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1 引言

随着社会竞争的加剧、学业压力的提升，以及社会对高等教育的高度重视和高等教育普及率的提高，学业拖延现象越来越普遍。已有研究发现，大多数大学生都存在学业拖延现象（Ellis，1977；胡春宝，2008；程慧丽，2017）。从短期看，学业拖延会影响个体的学习效率、学业成就和技能掌握（陈丹，2023；王慧佳，2023），长期来看，还会加剧学业压力和焦虑情绪，给个体心理健康造成不良影响（洪伟 等，2018；Huang Haitao，2022；康蓉，2020，孙露，2024）。教育部在《高等学校学生心理健康教育指导纲要》中指出要加强学生心理健康教育；对学业拖延进行研究，有助于针对性地开展心理干预，落实相关心理健康教育政策。

大专生因其特殊性，相较于普通高等教育，学制更短、课程安排更紧凑，更早面临职业规划压力；并且部分学生可能因学习基础薄弱、目标感不强、专业兴趣不足、社交媒体普及等原因，更容易出现拖延行为，极易影响其后续发展。大专生作为高等教育的重要组成部分，关注他们的心理健康、分析其现状与发展情况，一方面关系到技能型人才的培养质量，能为职业教育教学改革提供理论依据，另一方面是对大学生心理健康研究的重要补充，对于提高大学生整体心理健康素质具有重要意义。

自我效能感最初由班杜拉（Albert Bandura）于1977年在其社会学习理论中提出：自我效能感是个体对自己是否有能力完成某一行为所进行的推测与判断。目前对自我效能感的研究包括一般自我效能感和某一具体领域的自我效能感，常见的如学业自我效能感、情绪调节自我效能感、职业决策自我效能感等。现有研究主要考察自我效能感与学习相关变量（学习投入、学习倦怠、学业拖延等）之间的关系，例如自我效能感和学习投入的关系（陶昱帆，2025；于世涛，2024；吴佳桧，2024），自我效能感与学习倦怠（谢道兵，2025；林洪毅，2023），自我效能感与学业拖延的关系（彭欣，2016；刘丽园，2025；陈金兰，2024；雷敏，2024）。

学业拖延这一概念最早于1984年在所罗门（Solomon）和罗斯·布洛姆（Roth blum）的文章中被提出，并被定义为个体在面对学业任务时，偏向于采取推迟任务的行为，并这种拖延行为会引发个体产生负面情绪（Solomon ＆ Roth blum，1984）。塞内卡（Senecal）将学业拖延定义为：尽管个体有着完成学业任务的明确意愿，但实际行动上却未能按照预期时间进行（Senecal，1995）。斯特劳（Straw）将学业拖延视为一种目标明确、有意推迟学业任务的行为（Straw，2007）。本研究采用所罗门（Solomon）和罗斯·布洛姆（Roth blum）对学业拖延的定义。目前研究主要将学业拖延作为结果变量，分析产生学业拖延的原因及内部影响机制。预测变量包括个体内部认知因素（自尊、完美主义、自我控制等），例如研究发现大学生完美主义水平高的人更容易产生学业拖延行为（于欣欣，2024），自我控制能显著直接预测个体的学业拖延水平（魏忠凤，2023）；此外还包括外部因素，如父母教育卷入，父母社会比较，师生关系等；如廖丽萍在其研究中发现相比于积极的父母社会比较，消极的父母社会比较会显著增加初中生出现学业拖延的可能性（廖丽萍，2024）；不良师生关系会导致更高水平的学业拖延（吴心予，2025）。综上所述，提出本研究假设（H1）：民族地区大专生的自我效能感负向预测其学业拖延。

心理韧性指个体经历重大压力事件或日常烦心事后，身心平衡状态被打破后重新恢复平衡的动态发展过程（王平，2014）。已有相关研究表明，心理韧性能显著预测学业拖延（郑阳蕾，胥遥山，2022；孟芊雨，2024；高婷婷，2024；陈佳琦 等，2019），而自我效能感与心理韧性也存在显著相关关系（郭静静，2024；谢玲平 等，2014；倪士光，2024；李惠林，2023），据此，提出本研究的第二个假设（H2）：民族地区大专生的心理韧性在自我效能感和学业拖延之间起中介作用。

目前关于这三个变量的研究多集中于青少年和普通高等教育大学生，缺少对民族地区大专生群体的研究。对该群体学业拖延的研究，有利于提高技能型人才的心理健康素质，提升人才培养质量。因此，本研究拟采用问卷调查的形式，探索民族地区大专生的自我效能感、心理韧性和学业拖延三者之间的关系及其作用机制，为提高民族地区大专生的学业水平提供理论借鉴。

2 研究方法

2.1 研究对象

本研究在西昌某专科学校通过问卷星共收回问卷1378份，剔除作答时间过短、测谎题未通过、规律性作答、有缺失值的问卷后，共得到有效问卷1107份，其中男生140人（12.6％），女生967人（87.4％）；大一689人（62.2％），大二399人（36.0％），大三19人（1.8％）；农村868人（78.4％），城镇239人（21.6％）；独生子女111人（10.0％），非独生子女996人（90.0％）；汉族539人（48.7％），藏族57人（5.1％），彝族473人（42.7％），壮族2人（0.2％），满族2人（0.2％），蒙古族8人（0.7％），其他少数民族26人（2.3％）；文史类专业380人（34.3％），理工类57人（5.1％），艺体类138人（12.5％），医学31（2.8％），其他专业501人（45.3％）；学生干部280人（25.3％），非学生干部827人（74.7％）。

2.2 研究工具

2.2.1 一般自我效能感量表（GSES）

本研究采用王才康于2001年翻译修订的一般自我效能感量表（GSES），该量表共10个项目，采用李克特４点计分，从“完全不正确”到“完全正确”分别对应１到４分，所有题项均采用正向计分，得分越高表明被试的自我效能感水平越高，该量表在本研究中的克隆巴赫α系数为0.92。

2.2.2 学业拖延测评量表——学生版（PASS）

本研究采用的是由请补充中文译名所罗门（Solomon）和罗斯·布洛姆（Roth blum）编制的学业拖延测评量表——学生版（PASS）。量表列举出六种与学习相关的任务情景，以此测定被试的拖延程度。该量表采用5点计分，1表示“从不拖延”，5表示“总是拖延”。个体的学业拖延总分等于自我报告的拖延频率及是否构成问题这两部分的分数相加，总分越高说明拖延程度越严重。该量表在本研究中的克隆巴赫α系数为0.91。

2.2.3 心理韧性量表（CD-RISC）

本研究采用张建新和肖楠修订的Connor-Davidson韧性量表（CD-RISC）测量大学生心理韧性。该量表共25道题项，包括坚韧、乐观、自强三个维度，采用李克特5点计分法，总分越高代表心理韧性水平越高。该量表在本研究中的Cronbach’s α系数为0.95。

2.3 研究程序

本研究所有问卷均通过线上问卷发放平台问卷星进行发放和收集，对数据采用SPSS 21.0进行后续分析，包括描述统计、可靠性分析、共同方法偏差检验、独立样本t检验、单因素方差分析、回归分析、相关分析，并采用PROCESS程序中的模型4检验中介效应。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究的研究对象均为大专生，且研究方法均为问卷法，因此，采用Harman单因子法进行检验。结果显示，有10个特征根大于1的因子，且首个因子的解释率为25.507％，小于临界值40％，故认为本研究不存在明显的共同方法偏差，可以进一步分析。

3.2 各变量的相关分析

由表1中数据可知，各变量之间均显著相关：自我效能感与学业拖延显著负相关（r=-0.19，p<0.01），自我效能感与心理韧性显著正相关（r=0.63，p<0.01），心理韧性与学业拖延显著负相关（r=-0.21，p<0.01）。

表 1 各变量的均值、标准差及相关系数（N=1107）

Table 1 Mean, standard deviation, and correlation coefficient of each variable (N=1107)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.3 人口学差异检验

3.3.1 各变量在性别上的差异检验

对三个变量的性别差异进行独立样本t检验，结果表明心理韧性和自我效能感在性别上存在显著差异（p<0.05），男生的心理韧性和自我效能感水平均显著高于女生，而学业拖延在性别上的差异不显著，如表2所示。

表 2 各变量在性别上的差异检验（N=1107）

Table 2 Test of differences in each variable across gender (N=1107)

3.3.2 各变量在年级上的差异检验

由方差分析结果可知，除了学业拖延以外，自我效能感和心理韧性均存在显著的年级差异，具体为专科三年级学生的自我效能感、心理韧性水平显著高于其余两个年级的学生（p<0.05）。

表 3 各变量在年级上的差异检验（N=1107）

Table 3 Test of differences in each variable across grades (N=1107)

3.3.3 各变量在家庭居住地上的差异检验

由表4可知，自我效能感和心理韧性在家庭居住地在上存在显著差异，农村学生的自我效能感和心理韧性显著低于城镇学生（p<0.05），学业拖延在家庭居住地上不存在显著差异。

表 4 各变量在家庭居住地上的差异检验（N=1107）

Table 4 Difference test of each variable based on household residence
(N=1107)

3.3.4 各变量在是否为独生子女上的差异检验

由表5可知，各变量在是否为独生子女上不存在显著差异。

表 5 各变量在是否独生子女上的差异检验（N=1107）

Table 5 Difference test of each variable on whether being an only child (N=1107)

3.3.5 各变量在民族上的差异检验

由表6单因素方差分析结果可知，自我效能感、心理韧性和学业拖延三个变量均在民族上存在显著差异，其中满族学生的自我效能感（p<0.05）、心理韧性（p<0.05）和拖延水平（p<0.05）显著高于其他民族学生。

表 6 各变量在民族上的差异检验（N=1107）

Table 6 Test of differences in variables across ethnic groups (N=1107)

3.3.6 各变量在是否为学生干部上的差异检验

自我效能感和心理韧性在是否为学生干部上存在显著差异，学生干部的自我效能感和心理韧性均显著高于非学生干部（p<0.05）。

表 7 各变量在是否为班干部上的差异检验（N=1107）

Table 7 Difference test of each variable in terms of whether they are class cadres (N=1107)

3.4 中介效应检验

通过相关分析已明确自我效能感、学业拖延、心理韧性三者之间存在相关关系。为进一步检验三个变量之间是否存在中介效应，将自我效能感作为预测变量，依次将心理韧性和学业拖延作为结果变量进行回归分析，分析结果如表8所示。

表 8 自我效能感、心理韧性、学业拖延的回归分析

Table 8 Regression analysis of self-efficacy, psychological resilience, and academic procrastination

回归分析结果显示，控制无关变量后，自我效能感能负向预测学业拖延（β=-0.19，p<0.01），正向预测心理韧性（β=0.63，p<0.01），在加入心理韧性之后，自我效能感对学业拖延的负向预测作用依然显著
（β=-0.10，p<0.01），且心理韧性负向预测学业拖延（β=-0.15，p<0.01）。

表 9 自我效能感、心理韧性、学业拖延的中介效应检验

Table 9 Mediating effect test of self-efficacy, psychological resilience, and academic procrastination

为进一步验证心理韧性的中介效应，采用PROCESS V3.4软件中的模型4进行简单中介效应检验，通过Bootstrap法进行重复抽样；若95%的置信区间不包含0，则说明中介效应显著。结果显示，心理韧性的中介效应显著，95%CI［-0.22，-0.06］。自我效能感对学业拖延的直接效应也显著，95%CI［-0.25，-0.03］。自我效能感对学业拖延的总效应为-0.28，直接效应为-0.14，间接效应为-0.14，间接效应占总效应的49.35%。说明心理韧性在自我效能感与学业拖延之间起到显著中介作用，具体的中介效应模型图如图1所示。

图 1 心理韧性的中介路径图

Figure 1 Mediating path diagram of psychological resilience

4 讨论

4.1 各变量在人口学变量上的差异

首先，男生的心理韧性和自我效能感水平显著高于女生。这与前人的研究结果一致（谭昌菘，2025；孙洪礼 等，2025；王才康，2002；史璐 等，2023；陈凯，2023；李雪平，2012；逯嘉 等，2014）。导致这种差异的原因可能是性别角色期待、成长环境、思维方式的不同。男生从小更多地被教育“男儿有泪不轻弹”“不要轻易示弱”，并在成长环境中被给予更多尝试风险、独立解决问题的机会，这些经历会提高他们的自我效能感；多次应对困难的经验，也会逐渐增强他们的心理韧性。另外，在面对成功和失败时，不同性别的归因逻辑可能不同：男性更倾向于将成功归结于自身能力，将失败归结于外部原因，这种归因方式能强化自我效能感，减少挫折对心理韧性的冲击；而部分女生更倾向于将成功的原因归结于外部（例如“运气好”），而将失败归结于自身能力不足，这种归因逻辑会削弱自我效能感，长期下来可能降低面对困难时的心理
韧性。

其次，心理韧性和自我效能感存在显著的年级差异，大专三年级学生得分最高，产生此现象的原因可能是阶段任务变化、经验积累、未来预期的不同。大一大二学生还处于适应期和稳定期，大三学生面对毕业、就业等现实挑战，前期积累的经验开始转变为应对能力，对自身的判断也会更清晰客观，最终导致两项得分达到最高。

自我效能感和心理韧性在家庭居住地上存在显著差异，城镇学生得分高于农村学生，这与前人研究一致（王亮，2022；曾玲娟，2017）。首先，城镇拥有更多的教育与信息资源以及更大的包容度，能提供更多实践机会，个体在面临压力时，可获得更即时的帮助，进而提升自我效能感和心理韧性。另外城镇家庭更重视孩子的教育，会提供更多的支持和鼓励。

自我效能感和学业拖延在民族上存在显著差异，其中满族学生显著高于其他民族学生。满族在发展过程中，与汉族及其他民族的融合程度高，且较多分布在城镇化水平较高的地区（如沈阳、北京等），这些地区的教育资源、就业机会更丰富，个体成长中易获得更多的成功体验；同时，由于满族较多分布在资源丰富的地区，个体可能因面临更多选择而难以抉择，进而延迟行动，导致学业拖延水平较高。

自我效能感和心理韧性在是否为学生干部上存在显著差异，学生干部的自我效能感、心理韧性水平高于非学生干部。学生干部往往能得到更多的实践机会和正向反馈：他们需要承担具体任务，能力可得到锻炼和验证，也更容易得到老师的肯定，这与前人的研究结果一致（袁静乐，2019；但俊臣，2010）。

4.2 各变量的相关关系

本研究发现，民族地区大专生的自我效能感与心理韧性存在显著正相关，与学业拖延显著负相关，心理韧性与学业拖延显著负相关。该结果验证了本研究的假设一，同时也符合前人的相关研究结论（陈凯，2023；江月，2021）。

首先，自我效能感与心理韧性呈显著正相关。根据班杜拉的社会认知理论，高自我效能感的个体更倾向于挑战困难任务，并在挫折中坚持努力。这种信念会增强他们应对逆境的能力（即心理韧性）。

其次，自我效能感与学业拖延呈显著负相关。自我效能感低的学生容易因害怕失败或怀疑自身能力而逃避任务，导致拖延；而高自我效能感的学生会更有信心立即行动。例如，一个自信能通过考试的大专生会尽早复习，而自我怀疑的学生可能拖延复习，用“临时抱佛脚”的方式来避免直面能力不足的焦虑。

最后，心理韧性与学业拖延显著负相关。心理韧性强的学生能有效管理压力，将挫折视为学习机会而非威胁，因此不易因焦虑或畏难而拖延。面对课业压力时，心理韧性强的学生可能采用积极策略（如时间管理、情绪调节），而韧性弱的学生可能通过拖延来暂时缓解压力（但长期恶化问题）。

这一结论表明，在民族地区大专生中，增强自我效能感和心理韧性可能是减少学业拖延、促进学业成功的有效途径。三者相互作用，共同影响学生的学业表现和心理健康。

4.3 心理韧性在自我效能感和学业拖延中的中介作用

上述结果显示，心理韧性在自我效能感和学业拖延的关系中起部分中介作用，即自我效能感不仅可以直接对大专生的学业拖延产生影响，还可以通过影响心理韧性进而间接影响学业拖延水平。其原因在于：高自我效能感的人在遇到挫折时更相信自己能成功，更倾向于坚持而非放弃，从而锻炼出更强的心理韧性；这种强韧性会促使他们在面对学习任务或困难时拥有更多积极心理资源，采用更积极主动的应对策略，即使任务困难也不会逃避，进而减少拖延的可能。此外，高自我效能感的学生倾向于将失败归因于可改变的因素，而非能力等稳定因素，因此更容易从挫折中恢复并迅速调整继续努力，最终降低学业拖延水平。

5 结论

（1）民族地区大专生的自我效能感、心理韧性和学业拖延三者之间均显著相关：学业拖延与自我效能感、心理韧性均呈显著负相关；心理韧性与自我效能感呈显著正相关。

（2）三个变量在部分人口统计学变量上存在差异：心理韧性和自我效能感在性别上存在显著差异，男生显著高于女生；心理韧性和自我效能感存在显著的年级差异，大专三年级学生得分最高；自我效能感和心理韧性在家庭居住地上存在显著差异，城镇学生得分高于农村学生；自我效能感和学业拖延在民族上存在显著差异，其中满族学生的自我效能感和学业拖延水平显著高于其他民族学生；自我效能感和心理韧性在是否为学生干部上存在显著差异，学生干部的自我效能感、心理韧性水平高于非学生干部。

（3）民族地区大专生的自我效能感和心理韧性对其学业拖延均具有显著的负向预测作用，自我效能感能显著正向预测心理韧性，且心理韧性在自我效能感和学业拖延之间起部分中介作用。

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