大学生完美主义_自尊与学业拖延的关系_陈陈(1)

4918（2013）04-0368-377文章编号：1001-

心理发展与教育中图分类号：B844.3

文献标识码：A

第4期

*

、大学生完美主义自尊与学业拖延的关系

陈陈

1，2

燕婷

2

林崇德

3

（1.南京师范大学心理学院，北京100875；南京210097；2.北京师范大学心理学院，

3.北京师范大学发展心理研究所，北京100875）

摘

特别考察了自尊在完美主义与学业要：采用问卷法调查了311名大学生学业拖延与完美主义和自尊的关系，

拖延关系间的中介作用。研究结果表明:(1)学业拖延与消极完美主义显著正相关，与积极完美主义显著负相关，与自尊显著负相关;自尊与消极完美主义显著负相关，与积极完美主义显著正相关。(2)消极完美主义显著正向预测学业拖延，积极完美主义和自尊显著负向预测学业拖延。(3)自尊在积极、消极完美主义与学业拖延关系间起部分中介作用。

关键词：学业拖延;完美主义;自尊;大学生

1前言

拖延是推迟必须要完成的目标的倾向（Ferrari，

2011）。国括学业拖延的预测变量（Ｒabinetal．，

内学者近几年才开始关注学业拖延及其影响因素

（包翠秋，2007；毕重增，2005；程素萍，彭香萍，李2010；迟昊阳，2012；敏，张睆，赵冉，侯志瑾，林楠，

2009）。在影响拖延或学业拖延庞维国，韩贵宁，的人格特质中，国内外学者都关注到学生的完美

主义倾向（zer＆Ferrari，2011；Saddler＆Buley，1999；迟昊阳等，2012）。完美主义最初被视为一个单一维度的心理特征，随着研究不断深入，完美主义度结构的观点得到了该领域学者们的普遍认可（Frost，Marten，Lahart，＆Ｒosenblate，1990；Hamachek，1978；Hewitt＆Flett，1991；Slaney，Ｒice，Mobley，Trippi，＆Ashby，2001）。近来，在度观点基础上，越来越多学者提出，“完美主义心理不应简单、一概地视作破坏性和消

……健康的完美主义者是有可能存在的（訾极的，2004）。”非，

主要存在两种代表对完美主义度的认识，

性的观点。Hewitt和Flett（1991）发现，完美主义可以视为一个包括自我定向、他人定向和社会规定三个维度的心理结构。自我定向的完美主义者对自己有很高的期望，设定非现实的自我标准并为之努力，力图将所有的事情做得尽善尽美，他们有清晰的理想自我图式。他人定向的完美主义者对他人有很高的期望，希望他人完美。社会规定的完美主义指个

Johnson，＆McCown，1995；Lay，1986）。学业拖延是拖延在学校情境中的表现，与学习任务的完成有

关。有学者认为，学业拖延是对要在预期时间内完成的学习任务的一种自愿延迟，即使知道这种延迟会带来不良后果（Senécal，Koestner，＆Vallerand，1995；Solomon＆Ｒothblum，1984；Steel，2007）。也有学者将学业拖延理解为因个体迟迟不着手一项最终必须完成的任务而经历到的情绪不适（Lay＆Schouwenburg，1993）。

学业拖延在大学生中普遍存在。国外有学者指出，大约30%至60%的本科生报告了有规律的对学习任务，如准备考试、写学期论文或完成每周阅读任Upham，2011）。务的拖延（Ｒabin，Fogel，＆Nutter-国内也有学者指出，我国不同区域、类别高校中的大学生普遍存在学业拖延现象（庞维国，韩贵宁，2009）。鉴于学业拖延会影响大学生的学习表现，阻碍其学习进步，增加其压力并降低生活质量，国内外学者做了大量工作来研究是什么因素导致大学生学业拖延产生并使之维持（Ｒabinetal．，2011；田2011）。芊，邓士昌，

自上世纪80年代起，国外学者们陆续从人格、认知、情绪、成就动机和执行功能等角度来概

*基金项目：教育部人文社科研究项目（10YJCXLX002）；江苏省教育厅高校哲学社会科学研究项目（211060A5103）．E-mail：chenchen@njnu．edu．cn通讯作者：陈陈，

368

陈陈燕婷自尊与学业拖延的关系林崇德：大学生完美主义、

体感受到来自重要他人和现实社会卓越标准的压

力，尽力去满足别人对他/她的期望，生怕别人对他/她失望。而Frost等人（1990）从完美主义心理产生的原因上，归纳出了完美主义的六个维度：过分担心犯错、高个人标准、对自身行动的怀疑、对条理和组织的偏好、知觉到父母高期望以及知觉到父母批评。过分担心犯错的人，即使面对一点小错误也会认为未能达到既定的标准，其对失败的恐惧超越了对成就的追求。高个人标准是指为自己制定过高的、不切实际的目标。对自身行动的怀疑反映了个体对自己所做的事情不能感到满意，犹豫不决。对条理和组织的偏好反映了个体的组织能力和对整洁的追求。借助Frost等人设计的研究工具对大、中学生的研究表明，完美主义者可以分为消极、积极和非完美

1997；Zi，2003）。这一对积主义三种类型（Parker，

极和消极完美主义类型的划分也得到了其他研究者

2008；Ｒice＆Lopez，2004；Slade＆的支持（Canter，

Owens，1998；Terry－Short，Owens，Slade，＆Dewey，1995）。积极完美主义以拥有很高的个人标准但较少担心犯错误为特征，与主动应对、高自尊、

成就和尽责性等积极变量相关（Parker，1997；Ｒice＆Lapsley，2001），而消极完美主义则以过分担心犯错误、自我怀疑和认为无法达成个人标准为特征（Frost，Heimberg，Holt，Mattia，＆Neubauer，1993；Slaneyetal.，2001）。

在大学生这一群体中，完美主义者比例很高，约三分之二的大学生都可以被归为完美主义者（Grzegorek，Slaney，Franze，＆Ｒice，2004；Ｒice＆Lopez，2004），完美主义很可能成为学业拖延的一个预测变量，国内外实证研究的结果支持这一设想。完美主义与学业拖延关系的研究表明，学业拖延与自我定向的完美主义显著负相关（Seo，2008），与社会规定的完美主义显著正相关（Flett，Blankstein，Hewitt，＆Koledin，1992；Onwuegbuzie，2000）。消极完美主义与学业拖延显著正相关（Burns，Dittmann，Nguyen，＆Mitchelson，2000），消极和积极完美主义分别与一般拖延显著正、负相关（迟昊

2012）。虽然已有研究从不同角度探索了完阳等，

美主义与学业拖延的关系，但是鲜有研究同时检验积极和消极完美主义对学业拖延的影响。而来自中国研究生群体的数据显示，积极完美主义者和消极完美主义者分别占调查人数的47%和25%（Zi，2003）。鉴于这一显著的类型差异，对于正常大学生群体，应该区分积极和消极完美主义，并在此基础上

探讨其与学业拖延的关系。

在完美主义与学业拖延关系的研究中，国内外

学者发现，成就动机变量，如成就需要（Steel，2007；2012）和自我效能（Seo，2008；田芊，迟昊阳等，邓

2011）起着部分或完全中介作用。那么在完士昌，

美主义和学业拖延的关系中是否还存在其它可能成为中介变量的因素呢？关于心理构念在教育情境中Matthews，Zeidner和Ｒoberts（2008）提的作用问题，

出了一个三层次变量的关系路径。第一层次的变量是特质性或倾向性构念，如人格特征和能力等，它对第三层次结果变量，如学业成就、问题行为等的影响，往往要借助第二层次的中介过程来实现，包括自我调节、动机过程或对任务的认知。基于这一理论思考，完美主义作为一种人格特征，它对学业拖延的影响的确可能通过某些中介变量来实现。自尊作为一种与自我评价有关的情绪自我调节变量，其在完美主义和学业拖延关系中的中介作用值得探讨。构成完美主义与学业拖延关系的中介变量既要与完美主义相关，又与学业拖延相关。大量关于拖延的文献表明，自尊与拖延的关系十分密切，低自尊显著预

2006；Ferrari，2000；Klassen测学业拖延（DiFabio，

etal．，2010；Owens＆Newbegin，2000；Steel，2007）。与此同时，自尊与完美主义显著相关的研究结果也为自尊成为完美主义和学业拖延关系之间

可能的中介变量提供了支持（Besharat，2004；Elion，Wang，Slaney，＆French，2012；Grzegoreketal．，2004；Mobley，Slaney，＆Ｒice，2005；Ｒice＆Slaney，2002）。譬如，Besharat（2004）对伊朗大学生的研究表明，积极完美主义与自尊显著正相关，消极完美主义与自尊显著负相关。Elion等（2012）对美国大学生的研究也表明，与消极及非完美主义者相比，积极完美主义者报告了更高的自尊得分和更低的抑郁得分。

综上所述，国内外学者虽然探讨了完美主义对学业拖延的影响，但是并未就积极和消极完美主义与正常大学生群体的学业拖延关系进行分析。而且，国内外学者虽然检验了成就需要和自我效能在完美主义与学业拖延中的中介作用，但并未关注其它可能存在的中介变量，特别是与情绪有关的变量，如自尊（Canter，2008；Ｒobins，Fraley，Ｒoberts，＆Trzesiewski，2001；Tafarodi＆Swann，1995）。再者，虽然国内外学者分别研究了完美主义、自尊与学业拖延的关系，但对完美主义和自尊同时预测学业拖延，特别是自尊在完美主义对学业拖延影响中可能

369

2013年心理发展与教育第4期

存在的中介作用，缺乏探讨，这不利于深入理解究竟完美主义如何借助自尊这一与自我价值和尊重感有关的因素对学业拖延产生影响。因此，本研究试图从两个方面探讨完美主义、自尊与学业拖延的关系：一方面，本研究检验积极和消极完美主义、自尊对大学生学业拖延的共同预测作用；另一方面，本研究检验自尊在积极和消极完美主义与学业拖延关系中的中介效应，以深入了解大学生学业拖延行为背后的心理机制，特别是完美主义这一人格特质如何通过与情绪有关的自尊变量影响学生的学业拖延，从而对大学生的有效学习提出合理化建议。基于已有文献，本研究假设：（1）消极完美主义正向预测学业拖延，积极完美主义负向预测学业拖延；自尊负向预测学业拖延。（2）消极完美主义负向预测自尊，积极完美主义正向预测自尊，自尊在完美主义对学业拖延的影响中起中介作用。

，面的自我评估，即：拖延频率（1代表“从不拖延”

5代表“总是拖延”）、拖延是否构成一个问题（1表“从不是问题”，5表示“总是个问题”）及想降低示

，5代表“绝对拖延的程度（1代表“根本不想降低”

）。计算学业拖延分数时，想降低”遵循量表编制者

1984），的程序（Solomon＆Ｒothblum，将研究对象在拖延频率和是否构成问题两方面共12道题目的评

分相加（Howell＆Watson，2007；Onwuegbuzie，2000），分数越高说明拖延程度越严重。上述12题的内部一致性信度系数α在已有研究中为0.84（Onwuegbuzie，2000）和0.75（Howell＆Watson，2007），在本研究中为0.85。（2）中文版Frost度完美主义量表（TheChineseFrostMultidimensionalPerfectionismScale，CFMPC）。该量表的英文版由Frost（1990）编制，测量完美主义者的典型认知、情绪和行为表现。訾非和周旭（2006）根据的中文语言习惯加以修改，

、并进行了信效度检验。该问卷包括“担心错误”“条理性”、“父母期望”、“个人标准”和“行动的疑s虑”五个维度，共27个项目，五个维度的Cronbach’0.81、0.74、0.70和0.，α分别为0.76、重测信度

0.63、0.75、0.78和0.79（訾非，为0.82、周旭，2006）。本研究中该量表采用7级计分，1表示条目

，7则表示“完全内容与自身情况“完全不符合”。符合”

对五因素模型的验证性因素分析结果表明，正

5因子一阶模型的模型拟合指数为：如修订者所想，

22df=313，ＲMSEA=χ=1091.，χ/df=3.49，

0.09，NNFI=0.90，CFI=0.91。可见，模型与数据

2

2.1

方法

被试

采用便利性取样，在南京两所高校调查了350

名在校大学生的完美主义、自尊和学业拖延，获得有效问卷311份，问卷回收有效率为88.86﹪。311名研究对象年龄在18～20岁，其中男生88名，女生223名；文科学生127名，理工科学生184名。全部学生中，大一学生107名，大二学生79名，其余125名为大三学生。2.2

研究工具

（1）学业拖延测评量表－学生版（Procrastination

AssessmentScale-Students，PASS）。该量表包括两个部分：第一部分18题，测量学生在六种学习任务上的拖延频率、严重程度及想降低拖延行为的程度；第二部分26题，评估造成拖延行为的13种可能原因（Solomon＆Ｒothblum，1984）。由于本研究的目的是了解大学生学业拖延程度及其与完美主义和自尊的关系，故仅采用该量表的第一部分。这一部分的题目在关雪菁（2006）中文修订版的基础上结合原量表在表述上进行了进一步核查，对个别题目的表述进行了适当调整。

PASS第一部分涉及的六种学习任务包括撰写期末论文、期末考试复习、完成每周的阅读任务、学业管理任务，如选课、借还图书、制定学习计划等、参与任务，如与导师见面、参加导师召开的会议或小组讨论等及学校的一般活动，如听讲座等。本部分采用五级记分，请被试对每一种学习任务进行三个方370

的拟合是可接受的。但项目27和21与所属因子共

享变异小于0.20，需要在今后的研究中进一步修订。本研究中，条理性、担心错误、个人标准、父母期

sα系数分别为0.88、望和行动迟疑的Cronbach’

0.87、0.80、0.79和0.。

根据Parker（1997）以及訾非和周旭（2006）的

，“担心错误”、“行动研究，度完美主义量表中”、“个人标准”的疑虑和“父母期望”是消极完美主

，“条理性”义的四个维度是积极完美主义的维度。前者追求过高的标准，害怕失败，担心使他人失望，

行动前犹疑不决；后者追求合理的、现实的标准，追求成功，并从中获得满足和自我肯定（Canter，2008）。

（3）自尊量表（Self-EsteemScale）。该量表是

Ｒosenberg于1965年编制，用于测量青少年一般的、

陈陈燕婷自尊与学业拖延的关系林崇德：大学生完美主义、

单维的自我评价，即个体重视和尊重自身的程度。

1代表“非常符该量表共10个项目，采用四级记分，，4代表“非常不符合”。其中五个项目为正向合”

；五个项目为反向记分，例如“我对自己感到满意”“我感到自己值得自豪的地方不多”。反计分，例如

10个项目的分数相加求均值，得到个体向计分后，

的自尊分数，分数越高，说明个体自尊水平越高。该

量表的Cronbach’sα系数介于0.84～0.87（Ｒosenberg，1965；Fee＆Tangney，2000）。2006）指出，国内有学者（田录梅，该量表的第8（“我希望为自己赢得更多尊重”）存在文化适用题

性问题，它在原量表中是反向记分项目，但其含义表达在我国文化中更倾向于正向记分，而且正向计分或直接删除才能满足量表令人满意的信效度的标准。本研究也发现，将所有反向记分项目（包括第8题）进行正向计分处理后，项目8与其它项目之间为负相关，而其它项目两两之间均为正相关。样本数据对单维自尊模型的验证性因素分析结果表明，当10个项目，包括反向计分后的项目8，包括在模

2

df=33，型里时，模型A拟合指数为χ=153.56，

2

ＲMSEA=0.11，NNFI=0.92，CFI=χ/df=4.65，

2.3研究过程

在南京两所高校招募大学生被试，在教室或图

书馆对其进行学业拖延、自尊和完美主义的问卷调查，在调查的同时获得大学生性别、年龄、专业和年级等人口学资料。整个施测过程大约持续10分钟，所有被试均在知情同意前提下参与了本问卷填答。2.4数据处理

运用SPSS19.0对数据进行了录入和整理。用LISＲEL8.70和SPSS19.0统计软件对数据进行验证性因素分析、多元回归分析和路径分析。

3

3.1

结果

完美主义、自尊和学业拖延的描述性统计

本研究中完美主义的5个维度（担心错误、个

人标准、行动迟疑、父母期望、条理性）、积极和消极完美主义、自尊及学业拖延等变量的均值、标准差和取值范围见表2。

样本t检验表明，男女生在学业拖延得分p=0.05），上存在显著差异（t=1.967，女生的拖延程度高于男生。在消极完美主义的得分上，男女生p存在显著差异，男生得分高于女生（t=－3.448，＜0.01），除“行动消极完美主义内部四个维度中，，“担心错误”、“个人标准”迟疑”其它三个维度即和“父母期望”男生得分均显著高于女生。积极完美主义和自尊的性别差异不显著。在专业方面，文科与理工科专业的学生仅在完美主义的“条理性”维度上（即积极完美主义）存在显著差异（p＜0.05），理工科学生得分显著高于文科学生。方差分析的结果表明，大一、大二、大三学生在学业拖延、完美主义的5个维度以及消极、积极完美主义得分上均不存在显著的差异，唯在自尊变量上存在显著年级差异，F（2，308）=4.307，p＜0.05。上述结果见表1。

0.94。项目8的因子载荷为－0.31，与因子共享的

变异只有0.10，说明这个项目需要修订或可考虑删除。删除该题后9个项目构成的模型B的拟合指数

22

df=25，ＲMSEA=为：χ=115.92，χ/df=4.，0.108，NNFI=0.93，CFI=0.95。两个嵌套模型的

2

p＜0.01。可见，Δχ=37.，Δdf=8，包含9个自尊

项目的模型B与本研究数据的拟合是可接受的，而且

模型更简约。9个项目所构成的自尊量表的Cronbach’sα系数由10个项目时的0.81提高到0.86。因此，本研究删除了项目8，将其它9个项目的得分加总求均值，得到个体自尊的分数。

表1

学业拖延

MSD

女男

t文理t大一大二大三F（2，308）

2.702.

0.620.70

自尊M3.133.133.153.123.043.213.1.307

SD0.400.450.390.440.380.350.46

*

自尊和学业拖延在性别、完美主义、专业和年级上的差异

担心错误

MSD2.372.86

0.961.11

个人标准

MSD3.824.27

1.131.03

行动迟疑

MSD3.693.693.663.713.843.713.55

1.051.061.001.080.961.141.05

父母期望

MSD3.533.98

1.221.23

条理性

MSD5.215.235.065.32

1.041.161.190.98

1.967*

2.650.622.662.2.582.72

0.670.610.600.71－0.177

－0.063

＊＊

－3.8＊2.561.07＊

－3.240＊4.001.00

0.027

＊

－2.1＊3.681.23

－0.197

2.472.502.562.47

1.001.030.981.07

3.914.023.943.

1.201.250.971.09

3.3.743.653.59

1.251.281.181.25

0.5760.7340.702－0.4120.216

－2.085*

5.251.055.215.19

1.001.14

1.1680.2010.3762.1940.4680.079

＊＊＊＊＊

p＜0.01，p＜0.001．注：*p＜0.05，

371

2013年心理发展与教育第4期

进一步多重比较发现：只有大一与大二学生在自尊得分上差异显著（p＜0.05），大二学生的自尊得分显著高于大一学生。鉴于学业拖延、完美主义和自尊在性别、专业和年级上存在显著差异，性别、专业和年级这三个人口学变量在后续的多元回归分析中首先加以控制，排除其在完美主义和自尊对学

表2

1

1学业拖延

2自尊3担心错误4个人标准5行动迟疑6父母期望7条理性

8消极完美主义取值范围均值标准差

1

＊

－0.237＊0.104

业拖延的预测中的影响。3.2完美主义、自尊和学业拖延的相关分析由表2的相关矩阵可知，学业拖延与积极完美

（“条理性”主义维度）和自尊存在显著的负相关，与消极完美主义存在显著正相关。自尊与消极完美主义显著负相关、与积极完美主义显著正相关。

自尊和学业拖延的零阶相关矩阵完美主义、

21

3

4

5

6

7

8

－0.040

＊

0.267＊0.094

＊

－0.297＊0.003＊

－0.387＊－0.069＊

0.147＊

1

＊

0.527＊＊

0.355＊＊

0.424＊0.033

1

＊

0.303＊＊

0.439＊＊

0.366＊

1

＊

0.227＊＊

0.168＊

1

＊

0.174＊

－0.116*0.1421.00～5.00

2.660.65

*

1

＊

0.258＊1.83～7.00

－0.2451.56～4.00

3.130.41

＊＊

0.775

1.00～5.83

2.501.03

＊＊

0.778

1.17～6.67

3.951.12

＊＊

0.627

1.00～6.75

3.691.05

＊＊

0.741

1.00～7.00

3.661.24

＊＊

11.33～5.86

3.430.82

5.211.07

“担心错误””“父母期望”、“个人标准、“行动迟疑”注：根据訾非与周旭（2006）的研究，消极完美主义的得分等于和四个维度的得分相加

*＊＊＊＊＊

除以四个维度的总题数；p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001．

学业拖延只就消极完美主义的四个维度而言，

与消极完美主义的“行动迟疑”维度显著正相关（p＜0.01），、“个人标准”和“父母期与“担心错误”望”三个维度均不存在显著相关。自尊与消极完美“担心错误”、“行动迟疑”主义的显著负相关（p＜0.01），“个人标准”和“父母期望”不存在显著相与关。此外，消极完美主义四个维度的两两正相关均非常显著（p＜0.01）。

上述相关分析的结果表明，作为预测变量的完美主义和自尊与结果变量学业拖延之间存在显著线性相关，在下一步的回归分析中，具备用完美主义和自尊预测学业拖延的条件。考虑到消极完美主义四个维度之间的较高相关，本研究使用消极完美主义的得分进入回归分析。3.3积极、消极完美主义、自尊对学业拖延影响的

回归分析

本研究目的之一在于检验完美主义和自尊对学业拖延的共同预测作用。采用层次回归分析（HierarchalＲegression）的方法，以学业拖延为因变量，以积极和消极完美主义、自尊为自变量，建立完美主义、自尊对学业拖延影响的回归模型，同时控制性别、专业和年级等人口学变量。具体而言，在模型

①

0代表女生，1代表第一层，放入性别（0和1计分，0代表文科，1代表理工男生）、专业（0和1计分，科）和年级（在本研究中，生成了大二比大一的虚拟变量，大一作为对照组），在模型第二层放入积极和消极完美主义，探索完美主义对学业拖延的贡献，在模型第三层放入自尊，探索完美主义和自尊对学业拖延的共同预测①。

回归分析结果表明，以完美主义预测学业拖延F（5，305）=4.5，p＜的回归模型极其显著，

0.001。控制了性别、年级和专业等人口学变量的前提下，消极完美主义显著正向预测学业拖延，积极完美主义显著负向预测学业拖延。以完美主义和自尊共同预测学业拖延的回归模型极其显著（模型第三F（6，304）=5.398，p＜0.001。控制了性别、层），

年级、专业等人口学变量和完美主义的前提下，自尊显著负向预测学业拖延，其对学业拖延预测的增值贡献为2.7%（结果见表3）。3.4

自尊的中介效应分析

如果自尊在完美主义对学业拖延的预测过程中起中介作用，需要同时满足以下三个条件：（1）自变量积极和消极完美主义显著影响因变量学业拖延；

模型第二层应该同时放入完美主义和自尊。由于本研究目的之二在于检验自为了检验完美主义和自尊对学业拖延共同的预测作用，尊在完美主义和学业拖延关系中的中介效应，必须建立完美主义预测学业拖延的回归模型，篇幅所限，此处第二层放入完美主义，在第三层再加入自尊，看完美主义和自尊对学业拖延的共同预测作用，特此说明。

372

陈陈燕婷自尊与学业拖延的关系林崇德：大学生完美主义、

（2）积极和消极完美主义显著预测中介变量自尊；

（3）积极、消极完美主义和自尊共同预测学业拖延，尤其控制了完美主义对学业拖延的影响后，自尊依然显著预测学业拖延（Baron＆Kenny，1986）。对于中介效应的性质，如果加入中介变量自尊后，完美

表3

预测变量第一层性别专业年级第二层消极完美主义积极完美主义

第三层消极完美主义积极完美主义

自尊

0.096

0.078

0.070

0.0

0.015

0.006

Ｒ

2

主义对学业拖延的影响依然显著，则中介变量起着

部分中介效应；若完美主义对学业拖延的影响不显著，则中介变量起着完全中介效应（温忠麟，张雷，

2004）。侯杰泰，刘红云，

自尊对学业拖延影响的回归分析结果完美主义、

学业拖延

调整后Ｒ

2

Fβ－0.103－0.007－0.055

＊＊

0.214＊＊

－0.172＊

t－1.7－0.119－0.9653.666－2.9732.627－2.227－2.995

*

＊＊

p＜0.05，p

1.596

（3，307）

＊＊4.5＊（5，305）

＊＊5.398＊（6，304）

＊

0.159＊

－0.130*－0.175

＊＊

第二层只报告了两类完美主义的β值，第三层只报告了完美主义和自尊的β值，性别、专业和年级的β值略．注：篇幅所限，

22＊＊＊＊＊＊＊＊

＜0.01，p＜0.001，ΔＲmodel2-model1=0.0，ΔＲmodel3-model2=0.027．

为了检验自尊的中介效应，本研究需要建立三个回归模型。模型一：考察完美主义对学业拖延的预测作用（结果见表3）；模型二：考察完美主义对中介变量自尊的预测作用（结果见表4）；模型三：考察完美主义和自尊对学业拖延的预测作用，尤其考察在控制了完美主义对学业拖延的预测之后，自尊的预测效力（结果见表3）。鉴于本研究所使用的都是显变量，参照温忠麟等人（2004）提出的实用的中介效应检验程序，对各个方程的回归系数进行检验，看上述回归分析结果是否同时满足中介效应的三个条件。

关于条件1，自变量积极和消极完美主义显著

表4

预测变量第一层性别专业年级第二层消极完美主义积极完美主义

0.126

0.111

0.013

0.004

Ｒ

2

影响因变量学业拖延，由表3（回归模型的第二层）

可知，控制了性别、年级和专业等人口学变量的前提下，消极完美主义显著正向预测学业拖延，积极完美主义显著负向预测学业拖延。回归系数t检验结果p＜0.001；积极完美显著，消极完美主义β=0.214，

p＜0.01。主义β=－0.172，

关于条件2：积极和消极完美主义显著预测中

介变量自尊，由表4可知，积极和消极完美主义分别显著正向和负向预测自尊，回归系数t检验结果显

p＜0.001；消极完美主著（积极完美主义β=0.235，p＜0.001）。义β=－0.315，

完美主义对自尊影响的回归分析结果

调整后Ｒ

2

自尊

F

β－0.017－0.0250.113

＊＊

－0.315＊

t－0.297－0.4381.955－5.57.205

1.385（3，307）

＊＊8.763＊（5，305）

0.235

＊＊＊

注：采用层次回归，以自尊作为因变量，以积极和消极完美主义作为自变量建立回归模型，同时控制性别、专业和年级等人口学变量．篇幅

*2＊＊＊＊＊＊＊＊

ΔＲmodel2-model1=0.112．所限，第二层只报告了两类完美主义的β值．p＜0.05，p＜0.01，p＜0.001，

当控制了完美主义对学业拖延的关于条件3，

影响后，自尊依然显著影响学业拖延，由表3（模型第三层结果）可知，当控制了人口学变量、积极和消

极完美主义后，自尊依然显著影响学业拖延，其对学

业拖延预测的增值贡献为2.7%。自尊变量的回归p＜0.01）。而系数t检验结果显著（β=－0.175，

373

2013年心理发展与教育第4期

且，当加入中介变量自尊之后，积极和消极完美主义对学业拖延的影响减小了：消极完美主义预测学业拖延的标准回归系数由0.214下降到0.159，积极完美主义的标准回归系数绝对值（关系的强度）由0.172下降到0.130（见图1和图2）。但是完美主义对学业拖延的影响依然显著（消极完美主义β=

＊

0.159＊；积极完美主义β=－0.130*）。综合上述分析，自尊在完美主义对学业拖延预测过程中的部

理信念困扰和伤害的人，更可能对良性事件产生负

面甚至灾难性解释，从而非理性地推延生活中很多大事小事（Steel，2007）。与此相反，积极完美主义者追求合理的、现实的标准，追求成功，并能从中获他们做事有组得满足和自我肯定（Canter，2008），织、对生活有计划。很多研究指出，拖延本质上是自我调节失败或自我控制不良（Steel，2007），而富有组织和条理性的积极完美主义者可以通过加强目标设定、缩小意图和行动间的鸿沟、改善回避该做的事请而转做其它事情的不良习惯等减轻拖延行为的发生。

本研究还发现，自尊与学业拖延显著负相关，自尊显著负向预测学业拖延，这与本研究预期及前人研究结果一致（DiFabio，2006；Ferrari，2000；Owens＆Newbegin，2000；包翠秋，2007）。在Ｒosenberg（1965）看来，自尊是个体重视和尊重自己的程度。低自尊的个体不重视自己，往往从消极方面看待自己，认为自己不够好或无价值，因而在面对任务，尤其是挑战性任务的完成时，容易滋生焦虑和负性情感，甚至想到任务都会唤起焦虑感，因此，个体就会开始从事别的任务或从该完成的事情上分心，表现为采用拖延这种方式应对日常生活中的各

分中介效应显著。这与本研究的假设一致，换句话

说，本研究的结果支持自尊作为完美主义和学业拖延关系的中介变量一说。

图1以积极和消极完美主义预测学业拖延的路径图

图2以积极和消极完美主义、自尊预测

学业拖延的路径图

项学习任务。

从研究结果来看，自尊与消极完美主义呈显著

负相关、与积极完美主义呈显著正相关。消极完美主义和积极完美主义分别负向和正向预测自尊。这说明不同类型的完美主义分别对自尊起到不同程度的消极和积极影响，这个结果与已有研究结果一致（Besharat，2004；Elionetal．，2012；Frostetal．，1990）。消极完美主义者对自己有过高或不切实际的标准，害怕失败，担心犯错误、自我怀疑（Canter，2008）。这些特征与低自尊者对自我的不重视、认为自己不够好，不足以胜任任务的完成密切相关。而积极完美主义者对自己的要求合理、现实，追求成功，并能从中获得自我肯定（Canter，2008），这恰恰反映了高自尊者对自我的认同和接纳。4.2

自尊在完美主义与学业拖延关系间的中介效应

本研究发现，完美主义除对学业拖延产生直接作用外，还通过自尊对学业拖延起到间接作用（如图1和图2所示）。具体而言，消极完美主义通过降低学生的自尊水平，间接助长了其学业拖延；而积极完美主义通过提高个体自尊水平，降低了其学业拖延水平。这一研究发现，填补了国内外关于完美主

4

4.1

讨论

自尊与学业拖延的关系完美主义、

本研究表明，消极完美主义和积极完美主义分

别显著正向和负向预测学业拖延，这与本研究的预期一致，也与相关研究结果一致（如Burnsetal．，2000；迟昊阳等，2012）。相当多的研究指出，个体之所以推迟本应完成的任务，明知这种延迟会带来不良后果，主要是担心受到严苛的评价，他们往往受两种不合理信念支配，一方面相信自己不足以完成任务，另一方面相信世界过于艰难和高要求。而惧怕失败、消极完美主义及评价焦虑恰恰都是上述不合理信念的表现形式（Beck，Koons，＆Milgrim，2000；Burka＆Yuen，1983；Ellis＆Knaus，1977；Knaus，1973；Schlenker＆Weigold，1990）。如前言所说，消极完美主义者对自己有过高或不切实际的标准，认为事情非完美即失败，害怕失败，担心犯错、在行动前犹疑不决（Canter，2008）。这些特征与支配拖延行为的上述不合理信念一致。遭受这些不合374

陈陈燕婷自尊与学业拖延的关系林崇德：大学生完美主义、

义、自尊和学业拖延关系研究中的空白，尤其是从划分积极和消极完美主义的角度探究三者之间的关

系，有助于增进我们对不同类型完美主义如何通过自尊进而影响学业拖延的问题的认识，加深我们对学业拖延心理机制问题的了解。

正如分析完美主义对学业拖延影响时所言，与积极完美主义相比，消极完美主义以诸多不合理信念为特征，如设立不切实际的标准，对自己的失败过度严苛，很少从活动中体验到乐趣，常常对自我的行动持怀疑态度等。因此，遭受这些不合理信念的个体，既可能怀疑自己顺利完成任务的能力，还可能相信任何达不到标准的失败都意味着自己不够好和无价值，这正是低自尊者的特点。而且，消极完美主义者受惧怕失败和担心他人失望的驱使（Canter，2008）。Ellis和Knaus（1977）早就指出，惧怕失败既与低自我效能有关，也与低自尊相关。上述分析表明，消极完美主义者倾向于表现低自尊水平，而自尊的低水平与拖延行为紧密相关。Owens和Newbegin（2000）的研究显示：低自尊的个体在面临新的学习任务或挑战时，倾向于用拖延的方式加以应对。而积极完美主义倾向的个体做事有条理、有计划，追求成功，行动果断，能借助一系列自我调节策略，增强自我价值感，加强对自我的积极评价。正是通过对自己的重视和尊重，个体提升了自尊水平，因此在面临学习任务或挑战时，较少倾向于用拖延的方式加以应对。

4.3本研究贡献、不足及其对大学生教育的意义本研究通过对不同类型完美主义、自尊和学业拖延关系的检验，进一步揭示了完美主义人格倾向不仅直接影响，而且通过自尊间接影响学业拖延这

Zeidner和Ｒoberts（2008）提一行为，既为Matthews，出的心理构念在教育情境中的作用问题的三层次变

量关系提供了实证数据的支持，又加深了我们对人格影响学业拖延行为的过程的认识。当然，本研究还存在以下值得进一步完善之处。首先，关于自尊这一构念，虽然Ｒosenberg认为自尊是个一般的单维的结构，但有研究指出，其自尊测量可以进一步区分出两个成分：自我喜欢（self－liking）和自我胜任（self－competence）（Canter，2008）。今后的研究中，可以对自尊构念做进一步区分，以便更深入地探讨完美主义如何借助不同的自尊成分影响学业拖延。其次，由于自尊与学业拖延、自尊与完美主义之间关系并不必然是单向的，因此本研究得出的结论不是因果性质的。在今后的研究中，借助纵向研究

设计将有助于我们更好地把握三者之间的因果

关系。

本研究结果对大学生的教育实践具有指导意义，为改善其学业拖延行为提供了一定的合理化建议。首先，在进行学业拖延的咨询和干预时应关注男女生在学业拖延水平上存在差异，充分考虑男女生不同的心理特点。其次，引导大学生形成积极的完美主义倾向，可以通过个体咨询或团体辅导的方式，改变其不合理的认知方式和信念，通过自我调节策略的学习，降低学生的消极完美主义倾向，提升其积极完美主义倾向，不过分担心失误、减少对失败的恐惧，从而降低学生在面对学业任务时的迟疑程度。在这一过程中，教育者还要重视引导学生进行客观的自我认识与自我评价，增强自我价值感，增强对自我的重视和尊重，培养较高的自尊水平，从而更大程度的激发个体追求合理的、现实的标准，并从中获得满足和自我肯定，最终逐步摆脱学业拖延的困扰，更加有效地投入到自己的学习生活中。

5结论

（1）大学生完美主义、自尊与学业拖延显著相关。消极、积极完美主义分别与学业拖延存在显著的正相关、负相关；自尊与学业拖延显著负相关；自尊与消极完美主义呈显著负相关，与积极完美主义呈显著正相关。

（2）积极完美主义和自尊显著负向预测学业拖延，而消极完美主义显著正向预测学业拖延；积极完美主义显著正向预测自尊，而消极完美主义显著负向预测自尊。

（3）自尊在完美主义和学业拖延关系之间存在部分中介效应。参考文献：

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Abstract：Thisstudyaimedtoinvestigatetherelationshipofacademicprocrastinationtoperfectionismandself-esteemamong311Chineseuniversitystudents，rangingfrom18to20yearsold．Inparticular，thisstudyexaminedthemediatingfunctionofself-esteemintherelationshipbetweenperfectionismandacademicprocrastination．Participants’academicprocrastination，positiveandnegativeperfectionism，andself-esteemweremeasuredbyProcrastinationAssessmentScale-Students，ChineseFrostMultidimensionalPerfectionismScale，andＲosenbergSelf-EsteemScale．Usinghierarchicalregressionprocedures，theresearchersfoundthatacademicprocrastinationwaspositivelyrelatedtonegativeperfectionismandnegativelyrelatedtopositiveperfectionismandself-esteem．Self-esteemwasnegativelyrelatedtonegativeperfectionism，butpositivelyrelatedtopositiveperfectionism．Furthermore，negativeperfectionismsignificantlyandpositivelypredictedacademicprocrastination，whilepositiveperfectionismsignificantlyandnegativelypredictedacademicprocrastination．Inaddition，self-esteempartiallymediatedthepredictionofacademicprocrastinationfrombothpositiveandnegativeperfectionism．Implicationsforcollegestudents’educationhavebeendiscussed．

Keywords：academicprocrastination；perfectionism；self-esteem；universitystudents

377