1. 引言
拖延行为是指个体在明知任务延迟可能带来不利结果的情况下，仍主观选择推迟启动相关任务的一种心理与行为现象[1]。研究表明，在中国大学生样本中，超过80%的受访者显示出不同程度的拖延行为，其中部分学生被归类为具有拖延倾向的高风险群体[2]。在不同文化背景下，拖延对学生的影响都很深刻，大部分学生因此而感到困扰与焦虑[3]。拖延行为作为一种普遍存在的现象，近年来受到学术界越来越多的关注。尽管有大量研究表明拖延行为会对个体的学业和生活产生负面影响，但其具体成因尚未形成统一定论。因此，系统揭示拖延行为的内在作用机制并开发干预策略，对改善个体自我调节能力与心理健康水平具有关键意义。
原生家庭作为个体成长的重要环境，对拖延行为的形成具有深远影响。已有研究表明，大学生的拖延行为与父母的教养方式存在显著相关性[4]-[6]：独裁型、不参与型或放任型的父母教养方式会对拖延行为产生负面影响，而权威型父母教养方式则与拖延行为呈负相关，即这种教养方式有助于减少拖延行为的发生[7]。良好的父母教养方式能够对个体产生积极影响，从而有效改善拖延行为。基于此，本研究提出假设1：父母教养方式对大学生拖延行为有显著影响，父母积极教养方式与拖延行为呈负相关，父母消极教养方式则与拖延行为呈正相关。
心理韧性是指个体在面临压力、困境或重大生活事件时，能够调动内在心理资源，展现出良好的适应调节能力与恢复功能的特质[8]。这种特质能够帮助个体有效应对挑战。实证研究表明，心理韧性在大学生的父母教养方式与拖延行为之间发挥着部分中介作用：权威型父母通过提供情感支持与规则引导，帮助子女形成稳定的自我认同和问题解决能力，进而提升心理韧性水平；高心理韧性个体在面对任务压力时，更能通过主动情绪调节和目标拆解策略减少回避行为，降低拖延倾向。学者郭炜砾的研究表明，心理韧性与拖延行为呈显著负相关，在心理韧性的中介作用下，大学生父母教养方式对拖延等行为的影响依然显著[9]。由此推测，良好的父母教养方式可以提高孩子的心理韧性水平，进而降低诸如拖延之类的外部行为的发生。据此，本研究提出假设2：心理韧性在父母教养方式与大学生拖延行为之间起到中介作用。
自我效能感是指个体在各种情境和任务中的适应程度[10]。既往研究表明，父母教养方式通过影响个体的自我效能感进而作用于拖延行为的中介机制已得到学界深入探讨[11]：接受积极教养方式的大学生，在温馨的家庭环境中成长，获得父母的关爱较多，一般自我效能感较高，从而拖延行为较少；反之，接受消极教养方式的大学生，在拒绝的家庭氛围中长大，经常受到家长的冷漠，一般自我效能感较低，从而拖延行为较多。因此，自我效能感可能是父母教养方式与拖延行为之间的重要变量。据此，本研究提出假设3：自我效能感也在父母教养方式与大学生拖延行为之间起到中介作用。
学者付越对初中生的研究发现，心理韧性水平与自我效能感呈显著正相关，即个体情绪调节能力和压力耐受性的提升，会直接促进其任务完成信心的增强[12]；郭燕兰在青少年压力应对研究中进一步证实，心理韧性通过改善压力情境下的问题解决能力，间接提升个体自我效能感。这表明心理韧性作为基础心理资源，可能为自我效能感这一高阶认知信念的形成提供支撑[13]。然而，现有研究尚未将这一关联嵌入父母教养方式与拖延行为的作用路径中。据此，本研究提出假设4：心理韧性和自我效能感在父母教养方式与大学生拖延行为之间存在链式中介作用。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究的主要对象为全日制在校大学生，年龄范围在18至25岁之间。为确保研究的代表性和多样性，研究对象将涵盖不同年级、专业、性别及家庭背景的学生。通过随机抽样的方式，发放问卷，收集到数据433份，根据回答时间以及测谎题剔除无效数据14份，有效数据为419份，有效率96.7%。在有效问卷中，男生217人(占51.8%)，女生202人(占48.2%)；家庭所在地为城镇的183人(占43.7%)，农村的236人(占56.3%)；独生子女239人(占57%)，非独生子女180人(占43%)；大一年级78人(占18.6%)，大二年级68人(占16.2%)，大三年级109人(占26%)，大四年级164人(占39.2%)
2.2. 研究工具
2.2.1. 父母教养方式问卷
采用蒋奖修订后的父母教养方式问卷(S-EMDU-C) [14]。该量表共包含21个条目，分别对父亲和母亲的教养行为进行独立评估。量表采用四级评分方式，涵盖三个基本维度：拒绝、情感温暖和过度保护。其中，情感温暖通常被视为积极的教养方式，而拒绝与过度保护则归类为消极的教养方式。各维度得分越高，表明该类型的教养行为表现越明显。此外，第17题为反向计分题，用于控制答题倾向性偏差。在本研究中，积极教养方式的Cronbach’s α系数为0.909，消极教养方式的Cronbach’s α系数为0.899。
2.2.2. 心理韧性量表
采用于肖楠和张建新编制的心理韧性量表[8]，共25题，包括力量性、坚韧性和乐观性三个维度，采用5级计分法，总得分越高，心理韧性越强。本研究中测得Cronbach’s α系数为0.908。
2.2.3. 自我效能感量表
采用王才康修订的一般自我效能感量表[15]，共10个项目。总得分越高，自我效能感越高。本研究中测得Cronbach’s α系数为0.838。
2.2.4. 拖延行为量表
采用张亚利等根据我国背景修订而成的简版一般拖延量表[16]，主要针对大学生的一般拖延行为进行研究。该量表由9个项目构成，3个项目为反向计分。采用5点计分，得分越高表示拖延倾向越明显。本研究中测得Cronbach’s α系数为0.700。
2.3. 统计分析
使用SPSS23.0对数据进行描述性统计、相关分析、回归分析、共同方法偏差检验，并基于PROCESS宏程序进行中介效应检验。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
为了检验共同方法偏差，采用Harman单因子分析法对所有测量项目进行检验。结果显示，在问卷所有项目中，成功提取出的特征大于1的因子有22个，且第一个因子解释的变异量为28.37% (低于40%)，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 各变量的描述统计、相关分析以及回归分析
如表1所示，父母积极教养方式分别与心理韧性(r = 0.797, p < 0.01)、自我效能感(r = 0.64, p < 0.01)呈显著正相关，与拖延行为(r = −0.438, p < 0.01)呈显著负相关；父母消极教养方式分别与心理韧性(r = −0.688, p < 0.01)、自我效能感(r = −0.537, p < 0.01)呈显著负相关，与拖延行为(r = 0.422, p < 0.01)呈显著正相关；心理韧性与自我效能感(r = 0.777, p < 0.01)呈显著正相关，与拖延行为(r = −0.479, p < 0.01)呈显著负相关；自我效能感与拖延行为(r = −0.452, p < 0.01)呈显著负相关。
Table 1. The correlation matrix of each main variable and its different dimensions
表1. 各主要变量及其不同维度的相关矩阵
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
1积极教养方式 |
40.07 |
8.37 |
|
|
|
|
|
2消极教养方式 |
60.93 |
12.97 |
−0.665** |
|
|
|
|
3心理韧性 |
84.15 |
14.31 |
0.797** |
−0.688** |
|
|
|
4自我效能感 |
26.15 |
5.22 |
0.640** |
−0.537** |
0.777** |
|
|
5拖延行为 |
26.69 |
3.21 |
−0.438** |
0.422** |
−0.479** |
−0.452** |
|
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001；1 = 积极教养方式；2 = 消极教养方式；3 = 心理韧性；4 = 自我效能感；5 = 拖延行为。
多元回归分析结果显示，父母积极教养方式能够显著正向预测个体的心理韧性水平(β = 0.81, p < 0.001)；但在预测自我效能感方面作用较弱，未达到统计显著性水平(β = 0.089, p > 0.05)。此外，心理韧性显著预测自我效能感(β = 0.720, p < 0.001)。进一步分析发现，父母积极教养方式间接预测拖延行为(β = −0.175, p < 0.05)；心理韧性(β = −0.188, p < 0.05)和自我效能感(β = −0.196, p < 0.05)也均对拖延行为表现出显著的负向影响。在不考虑中介变量的情况下，父母积极教养方式仍能直接预测拖延行为(β = 0.029, p < 0.001)。见表2。
Table 2. The regression analysis of parents’ positive parenting style, psychological resilience, self-efficacy, and procrastination behavior
表2. 父母积极教养方式、心理韧性、自我效能感和拖延行为的回归分析
结果变量 |
预测变量 |
拟合指标 |
系数显著性 |
R² |
F |
β |
t |
心理韧性 |
积极教养 |
0.636 |
147.113 |
0.810 |
26.44*** |
自我效能感 |
积极教养 |
0.619 |
144.244 |
0.089 |
1.726 |
心理韧性 |
0.720 |
14.311*** |
拖延行为 |
积极教养 |
0.277 |
22.529 |
−0.175 |
−2.435* |
心理韧性 |
−0.188 |
−2.192* |
自我效能感 |
−0.196 |
−2.865* |
拖延行为 |
积极教养 |
0.029 |
23.844 |
−0.458 |
−10.184*** |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
多元分析结果显示，父母消极教养方式能够显著负向预测个体的心理韧性水平(β = −0.684, p < 0.001)；但在预测自我效能感方面作用较弱，未达到统计显著性水平(β = −0.003, p > 0.05)。此外，心理韧性显著预测自我效能感(β = 0.787, p < 0.001)。进一步分析发现，父母消极教养方式间接预测拖延行为(β = 0.192, p < 0.01)；心理韧性(β = −0.183, p < 0.05)和自我效能感(β = −0.209, p < 0.05)也均对拖延行为表现出显著的负向影响。在不考虑中介变量的情况下，父母消极教养方式仍能直接预测拖延行为(β = 0.430, p < 0.001)。见表3。
Table 3. The regression analysis of parents’ negative parenting style, psychological resilience, self-efficacy, and procrastination behavior
表3. 父母消极教养方式、心理韧性、自我效能感和拖延行为的回归分析
结果变量 |
预测变量 |
拟合指标 |
系数显著性 |
R² |
F |
β |
t |
心理韧性 |
消极教养 |
0.480 |
76.104 |
−0.684 |
−18.852*** |
自我效能感 |
消极教养 |
0.622 |
112.933 |
−0.003 |
−0.081 |
心理韧性 |
0.787 |
18.741*** |
拖延行为 |
消极教养 |
0.286 |
23.490 |
0.192 |
3.296** |
心理韧性 |
−0.183 |
−2.328* |
自我效能感 |
−0.209 |
−3.087* |
拖延行为 |
消极教养 |
0.206 |
21.463 |
0.430 |
9.599*** |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.3. 链式中介效应
采用PROCESS模型6验证父母积极教养方式→心理韧性→自我效能感→拖延行为的链式中介作用。本研究将重复取样次数定为5000次，计算Bootstrap 95%置信区间，分析结果如图1和表4所示。父母积极教养方式对拖延行为的直接效应显著，Bootstrap 95%置信区间不包含0，效应值为−0.1433，占总效应的32.7%。心理韧性和自我效能感的总间接效应显著，Bootstrap 95%置信区间不包含0，效应值为−0.2943，占总效应的67.3%。父母积极教养方式通过三条路径影响拖延行为：父母积极教养方式→心理韧性→拖延行为(效应值为−0.1699，占总效应的38.8%)；父母积极教养方式→自我效能感→拖延行为(效应值为−0.0107，占总效应的2.5%)；父母积极教养方式→心理韧性→自我效能感→拖延行为(效应值为−0.1137，占总效应的26%)。
Table 4. The significance test of mediating effect
表4. 中介效应的显著性检验
中介效应路径 |
效应值 |
LLCI |
ULCI |
相对中介效应量 |
总效应 |
−0.4376 |
−0.5242 |
−0.3511 |
|
直接效应 |
−0.1433 |
−0.2817 |
−0.0049 |
32.7% |
总间接效应 |
−0.2943 |
−0.4396 |
−0.1577 |
67.3% |
父母积极教养方式→心理韧性→拖延行为 |
−0.1699 |
−0.3330 |
−0.0112 |
38.8% |
父母积极教养方式→自我效能感→拖延行为 |
−0.0107 |
−0.0429 |
0.0092 |
2.5% |
父母积极教养方式→心理韧性→自我效能感→拖延行为 |
−0.1137 |
−0.1988 |
−0.0316 |
26.0% |
Figure 1. The schematic diagram of the chain mediating effect of psychological resilience and self-efficacy between parents’ positive parenting style and procrastination behavior
图1. 心理韧性与自我效能感在父母积极教养方式与拖延行为之间的链式中介效应示意图
采用PROCESS模型6验证父母消极教养方式→心理韧性→自我效能感→拖延行为的链式中介作用。本研究将重复取样次数定为5000次，计算Bootstrap 95%置信区间，分析结果如图2和表5所示。父母消极教养方式对拖延行为的直接效应显著，Bootstrap 95%置信区间不包含0，效应值为0.1757，占总效应的41.62%。心理韧性和自我效能感的总间接效应显著，Bootstrap 95%置信区间不包含0，效应值为0.2466，占总效应的58.38%。父母消极教养方式通过三条路径影响拖延行为：父母消极教养方式→心理韧性→拖延行为(效应值为0.1388，占总效应的32.87%)；父母消极教养方式→自我效能感→拖延行为(效应值为0.0010，占总效应的0.24%)；父母消极教养方式→心理韧性→自我效能感→拖延行为(效应值为0.1067，占总效应的25.27%)。
Table 5. The significance test of mediating effect
表5. 中介效应的显著性检验
中介效应路径 |
效应值 |
LLCI |
ULCI |
相对中介效应量 |
整体效应 |
0.4233 |
0.3350 |
0.5095 |
|
直接效应 |
0.1757 |
0.0615 |
0.2900 |
41.62% |
总间接效应 |
0.2466 |
0.1502 |
0.3684 |
58.38% |
父母消极教养方式→心理韧性→拖延行为 |
0.1388 |
0.0129 |
0.2762 |
32.87% |
父母消极教养方式→自我效能感→拖延行为 |
0.0010 |
−0.0166 |
0.0227 |
0.24% |
父母消极教养方式→心理韧性→自我效能感→拖延行为 |
0.1067 |
0.0290 |
0.1865 |
25.27% |
Figure 2. The schematic diagram of the chain mediating effect of psychological resilience and self-efficacy between parents’ negative parenting style and procrastination behavior
图2. 心理韧性与自我效能感在父母消极教养方式与拖延行为之间的链式中介效应示意图
4. 讨论
首先，相关分析结果表明，父母教养方式与拖延行为呈显著相关，回归分析表明父母教养方式对拖延行为的回归系数显著，验证了假设1，这与前人的研究一致[17]-[19]。当父母对孩子采取鼓励和积极的态度时，孩子会更加认可父母，并且产生尊重的情感，这种情感让他们在日常生活中更加专注自我，提升自我从而来报答父母；当父母拒绝或否定孩子时，孩子会对父母的话产生厌恶，表现出对抗行为，父母在这个时候对孩子的要求越高，孩子越容易反抗，从而会加重拖延的程度；当父母过度保护孩子时，孩子会产生对父母的依赖情绪，依靠父母帮自己完成任务，在这种环境下成长的孩子缺乏自主感，会更加拖延。这给家长的启示是，建议家长通过参加亲子沟通培训课程，学习如何给予子女恰当的情感支持和适当的自主权，避免过度管控或冷漠拒绝，建立良好的家庭沟通机制。鼓励孩子表达自己的需求，增强他们的心理安全感；注重日常生活中的情感交流，定期与孩子进行一对一的深度对话，了解他们的真实想法和需求，帮助他们在面对挑战时找到合适的解决方法。这给高校的启示是，学校可以设立心理咨询热线或在线咨询平台，为学生和家长提供即时的心理支持和辅导服务，确保在需要时能够得到专业的帮助和建议。
其次，研究结果显示，心理韧性在父母教养方式与拖延行为之间的中介效应显著，验证了假设2。这种中介作用本质上是个体将外部支持转化为内部应对资源的过程[20]。父母积极教养方式增加子女心理韧性，进而让个体拥有更强的资源保存能力，减少拖延行为的发生次数；父母消极教养方式造成子女心理韧性的降低，令个体因资源短缺而倾向回避任务，以此暂时化解资源损失的威胁。这提示家长，在孩子遇到困难时应给予适度的引导和积极的支持，避免过度干预或冷漠忽视，帮助孩子在安全、被理解的氛围中逐步提升心理韧性与自我调节能力。高校则可以通过组织团体心理辅导、逆境模拟训练等形式，帮助学生掌握应对压力的有效策略，逐步提升其解决问题的能力，从而增强心理韧性水平。
再次，研究结果发现，自我效能感在父母教养方式与拖延行为之间的中介作用不显著。自我决定理论强调人类的自主需求、胜任需求和归属需求对行为的驱动作用[21]，父母教养方式如果破坏了孩子的自主需求，可能会直接导致拖延，而自我效能感作为胜任需求的作用被削弱。例如当父母教养方式过于控制，孩子的内在动机被抑制，更可能因为“被迫做事”而导致自主性丧失，而非自我效能感低，认为自己做不好。根据生态系统理论可知，该理论将个体行为置于多层次环境系统中分析，父母教养方式作为微观系统，作用可能会被其他系统因素稀释，自我效能感作为其中的中介变量，可能会随着个体的发展阶段不同而波动，例如青年期的孩子产生拖延行为可能更多与同伴认同和追求独立性有关，父母教养方式的影响随着年龄增长逐渐减弱，自我效能感作为个体的认知变量，可能也会产生相应的变化。对此，家长可以通过鼓励与支持的方式让孩子形成“我能行”的内在信念，提升自我效能感；高校则可以通过“阶梯式目标设定法”，将复杂的学习任务拆解为一系列具体、可操作的小目标，并通过阶段性成果反馈不断强化学生的自信心。
最后，研究表明心理韧性与自我效能感在父母教养方式与拖延行为之间的链式中介效应显著，验证了假设4。心理韧性作为一种保护因素，可以加强个体面对压力的适应能力，而抗压能力更强的个体自我效能感水平更高[22] [23]。采用父母积极教养方式的家庭会和孩子平等沟通，尊重孩子的观点和意愿，鼓励孩子多表达自我，这样的孩子将会拥有较高的心理韧性，无论面对何种逆境都能进行适度的自我调试，从而提升自我效能感，面对生活中遇到的种种困境，减少拖延行为。采用父母消极教养方式的家庭通常专制独裁或溺爱孩子，孩子在面对逆境时可能会懦弱、孤僻、蛮横、叛逆等，心理韧性水平较低，从而对自己产生不自信，自我效能感降低，产生各种拖延行为。在家庭生活中，父母应积极鼓励遇到挫折的孩子，帮助他们建立和提高心理韧性。当孩子在面对困难时得到父母的支持与肯定，他们会更加自信，并通过自身的努力进一步增强自我效能感。此外，父母应以身作则，在面对困境时保持积极乐观的态度，成为孩子的榜样。高校则可以设计一套阶梯式的干预方案，首先通过逆境模拟训练提升学生的心理韧性，使他们学会在压力下保持冷静并有效应对挑战。接下来，通过目标拆解练习增强学生的自我效能感，将复杂任务分解为一系列小目标，逐步解决每一个细分任务，从而积累成功经验，增强信心，让学生进一步提高学习效率，减少拖延行为。
基金项目
江汉大学2024年校级教学改革研究课题(课程思政专项) (KCSZ2407)：双融合的《大学生心理健康教育》课程思政研究与实践。
NOTES
*通讯作者。