, p > 0.05)总分及其各分维度上均不存在显著差异。
| | 男 (n = 357) | 女 (n = 314) | t | p | Cohen’s D |
| 学习倦怠总分 | 43.08 ± 8.72 | 43.76 ± 8.26 | −1.032 | 0.508 | −0.080 |
| 学业拖延总分 | 49.84 ± 11.49 | 50.87 ± 10.88 | −1.198 | 0.831 | −0.092 |
| 时间管理倾向总分 | 144.10 ± 23.10 | 142.97 ± 22.040 | 0.647 | 0.269 | 0.050 |
Table 2. The difference analysis table of various variables for secondary vocational students of different genders (M ± SD)
表2. 不同性别中职学生各变量上的差异分析表(M ± SD)
3.1.2. 各变量在中职学生年级上的差异比较
采用单因素方差分析，以年级为分类变量对中职学生时间管理倾向、学业拖延与学习倦怠进行差异分析，结果如表3所示。不同年级在学习倦怠中的学业疏离维度上差异显著(F = 4.697, p < 0.01)，且高二年级的学业疏离感要显著高于高一、高三年级。在学业拖延中，中职生的延迟计划存在显著性差异(F = 5.980, p < 0.01)，高一和高三年级显著高于高二年级；中职生的延迟补救(F = 4.011, p < 0.01)、延迟总结(F = 8.213, p < 0.001)同样存在显著性差异，且均为高三年级显著高于高一和高二年级；学业拖延总分上也存在显著的差异(F = 5.080, p < 0.01)，高一和高三的学业拖延均高于高二年级。在时间管理倾向方面，其时间监控观维度存在显著的年级差异(F = 8.213, p < 0.001)，高一显著要高于高二年级。
| | 高一 (n = 292) | 高二 (n = 228) | 高三 (n = 151) | F | p | LSD | 偏η2 |
| 身心耗竭 | 11.06 ± 3.43 | 11.36 ± 3.53 | 11.75 ± 3.39 | 2.018 | 0.134 | / | 0.006 |
| 学业疏离 | 10.49 ± 3.61 | 11.36 ± 3.90 | 10.36 ± 3.53 | 4.697 | 0.009 | 2 > 1, 2 > 3 | 0.014 |
| 低成就感 | 21.19 ± 3.46 | 21.68 ± 3.46 | 21.05 ± 3.62 | 1.851 | 0.158 | / | 0.006 |
| 学习倦怠总分 | 42.74 ± 8.20 | 44.40 ± 8.79 | 43.16 ± 8.58 | 2.547 | 0.079 | / | 0.008 |
| 延迟计划 | 14.12 ± 3.66 | 13.03 ± 3.47 | 13.94 ± 4.12 | 5.980 | 0.003 | 1 > 2, 3 > 2 | 0.018 |
| 延迟执行 | 16.30 ± 3.68 | 15.77 ± 3.78 | 16.46 ± 3.96 | 1.876 | 0.154 | / | 0.006 |
| 延迟补救 | 12.26 ± 3.16 | 11.98 ± 3.10 | 12.91 ± 3.23 | 4.011 | 0.019 | 3 > 1, 3 > 2 | 0.012 |
| 延迟总结 | 8.12 ± 2.34 | 7.76 ± 2.39 | 8.78 ± 2.54 | 8.213 | 0.000 | 3 > 1, 3 > 2 | 0.024 |
| 学业拖延总分 | 50.80 ± 11.13 | 48.54 ± 10.77 | 52.09 ± 11.72 | 5.080 | 0.006 | 1 > 2, 3 > 2 | 0.015 |
| 时间价值感 | 37.74 ± 6.36 | 37.47 ± 6.64 | 38.51 ± 7.78 | 1.093 | 0.336 | / | 0.003 |
| 时间监控观 | 73.64 ± 12.36 | 70.88 ± 12.46 | 73.47 ± 14.60 | 3.297 | 0.038 | 1 > 2 | 0.010 |
| 时间效能感 | 33.44 ± 5.88 | 32.62 ± 5.98 | 33.12 ± 6.24 | 1.185 | 0.306 | / | 0.004 |
| 时间管理倾向总分 | 144.82 ± 21.70 | 140.97 ± 21.97 | 145.10 ± 24.94 | 2.305 | 0.101 | / | 0.007 |
Table 3. The difference analysis table of each variable of secondary vocational students in different grades (M ± SD)
表3. 不同年级中职学生各变量的差异分析表(M ± SD)
注：1 = 高一，2 = 高二，3 = 高三。
3.2. 时间管理倾向、学业拖延与学习倦怠的相关分析
通过对各变量进行双变量分析发现，中职学生时间管理倾向、学业拖延、学习倦怠总分及其各维度之间相互存在显著的相关关系，具体数据见表4。其中，由于该量表为学业拖延为得分越高，学业拖延程度越低的反向测量特点 [19]。因此由结果可知，学习倦怠总分及其三个维度均与学业拖延总分及其四个维度存在显著正相关，学习倦怠总分及其三个维度均与时间管理倾向总分及其三个维度存在显著负相关，学业拖延总分及其四个维度也均与时间管理倾向总分及其三个维度存在显著负相关。且三个变量之间的内部一致性也较高，可见研究的变量间关系得到了初步的支持，可以进一步检验研究假设。
| | 1身心耗竭 | 2学业疏离 | 3低成就感 | 4学习倦怠总分 | 5延迟计划 | 6延迟执行 | 7延迟补救 | 8延迟总结 | 9学业拖延总分 | 10时间价值感 | 11时间监控观 | 12时间效能感 | 13时间管理倾向总分 |
| 1 | 1 | | | | | | | | | | | | |
| 2 | 0.539** | 1 | | | | | | | | | | | |
| 3 | 0.316** | 0.496** | 1 | | | | | | | | | | |
| 4 | 0.772** | 0.860** | 0.756** | 1 | | | | | | | | | |
| 5 | −0.316** | −0.461** | −0.574** | −0.566** | 1 | | | | | | | | |
| 6 | −0.250** | −0.537** | −0.489** | −0.537** | −0.601** | 1 | | | | | | | |
| 7 | −0.219** | −0.506** | −0.589** | −0.552** | −0.665** | −0.608** | 1 | | | | | | |
| 8 | 0.264** | −0.436** | −0.573** | −0.534** | 0.682** | 0.604** | 0.705** | 1 | | | | | |
| 9 | −0.309** | −0.572** | −0.647** | −0.641** | 0.871** | 0.862** | 0.846** | 0.420** | 1 | | | | |
| 10 | −0.083** | −0.289** | −0.259** | −0.266** | 0.314** | 0.410** | 0.421** | 0.331** | 0.434** | 1 | | | |
| 11 | −0.287** | −0.496** | −0.650** | −0.600** | 0.755** | 0.648** | 0.697** | 0.733** | 0.825** | 0.494** | 1 | | |
| 12 | −0.295** | −0.480** | −0.606** | −0.578** | 0.577** | 0.604** | 0.643** | 0.587** | 0.704** | 0.582** | 0.806** | 1 | |
| 13 | −0.268** | −0.499** | −0.612** | −0.578** | 0.681** | 0.656** | 0.698** | 0.676** | 0.791** | 0.739** | 0.937** | 0.904** | 1 |
Table 4. Correlation analysis table of time management tendency, academic procrastination and learning burnout of secondary vocational students
表4. 中职学生时间管理倾向、学业拖延与学习倦怠的相关分析表
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.3. 学业拖延的中介效应检验
由相关分析可知，中职学生时间管理倾向、学业拖延与学习倦怠两两相关，因此可以对学业拖延在其中的中介效应进行分析。参考温忠麟等学者建议的中介效应检验流程 [20]，本研究采用逐步回归法检验学业拖延的中介效应。此检验分以下三个步骤进行(图1)：
第一步：以时间管理倾向为自变量，学业拖延为因变量建立回归方程，检验时间管理倾向对学业拖延的影响。结果表明时间管理倾向对学业拖延存在显著的影响(β = 0.791, p < 0.001)。但由于时间管理倾向为正向测量，而学业拖延量表为得分越高，学业拖延程度越低的反向测量特点，因此二者实际存在负向预测关系。
第二步：以时间管理倾向为自变量，学习倦怠为因变量建立回归方程，检验时间管理倾向对学习倦怠的影响。结果表明，时间管理倾向对学习倦怠存在显著的负向影响(β = −0.578, p < 0.001)。
第三步：以时间管理倾向、学业拖延为自变量，学习倦怠为因变量，检验两者对学习倦怠的影响，结果如表5所示。时间管理倾向对学习倦怠存在显著的负向影响(β = −0.190, p < 0.001)，又因为学业拖延为反向测量，因此学业拖延对学习倦怠存在着显著的正向预测作用(β = −0.491, p < 0.001)。通过进一步的分析发现，学业拖延产生的间接效应的Bootstrap 95%的置信区间不包含0值，说明时间管理倾向对学习倦怠的影响有一部分是通过学业拖延进行的。
| 因变量 | 预测变量 | F | R2 | β | t | p |
| 学业拖延 | 时间管理倾向 | 1120.931 | 0.623 | 0.791 | 33.480 | 0.000 |
| 学习倦怠 | 时间管理倾向 | 335.938 | 0.334 | −0.578 | −18.329 | 0.000 |
| 学习倦怠 | 时间管理倾向 | 246.2815 | 0.424 | −0.190 | −3.948 | 0.000 |
| 学业拖延 | −0.491 | −10.228 | 0.000 |
Table 5. The mediating effect test of academic procrastination
表5. 学业拖延的中介效应检验
Figure 1. The mediation model of academic procrastination between time management tendencies and learning burnout
图1. 学业拖延在时间管理倾向与学习倦怠之间的中介模型图
如表6所示，针对学业拖延的中介效应进行检验，结果表明，学业拖延在时间管理倾向与学习倦怠之间起部分中介作用，中介效应值为0.672，占时间管理倾向对学习倦怠的影响的总效应的67.20%。其中95% Bootstrap置信区间[−0.179, −0.112]均不包含0值，表明其间接效应均达到显著水平。
4. 讨论
在人口学变量上，时间管理倾向、学业拖延和学习倦怠均不存在显著的性别差异，但都存在着一定的年级差异。
| | 间接效应值 | Boot标准误 | Boot LLCI 下限 | Boot ULCI 上限 | 效应占比 |
| 总效应 | −0.218 | 0.012 | −0.241 | −0.194 | |
| 直接效应 | −0.071 | 0.018 | −0.107 | −0.036 | 32.80% |
| 中介效应 | −0.146 | 0.017 | −0.179 | −0.112 | 67.20% |
Table 6. The regression analysis table of time management tendency on academic procrastination of secondary vocational students
表6. 时间管理倾向对中职学生学业拖延的回归分析表
时间管理倾向方面，其时间监控观维度年级差异显著，高一显著要高于高二年级。时间监控观既能反观个人目前时间使用情况、发现自己在时间使用过程中是否存在拖延或浪费的情况，并掌握一定的时间管理技巧的能力。高一学生在对待自己的时间使用以及学习上都有着更积极的态度，并且该校高一年级心理健康课程设置了时间管理的相关课程，对于当下的应用也有一定的帮助。
而在学业拖延方面，中职生的延迟计划差异极其显著，高二年级拖延程度要显著高于高一和高三年级；而延迟补救、延迟总结差异同样极其显著，均为高一、高二年级显著高于高三年级。学业拖延总分上也存在极其显著的差异，高二年级的拖延程度要显著高于高一、高三年级。这与部分研究结果保持一致，都验证了高二年级的学业拖延程度要显著地高于另外两个年级 [21] [22]。对于高二年级的学生来说，他们已经通过一年适应了在校的环境，当下又没有升学的压力和烦恼，加之中职的学习环境相对较为放松，在这种情境下自然容易产生惰性，出现学业拖延。高三年级在延迟补救和延迟总结方面显著较高，主要由于高三在学业压力和课后作业的量上都比另外两个年级要大和多，学生往往无法及时去做好总结和补救工作，这也是值得日后班主任、任课老师等在课堂之余对学生们做好教学和引导的部分。
学习倦怠方面，在学业疏离这一维度上差异极其显著，且高二年级的学业疏离感要显著高于高一、高三年级。这与过往的研究结果相一致，如在对中职学生的学习倦怠进行研究后发现，学习倦怠上高二年级得分最高，学习倦怠程度大于另外两个年级 [23]。虽然本研究在学习倦怠总分上未表现出显著的年级差异，但是高二学生其中学业疏离程度显著高于高一、高三，与实际情况应是相符的。对于刚入学的高一新生来说，他们面对新的环境、新认识的朋友以及新接触的专业，都充满了好奇和求知欲，加之刚刚进入高中，他们大多会认真学习，好好对待考试，不辜负自己的一腔热情。而对于即将面临升学考试的高三年级同学来说，日常最重要的任务之一就是学习，学生们对待高职考也持格外认真的态度，在本研究的结果中，高三年级的学业疏离情况也是相对最低的。此外，高二年级目前既不像高一时那样满腔热血、处处充满好奇，也没有高三年级面临考试即将到来所带来的紧迫感，处于承上启下阶段的他们更积极于各项活动以及专业比赛，为将来的路做打算等，因此相对没有那么在意学习方面，这也可以作为解释在本研究中高二年级学业疏离程度会相对较高的原因。
在三者之间的相关关系上，结果表明中职学生的时间管理倾向与学习倦怠呈显著的负相关，中职学生时间管理倾向与学业拖延呈显著负相关，学业拖延与个体的学习倦怠存在显著的正相关。
首先，中职学生的时间管理倾向与学习倦怠呈显著的负相关，中职学生的时间管理倾向可以负向预测学习倦怠。这与以往的研究结果相符，中职学生的时间管理倾向水平越高，学习倦怠水平就越低 [24] [25]。黄希庭在对个人的时间管理倾向综述中也提到，善于对时间进行良好管理的人，往往也能获得更突出的成绩，有更正面的自我观念和幸福人生 [16]。因此，他们往往具有更强的成就动机，更早认识到良好的时间管理在学习中的意义，合理规划自己的时间投入于学习之中，给予自己的学习更多的掌控感，去取得更好的成绩。Weinstein，Stone和Hanson的研究也证实随着时间管理倾向的提高，学生也会获得更优异的成绩 [26]。伴随着学习带来的成就感和价值感，其个人学习倦怠水平也会随之降低。
其次，中职学生时间管理倾向与学业拖延呈显著负相关，中职学生的时间管理倾向能显著负向预测学业拖延。这与大部分研究结果中给出的时间管理倾向能够负向预测学业拖延的研究结果一致 [27] [28]。中职生的时间管理倾向与学业拖延都会从时间层面对学习产生影响。学生对于时间的价值感越高、越善于进行时间管理以及对自己利用好时间这件事越有信心，越会重视时间的价值，因而促使拖延行为的降低，更好地珍惜和利用时间。
最后，学业拖延与个体的学习倦怠存在显著的正相关，学业拖延显著正向预测学习倦怠。这与以往的研究一致 [29] [30]。通过对日常学习生活的观察同样可以发现，当学生在学习上的倦怠感程度较高时，会更倾向于延迟学习任务的完成。这可能由于学业的拖延往往与学生投入的时间和精力有关。在学习过程中，如果学生在很长一段时间内投入精力却没有达到预期的效果，其成就感就会减弱，削弱他们的学习动力和兴趣，产生倦怠感，进而增加了任务被延迟完成的可能性。
本研究对学业拖延中介作用的检验结果表明，中职学生时间管理倾向既能直接影响学习倦怠，也能通过学业拖延影响学习倦怠。这一结果与以往对高校医学生的研究结果相同 [31]。时间管理倾向水平高的个体在面对日常学习任务时，能较好地去规划完成任务的时间，减少对任务完成拖延的倾向，并及时反观自己时间的使用情况，使学习任务能在规定的时间内按部就班完成，提升个体对于学习的掌控感和成就感，降低了学习倦怠的可能性。相反，如果个体不能对自己的时间进行一个合理的规划，放任自己去做与学业无关的事，那么更容易出现对学业任务的延迟完成，进而因为长期拖延的学习习惯，增加对学习的疏离感、耗竭感和低成就感。
中职生在日常的学习过程中，可以依据本研究的结果，努力提升自身时间管理的能力，合理安排时间，从而减少拖延和倦怠的产生。此外，学业拖延在其中存在部分中介作用，中职生也可以通过增强对于自身拖延行为的意识，有意识地去避免和减少这种行为的产生，来实现学习倦怠的降低。这两种方式都有利于中职学生的身心健康和学业顺利，减少学习倦怠的产生。
参考文献