1. 引言
学业拖延也称学习拖延(academic procrastination)，是近年来自主学习研究的一个重要领域，而大学生学业拖延是该领域的研究重点。大部分研究者对学业拖延采取一种间接定义的方式，即学业拖延是学习情境中的拖延倾向，或者说与学习活动有关的拖延行为。也有少数研究者借鉴拖延的含义，将学业拖延直接定义为：学习者有意而无必要地推迟启动或推迟完成学习任务的行为 (Rothblum et al., 1986) ，认为学业拖延主要包括两个关键特征，即推迟学业任务的完成以及由此产生的心理不舒适感 (Solomon & Rothblum, 1984) ；或者学习者知道自己应该在预定的时间内完成学习任务，也愿意这样去做，但却没有按时完成学习任务 (Senecal et al., 1995) ；或者是一种即使已经预期到拖延后果但仍愿意拖延学习任务的一种非理性行为 (Steel, 2007) 。此外，也有学者将拖延作为一种人格特质进行研究，认为拖延是指一种具有个人倾向性或特质的行为延迟，具有跨时间和跨情境的一致性 (Schouwenburg et al., 1995) 。综上所述，学业拖延作为拖延行为在学业领域的表现，结合本研究主旨，研究者决定采用Solomom和Rothblum的学业拖延观点，即认为学业拖延是不必要地延迟完成学习任务以至于产生心理不适感的行为。
成就动机(achievement motivation)是个体心理动力的重要组成部分，其研究始于1938年H. A. Murry提出的成就需要这一概念。最早对成就动机进行研究的是David McClelland，他认为成就动机是指个体从事自认为重要或有价值的工作时，力求达到完美、追求成功的一种内在需要或驱力。Atkinson J.W.在McClelland理论基础上提出了成就动机的期望价值理论，将成就动机分为追求成功的动机和避免失败的动机两种，并认为：当个体追求成功的动机占优势时，对成功感到骄傲，对失败并不感到特别愧疚；而当避免失败的动机占优势时，对失败会感到特别羞愧，而对成功并不感到自豪 (Atkinson, 1964) 。本研究即主要采用Atkinson的理论观点，认为成就动机是指个体所具有的试图追求和达到目标的驱力，人在竞争时会产生两种心理倾向：追求成功的动机和避免失败的动机。
学业倦怠(academic burnout)的研究主要从工作倦怠发展而来。美国精神分析学家Freudenberger首次将“倦怠”用于心理健康领域，主要用于描述个体由于工作中遇到的各种矛盾冲突以及长时间的工作压力得不到缓解而导致的身体疲劳、创造力衰竭、价值感降低、情绪低落、身心俱疲的一种心理亚健康状态 (Freudenberger, 1974) 。学业倦怠基本沿用工作倦怠的概念。学者Pines认为学习倦怠是：学生对学业持有消极态度的一种现象，主要因为长期沉重的课业负担和压力，而表现出对学业及活动的积极性消失，对同学态度冷漠和疏远以及出现精力消耗的现象 (Pines, 1980) ；大陆学者杨丽娴认为，当学生对学习没有兴趣或缺乏动力而却不得不为之时，就会产生厌烦以及一种身心俱疲的心理状态，从而消极对待学习活动的这种状态称为学习倦怠 (杨丽娴，2004) ；而连榕将学习倦怠定义为：由于学习压力或缺乏学习兴趣而对学习感到厌倦的一种消极态度和行为，它反映了大学生消极的学习心理 (连榕，杨丽娴，吴兰花，2006) 。综合国内外的研究成果并结合本研究的具体情况，学业倦怠可定义为：学生在学习过程中由于长期的学业压力或者学习兴趣与动力的缺乏而产生的情绪耗竭、行为不当和个人成就感低的一系列症状，从而影响学生正常的学习生活和效率的提高。
关于学业拖延与成就动机的关系，国外有学者提出学业拖延是一种动机问题，是由于时间管理能力差或者懒惰造成的，拖延的学生动机低，因此很可能推迟完成学业任务。也有很多研究者将动机作为拖延行为的影响因素来进行研究。影响拖延的动机因素有很多，但就学业拖延而言，成就动机与它的关系是最密切的。对大学生而言成就动机的高低是影响拖延行为出现的一个非常重要的因素。有研究表明，追求成功和避免失败这两种类型的成就动机对拖延行为的影响也有所不同：当追求成功的动机高于避免失败的动机时，个体因为活动本身而投入任务，在内在动机的驱动下，任务带给个体愉快而非厌恶的感觉，所以会降低拖延的可能性；而当避免失败的动机高于追求成功的动机时，个体将会倾向于不断地以拖延的方式逃避失败，Schouwenburg和Lay就认为对失败的恐惧是预测拖延的重要因素 (Schouwenburg et al., 1995) 。另外，赵婉黎在对拖延影响因素的研究中发现学业拖延及各维度与追求成功呈显著的负相关，与避免失败呈显著的正相关，即随着追求成功动机的增强，拖延程度降低；而回避失败，害怕失败，做事瞻前顾后，磨磨蹭蹭，就容易造成拖拖拉拉的习惯 (赵婉黎，2007) 。Howell和Watson也认为，掌握接近目标定向与拖延呈负相关，掌握回避目标定向与拖延呈正相关 (Howell & Watson, 2007) 。
关于成就动机与学业倦怠的关系，已有研究尚未得出一致结论，但大多数研究者比较赞同的观点是，成就动机越高，学业倦怠越低，但成就动机要控制在一个合理的水平。徐馨、邹媛园对学业倦怠与成就动机的关系研究都表明，追求成功的动机及成就动机总分与学业倦怠呈显著负相关，而避免失败的动机与学业倦怠呈显著正相关( 徐馨，2010 ； 邹媛园，2011 )。王兴梅对高中生的成就动机与学业拖延的影响研究 (王兴梅，2012) ，宋玉萍对中学生学业拖延与成就动机的关系研究也都得出了与上述一致的结果 (宋玉萍，2013) 。究其原因，具有追求成功的动机的学生，往往有明确而积极的追求目标，充满活力、自信，愿意接受挑战、参与竞争、攻坚克难，遇到困难时也善于寻求帮助，能始终保持积极乐观的精神面貌和心态；而避免失败的动机占主导的学生往往自信心不足，遇到困难时会因为恐惧而逃避任务，把学习更多地看作一种负担，故容易出现学习倦怠感。因此，成就动机是学习倦怠的一个重要的影响因素。
关于学业倦怠与学业拖延之间的关系，已有的研究发现，二者之间也存在着较高的相关。邹维兴对中学生的学业拖延与学业倦怠的相关研究发现，学业倦怠的身心耗竭、学业疏离和低成就感均能显著预测中学生学习拖延的各个方面，得出学业倦怠是影响中学生学业拖延的重要因素这一结论 (邹维兴，谢玲平，赵向霞，2012) 。杨肖针对大学生干部做的学业拖延与学业倦怠的研究也得出类似的结果，认为大学生干部的学业倦怠总分、情绪低落和行为不当维度与学业拖延存在显著相关，学业倦怠总分和成就感低因子对学业拖延具有预测作用 (杨肖，2012) 。
综上所述，已有研究表明了成就动机和学业倦怠都会影响学业拖延行为的产生，而成就动机也是学习拖延的一个重要影响因素，因此，学业倦怠在成就动机对学业拖延的影响中极有可能是起到中介作用。
2. 研究对象与方法
2.1. 被试
本次研究采用问卷调查法，以河南大学和河南师范大学在校本科生为研究对象，共发放问卷240份，回收问卷234份，剔除无效问卷后，回收有效问卷223份，其中男生81人，女生142人。
2.2. 研究工具
2.2.1. 大学生学习拖延问卷(Academic Procrastination Questionnaire for College Students, APC)
该问卷是华东师范大学韩贵宁在Solomon和Rothblum编制的拖延评估量表——学生表(Procrastination Assessment Scale-Students, PASS)的基础上编制而成 (韩贵宁，2008) 。问卷由37道题目构成，采用Likert五点评分法计分，从“从不这样”到“总是这样”依次计1~5分，得分越高，表明被试的学习拖延程度越高。该问卷旨在考察大学生在完成作业、复习备考、自主学习三方面学习拖延的程度以及学习拖延所产生的影响，但由于编者因素分析后认为也可以将该问卷视为单维度，测量的是一个心理结构，即学业拖延，故本研究中不再具体考虑完成作业、复习备考、自主学习三个具体的维度。本研究中该问卷信度较好，Cronbach α系数为0.878；结构效度良好，KMO = 0.855，Bartlett球形检验值为2852.204，达到极其显著水平。
2.2.2. 大学生学业倦怠问卷(MBI-GS修订版)
该量表由倪士光修订自MBI-GS (杨惠贞修订版)，原繁体量表用于测量台湾地区大学生学业倦怠状况，倪士光将其修订为简体版，并在内地大学生被试中重新验证了其三因素结构 (倪士光，伍新春，张步先，2009) 。量表共有14个项目，分为三个维度，分别为情绪衰竭4个项目、讥诮态度4个项目和低个人成就感6个项目。情绪衰竭反应了学生无法应对学习要求和学习压力时出现的情绪低落、沮丧等特征；讥诮态度指对学业的漠不关心和疏离，对学习提不起兴趣；低个人成就感指学生对于学业的成就感和学习效能感的降低。该量表以三个维度的倦怠特征出现的频率采用7点计分，从“从来没有”到“每天都有”，得分越高表明倦怠程度越严重。本研究中量表的Cronbach α系数为0.729，情绪衰竭、讥诮态度和低个人成就感Cronbach α系数分别为0.795、0.831和0.724，符合心理测量相关要求。而且该量表的结构效度与各分量表之间的效标关联效度也较好。
2.2.3. 成就动机量表(Achievement Motivation Scale, AMS)
AMS量表由挪威心理学家Gjesme, T.和Nygard, R.于1970年编制，本研究主要采用由叶仁敏和挪威Hegtvet, K.A.合作译制的中文版本的成就动机量表 (叶仁敏，Hagtvet，1992) 。该量表是目前应用最为广泛的成就动机研究工具。量表共有30题，包括追求成功(Ms)和回避失败(Mf)两个分量表，每个分量表各15题，采用4点计分，与自己情况完全不符合记1分、有点符合记2分、基本符合记3分、完全符合记4分。当Ms > Mf时，追求成就动机水平较高；Ms < Mf时，则总的追求成功的动机水平较低，个体倾向于避免失败；Ms-Mf则为成就动机得分，得分越高，表明成就动机越强。本研究中，量表的内部一致性信度为0.743，追求成功(Ms)和回避失败(Mf)两个分量表的Cronbach α分别为0.828和0.851，符合心理测量相关要求。
2.3. 程序及数据处理
为方便取样，研究者在学校图书馆、学生寝室及教室内按四个年级事先定下的比例随机发放问卷，当场回收，用时十分钟左右，并赠送小礼品。采用SPSS21.0进行统计分析。
3. 研究结果
3.1. 大学生学业拖延与成就动机、学业倦怠的相关研究
如表1所示：大学生成就动机与学业拖延存在极其显著的负相关，其中，避免失败的动机与学业拖延呈正相关且相关极其显著，而追求成功的动机与学业拖延则相关不显著。
大学生成就动机与学业倦怠及情绪衰竭、讥诮态度和低个人成就感三个维度之间存在显著的负相关，其中，避免失败的动机与学业倦怠及三个维度之间均呈现极其显著的正相关；而追求成功的动机与学业倦怠总分和低个人成就感维度有显著负相关，与另外两维度则相关不显著。
另外，大学生学业拖延与学业倦怠及情绪衰竭、讥诮态度、低个人成就感三维度之间均存在极其显著的正相关。
3.2. 大学生成就动机、学业倦怠对学业拖延的预测作用研究
3.2.1. 成就动机对学业拖延倾向的预测作用
以学业拖延为因变量，以成就动机的两个维度为自变量进行逐步多元回归分析，因为追求成功的动机与学业拖延相关不显著，故追求成功这一变量被排除，只有避免失败的动机进入回归方程。如上表2所示，避免失败的动机与学业拖延的相关系数R为0.241，决定性系数R2为0.058，回归模型的整体性检验为13.615 (P = 0.000 < 0.001)，标准化回归系数β为0.241且回归系数及其显著。这表明，成就动机中避免失败的动机维度对学业拖延具有极其显著的正向预测作用，预测力为5.8%；而追求成功的动机维度则不具有预测作用。
然后再以学业拖延为因变量，以成就动机总分作为预测变量进行一元线性回归分析，结果如表3所示。
表3表明，成就动机总分与学业拖延的相关系数R为0.225，决定性系数R2为0.050，回归模型的整体性检验为11.751 (P = 0.000 < 0.001)，标准化回归系数β为−0.225且回归系数及其显著。这表明，成就动机总分对学业拖延具有极其显著的负向预测作用，预测力为5%。
3.2.2. 学业倦怠对学业拖延倾向的预测作用
以学业拖延为因变量，以学业倦怠各维度为自变量进行逐步多元回归分析。表4表明，情绪衰竭、讥诮态度、低个人成就感与学业拖延的多元相关系数R为0.519，决定性系数R2为0.269，回归方程显著(F = 26.913, P = 0.000 < 0.001)。这说明，学业倦怠的三个维度情绪衰竭、讥诮态度和低个人成就感对学业拖延具有显著的预测作用，他们的联合解释率为26.9%，预测力分别为情绪衰竭11.4%、讥诮态度12.4%、低个人成就感3.1%。从标准化回归系数β看，学业倦怠的三个维度对学业拖延具有极其显著的正向预测作用。
3.3. 大学生学业倦怠对成就动机影响学业拖延的中介效应检验
所谓中介变量，即自变量X对因变量Y有影响，如果X是通过变量M来影响Y，则称M为中介变量。根据华南师范大学温忠麟等人提出的检验程序和方法，假设用c表示自变量和因变量的回归系数，
Table 1. Correlation matrix of academic procrastination, academic burnout and achievement motivation (n = 223)
表1. 大学生学业拖延、学业倦怠及各指标和成就动机及各指标之间的相关矩阵(n = 223)
注：*P < 0.05，**P < 0.01，***P < 0.001，下同。
Table 2. Multiple regression analysis of pursuing success and avoiding failure to academic procrastination (n = 223)
表2. 追求成功和避免失败对学业拖延预测作用的回归(n = 223)
Table 3. Multiple regression analysis of achievement motivation to academic procrastination (n = 223)
表3. 成就动机对学业拖延预测作用的回归(n = 223)
Table 4. Multiple regression analysis of academic burnout to academic procrastination (n = 223)
表4. 学业倦怠对学业拖延预测作用的回归(n = 223)
a表示自变量和中介变量的回归系数，当自变量和中介变量同时放入回归方程后，用b表示中介变量和因变量的回归系数，自变量与因变量回归系数则变为c’。首先检验回归系数c，若c显著，则先后检验系数a、b，若a、b也都显著，检验系数c’，若c’显著，说明中介变量起部分中介作用，即X对Y的影响至少有一部分是通过中介变量M实现，当c’不显著，则说明是完全中介效应，即X对Y的影响就是通过中介变量M来实现。若a、b中至少有一个系数不显著，就需要进行Sobel检验 (温忠麟，张雷，侯志泰，2004) 。
温忠麟等人提出的中介效应检验程序和方法是以自变量和因变量相关显著为前提的，否则将不会考虑中介变量。之前的相关分析结果表明，成就动机、学业倦怠和学业拖延三变量间相关显著，因此符合进一步检验中介效应的条件。
之前的回归分析显示，避免失败的动机维度和成就动机总分对大学生的学业拖延具有极其显著的预测作用。故本研究以学业倦怠作为中介变量，探讨学业倦怠在避免失败的动机维度以及成就动机总分对学业拖延影响中的中介效应。
3.3.1. 学业倦怠在避免失败的动机维度与学业拖延间的中介作用
表5~7表明，学业拖延对避免失败的回归系数为0.241，且极其显著，而学业倦怠对避免失败的回归系数为0.460，也达到极其显著的水平。当把学业倦怠加入回归方程后，避免失败的回归系数由0.241下降到0.006，未达到显著性水平(P = 0.927 > 0.05)。根据温忠麟判断中介效应的标准，学业倦怠在避免失败动机与学业拖延间起到了完全中介的作用，其中介效应占总效应的比例为(0.460 × 0.513) ÷ 0.241 × 100% = 97.9%。中介效应依次检验的回归方程如表8。
3.3.2. 学业倦怠在成就动机总分与学业拖延间的中介作用
表9~11表明，学业拖延对成就动机总分的回归系数为−0.225，且极其显著，而学业倦怠对成就动机总分的回归系数为−0.439，也达到极其显著的水平。当把学业倦怠加入回归方程后，成就动机总分的回归系数绝对值由0.225下降到0.001，未达到显著性水平(P = 0.989 > 0.05)。以上结果表明，学业倦怠在成就动机总分与学业拖延间起到了完全中介的作用，其中介效应占总效应的比例为(0.439 × 0.513) ÷ 0.225 × 100% = 100%。中介效应依次检验的回归方程如表12。
Table 5. Regression analysis of academic procrastination to motivation of avoiding failure (n = 223)
表5. 学业拖延对避免失败动机的回归分析(n = 223)
Table 6. Regression analysis of academic burnout to motivation of avoiding failure (n = 223)
表6. 学业倦怠对避免失败动机的回归分析(n = 223)
Table 7. Multiple regression analysis of academic procrastination to motivation of avoiding failure and academic burnout (n = 223)
表7. 学业拖延对避免失败动机、学业倦怠的回归分析(n = 223)
Table 8. Mediation effect of academic burnout on the relationship between motivation of avoiding failure and academic procrastination
表8. 学业倦怠在避免失败动机与学业拖延间的中介效应
注：SE表示标准误。
Table 9. Regression analysis of academic procrastination to achievement motivation (n = 223)
表9. 学业拖延对成就动机总分的回归分析(n = 223)
Table 10. Regression analysis of academic burnout to achievement motivation (n = 223)
表10. 学业倦怠对成就动机总分的回归分析(n = 223)
Table 11. Multiple regression analysis of academic procrastination to achievement motivation and academic burnout (n = 223)
表11. 学业拖延对成就动机总分、学业倦怠的回归分析(n = 223)
Table 12. Mediation effect of academic burnout on the relationship between achievement motivation and academic procrastination
表12. 学业倦怠在成就动机总分与学业拖延间的中介效应
4. 分析讨论
4.1. 大学生学业拖延、学业倦怠和成就动机的相关
本研究结果表明，成就动机与学业拖延存在极其显著的负相关，即成就动机总分越高，学业拖延的倾向程度就越低，这与以往的研究一致( 赵婉黎，2007 ； 申雨凡，2012 )。具体到成就动机的两个维度而言，本研究结果表明，大学生追求成功的动机与学业拖延存在负相关但不显著，而避免失败的动机则与学业拖延有极其显著的正相关，这与前人研究不尽一致。究其原因，可能在于所研究的大学生中追求成功的动机相对高于避免失败的动机，而学业拖延则非常普遍地存在于大学生中，因此追求成功与学业拖延关系不很明显；然而，当避免失败的动机占主导地位时，更多的是因害怕失败而畏首畏尾，瞻前顾后，磨磨蹭蹭，也就更多表现出学业拖延。
研究表明，成就动机与学业倦怠及情绪衰竭、讥诮态度和低个人成就感三个维度之间存在显著的负相关，即大学生追求成功的动机越强，就越少体验到学业倦怠；而避免失败的动机越强，就越容易感到倦怠。这与以往研究结果相一致( 徐馨，2010 ； 罗志懿，2012 )。原因可能在于那些追求成功动机占主导的大学生，他们往往不惧挑战，积极乐观地对待自己的学业任务，并尽力完成好自己的学业，从而体验到更多的成就感和满足感，在学业上也越来越自信，所以很少体验到倦怠；而避免失败动机占主导时，往往过多地担心失败，造成学业压力过于沉重，从而更容易产生心理耗竭。
关于学业倦怠与学业拖延之间，本研究表明，学业倦怠及各维度与学业拖延呈极其显著的正相关，即学业倦怠程度越高，学业拖延程度也就越高，这与以往研究一致。原因不难分析：学业倦怠使学生从身体到心理都感到疲惫和精力衰竭，从而不能高效地进行学习，体会不到完成学业计划的成就感和喜悦，就会更加不满和疲惫，对学业任务的热情减退，因此也更倾向于延迟对整个学业任务的完成。
4.2. 大学生成就动机、学业倦怠对学业拖延的预测作用分析
本研究中结果显示，成就动机总分对学业拖延具有极其显著的负向预测作用，预测力为5%。具体而言，成就动机中追求成功的动机对学业拖延不具有显著的预测作用，而避免失败的动机对学业拖延则具有极其显著的正向预测作用，预测力为5.8%。这与本研究之前的结论：成就动机总分与学业拖延存在显著的负相关，其中追求成功的动机与学业拖延呈负相关但不显著，避免失败的动机与学业拖延呈显著正相关相一致。但总体而言，不管是成就动机总分还是避免失败这一动机维度，对学业拖延的直接预测力都一般。
关于学业倦怠对学业拖延的预测，本研究结果表明，学业倦怠的情绪衰竭、讥诮态度和低个人成就感这三个维度对学业拖延有显著的预测作用，它们的联合解释率为26.9%，这与以往的研究结果近似，也与本研究之前做出的大学生学业倦怠及各维度与学业拖延存在极其显著的正相关的结论相一致。
4.3. 大学生学业倦怠在成就动机对学业拖延影响中的中介作用
本研究中，因为追求成功的动机与学业拖延相关不显著，因此研究者只选取避免失败的动机与学业倦怠两个变量来探究两者对学业拖延的影响。通过第一步回归分析发现，避免失败的动机对学业拖延的回归达到了极其显著的水平。然后通过第二步的回归分析，考察到自变量避免失败的动机对学业倦怠的回归也达到了显著的水平。第三步，当将学业倦怠和避免失败的动机同时纳入回归方程中时，避免失败的动机回归系数未达到显著性水平。这表明学业倦怠在避免失败和学业拖延间起到了完全中介的作用，即大学生避免失败的动机对学业拖延的影响完全是通过学业倦怠产生的。研究显示，中介效应与总效应的比值为97.9%。即大学生避免失败的动机对学业拖延的影响中97.9%是通过学业倦怠产生。因此说对于避免失败动机较强烈的研究生而言，减少学业倦怠状况对于改善学业拖延的现状具有重要的意义。
之后研究者进一步选取了成就动机总分与学业倦怠两个变量来探究二者对学业拖延的影响。经过三步回归分析得出，学业倦怠在成就动机总分和学业拖延间也起到了完全中介的作用，中介效应占总效应的比例甚至达到了100%。这一结果完全验证了本研究的假设，即学业倦怠在成就动机对学业拖延的影响中起到中介作用。
5. 研究结论与建议
5.1. 研究的主要结论
本研究可以得出如下结论：
1) 大学生学业拖延与成就动机、学业倦怠存在两两显著相关。其中，学业拖延与学业倦怠呈显著正相关、与成就动机呈显著负相关，成就动机与学业倦怠存在显著负相关。
2) 成就动机和学业倦怠对学业拖延具有显著的预测作用。避免失败的动机与学业倦怠对学业拖延均具有正向预测作用。
3) 学业倦怠在成就动机与学业拖延之间起中介作用。其中，学业倦怠在避免失败的动机与学业拖延之间起完全中介作用，在成就动机总分与学业拖延之间也起完全中介作用。
5.2. 建议
1) 各级各类高校应普遍重视大学生的学业倦怠和学业拖延现象，采取必要的干预措施预防和控制大学生的学业倦怠和学习拖延。如可将具有学业倦怠及学习拖延的学生组成小组，进行定期团体心理辅导和培训。
2) 强化大学生的时间观念，鼓励设定一个一个的具体目标，加强对大学生的自我发展教育，增强其自控能力和对时间的合理管理。
3) 改善教学模式，激发学生的学习兴趣，并教给学生一些认知学习策略、时间管理策略、自我监控策略等，注重培训学生的自我管理能力。
4) 加强大学生的心理健康教育，提高自我效能感，形成良好的情绪管控能力，减少焦虑，客服畏难情绪，培养其健全人格和良好心理素质。
5) 对于以避免失败为主的大学生，为改变其学业拖延的现状，提高学习效率和质量，可从其倦怠状况着手，减少其学业方面的焦虑，循序渐进，逐步改善学业拖延。
6) 塑造有利于竞争的环境，促进成就动机的发展，设立合理的奖励机制，调动学生的学习热情。