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1 前言

人们的拖延行为以及对时间管理的斗争具有悠久的历史，最早可以追溯到公元1400年前的古埃及象形文字，研究人员认为拖延症是人类的固有倾向之一[1]。学业拖延是拖延类型中最常见的一种，最早出现在1984年Solomon的《咨询心理学》中[2]，是传统意义上的拖延行为发生在学习领域中，学业拖延是包含认知、情感、行为的多维心理现象，被认为学生有目的的推迟必须完成的学业任务[3]，从而出现紧张、焦虑等情绪变化的非理性行为[4]，无法有效地管理时间，可能会导致放弃或仅完成部分任务，是缺乏自我调节能力的表现。

时间管理倾向是学业拖延发生原因中认同度最高的一项［5，6］。黄希庭、张志杰[7]将它定义为：个体在运用时间方式上所表现出来的心理和行为特征，时间管理倾向属于控制时间的人格倾向，具有跨情景的稳定性[8]，它包括3个维度时间价值感、时间监控观、时间效能感。它是有效利用时间的行为，同时执行特定的目标导向活动，强调时间的利用而非达到目的本身，是完成学业任务过程中的“工具”。目前一些学者认为，学业拖延是学生自我调节失败，高度的学业拖延学生有必要利用时间管理策略以实现学业目标。

本研究对国内高校学生时间管理倾向与学业拖延关系的研究进行元分析，并进一步探讨影响两者关系的调节变量，使学业拖延的相关研究更加具体全面。

2 方法

2.1 文献获取

通过关键字检索、主题检索的方式获取原始研究，主要检索中国知网、中国优秀硕士学位论文全文数据库、维普数据库、万方数据库，检索时间为数据库建立至2021年9月1日公开发表的文献。关键词检索：拖延、学业拖延、学业拖沓，联合时间管理倾向、时间监控观、时间效能感、时间价值感，联合本科生、大学生、高校、高校学生进行组合检索共得到321篇文献。

初步得到的文献是无法进行元分析的，需要进一步筛选。根据研究需要，设定元分析的纳入排除标准。（1）文献必须是对本科生学业拖延和时间管理倾向关系的定量实证研究，不包含综述、会议类文章；（2）研究中必须使用学业拖延量表，并至少报告一个学业拖延程度量表与时间管理倾向总分或维度之间的相关系数；（3）研究数据不可重复使用；（4）研究对象为本科生；（5）样本量明确。

将检索得到的321篇文献导入Endnote X8文献软件。首先，剔除重复文献115篇，经过标题摘要筛选剔除文献137篇，最后阅读全文，经过纳入与排除标准，42篇文献符合研究要求。纳入原始研究41篇中，发表时间区间为2009—2020年，其中期刊文献19篇，硕士学位论文22篇，共统计41项独立原始研究，合计样本量19535人。

2.2 数据提取及编码

使用Excel进行原始研究的数据录入，为了保证数据提取及编码的准确性，本研究数据处理工作由3名研究生共同完成。研究员根据研究内容进行数据提取和特征编码，包括文献类型、发表年份、被试、研究地区等标准进行分类。数据提取过程中任何灰色区域都会提交并与第二研究员进行讨论，任何分歧都会由第三研究员仲裁。具体编码情况主要依据以下情况：（1）文献类型：指文献来源方式期刊或硕士学位论文；（2）发表年份：文献发表年份；（3）研究对象：指被试的学习阶段，包括专科、本科、研究生；（4）研究地区：指研究对象所在区域；（5）相关系数、样本量；（6）量表类型。

我国研究人员最常使用的时间管理倾向测量工具是ATMD量表。该量表是黄希庭翻译整合国外两种时间管理问卷（TMQ量表、TSQ量表），并通过开放式访谈搜集问卷项目，最终形成国内使用率极高的时间管理倾向量表（ATMQ）。该量表共包含3个维度时间效能感、时间监控观、时间价值感。本研究42篇纳入文献中，41项研究使用了ATMQ量表。故，本研究在分析时间管理倾向对高校学生学业拖延影响时，将采用ATMQ量表对学业拖延进行划分，细致分析时间管理倾向各维度对高校学生学业拖延的影响。

2.3 效应量的计算

效应量的计算具体是使用Comprehensive Meta-Analysis（CMA 3.0）软件，它是将若干个同类研究的结果合并为一个效应量，需要通过以下程序：首先，将原始研究数值转化或直接提取为相关系数（r），然后将相关系数通过公式转化为Fisher Z，并计算出每一篇原始研究的效应量Zri，计算公式为：

第二，根据原始研究的样本量进行加权，得到原始研究的权重Wi。

第三，计算多项原始研究的平均效应量Zr，计算公式为：

合并效应量的大小根据Wilson（2001）的标准，相关系数值（r）为0.1、0.25、0.4时分别对应低、中、高相关程度。

2.4 异质性检验

根据统计学原理，纳入元分析的原始研究来自不同年份、地区，研究对象、样本量也不尽相同，研究内容存在一定差异，我们将系统评价中不同研究的差异统称为异质性[9]。检验异质性是为了确定研究间是否异质，进一步选定数据分析模型。检验方法主要是Q检验和I2检验，Q检验是基于总变异的检验，假设效应量服从卡方分布，如果p<0.05，则说明研究间存在异质性；I2检验主要呈现了效应量的真实变异在总变异中所占比重，I2>50%选择随机效应模型合并效应量[10]。

2.5 发表偏倚

通常，在学术期刊论文中，具有显著性的统计结果更易接受和发表，这使得我们不得不面对发表偏倚的问题[11]。偏倚又称系统误差，是指研究的结果或推论偏离真实值，或导致这种偏离的过程，也可以说是在资料的收集、分析、解释或发表过程中，能够导致结论系统地与真实值有所不同的任何趋势[12]。首先，我们在文献获取阶段就尽可能搜集符合标准的文献，其次是使用Egger’s法和Begg法三种方法进一步量化发表偏倚。

3 结果

3.1 纳入文献

数据库检索共得到321篇文献，导入Endnote X8文献软件。首先，剔除重复文献115篇，经过标题摘要筛选剔除文献137篇，最后阅读全文，经过纳入与排除标准，41篇文献符合研究要求。纳入原始研究41篇中，发表时间区间为2009—2020年，其中期刊文献19篇，硕士学位论文22篇，共统计41项独立原始研究，合计样本量19535人。

3.2 发表偏倚检验

在分析时间管理倾向对高校学生学业拖延的效应前，需要进行发表偏倚检验，以确保研究结果稳健可靠。本研究使用Egger’s法、Begg法检验此次元分析发表偏倚。Egger’s线性回归法检测结果t=0.13，p=0.89>0.05，Begg秩相关法检验结果Z=0.85（p>0.05），两种方法检验结果均显示无明显发表偏倚。

3.3 异质性检验

异质性检验结果见表1，高校学生学业拖延与时间管理倾向各维度的Q检验结果在统计学上都达到显著性水平（p<0.001），表示元分析结果存在异质性。同时I2值都高于50%，因此使用随机效应模型合并效应量。

表 1 时间管理倾向及各维度异质性检验

3.4 主效应检验

高校学生学业拖延与时间管理倾向主效应检验结果见图1，时间管理倾向及各维度与学业拖延关系的结果见表2。时间管理倾向（-0.376），时间价值感（r=-0.236），时间监控观（r=-0.376），时间效能感（r=-0.355）与高校学生学业拖延之间均呈显著负相关关系（p<0.001），时间价值感与学业拖延低程度相关关系，其余维度与学业拖延均呈现中等程度相关关系。

图 1 时间管理倾向与学业拖延的关系

表 2 时间管理倾向各维度与学业拖延的关系

3.5 学段的调节效应

异质性检验结果显示各个效应量之间存在高的异质性，因此研究进一步分析异质性的来源，主要分析学段对高校学生时间管理倾向与学业拖延关系的调节作用。结果显示（见表3），学段显著调节时间管理倾向（Qb=782.07，p<0.01）及各维度时间价值感（Qb=675.18，p<0.01）、时间监控观（Qb=792.02，p<0.01）和时间效能感（Qb=650.02，P<0.01）。其中，专科生在时间管理倾向、时间监控观、时间效能感与学业拖延的相关系数效应量更大。

表 3 不同学段学生时间管理倾向各维度与学业拖延关系的调节检验

注：专科包括中职生、高职生；**P<0.01。

4 讨论

本研究综合时间管理倾向与学业拖延的实证研究，探讨了高校学生时间管理倾向对学业拖延的作用效果，以及可能影响二者关系的调节变量。研究发现，高校学生时间管理倾向和学业拖延关系密切，如表2所示，时间管理倾向（r=-0.376）及各维度时间价值感（r=-0.236），时间监控观（r=-0.379），时间效能感（r=-0.355）和高校学生学业拖延之间呈显著负相关关系，与前人研究一致[5]。具体而言，高校学生的时间管理倾向对学业拖延有显著的负向预测作用，说明有效的时间管理策略，能够有效降低学生学业拖延程度。成功的时间管理可以解释为在最高水平上最有效地利用时间，从而提高效率和自我满足，它不仅仅是计划时间，还包括在时间的利用、计划、监测以及组织目标方面的高度认识。

诸多实证研究发现［13-15］，时间管理倾向各维度中，时间监控观是与学业拖延相关关系最高的因子，本次元分析结果证实了这一点（见表2），时间管理倾向各维度中时间监控观（r=-0.379）与高校学生学业拖延的相关高于时间效能感（r=-0.355）和时间价值感（-0.236），时间监控观是个体利用和运筹时间的观念和能力，表现为计划安排、目标设置、时间分配等外显的、直观的行为层面，是一系列外显活动所表现出来的能力以及主观评价，与时间价值感、时间效能感相比较更具有操作性，与行为的关系密切，因此检测效力更强，相关程度更高。时间价值感对学业拖延的相关关系效应量最低，从内容上看，时间价值感结构非常抽象，是指个体对时间的功能和价值的稳定态度和观念[5]。从态度与行为的因果出发，时间价值是高度内化的情感态度，以一般价值认同预测具体行为是不合理的。元分析结果也佐证了这一点，导致拖延行为与时间价值感的低相关。

研究表明，高校学生时间管理倾向对学业拖延的影响存在高度异质性，需要进行调节效应检验，以分析两者关系的情境性差异。由于纳入元分析文献的原始研究大部分并未交代研究对象学校类别、男女生人数，但基本上交代了研究对象的所在学段，因此本研究以学段为调节变量，分析高校学生时间管理倾向与学业拖延关系的调节效应。由表3可知，不同学段学生的效应量均具有统计学意义，耐人寻味的是，随着学段层次提高，高校学生时间管理倾向与学业拖延的相关效应量逐渐变小（专科（r=-0.443）、本科（r=-0.397）、研究生（r=-0.308）），一个可能解释是不同学段学生在学业模式上有着很大程度上的变化，学生从被动学习切换到主动接受学习，学业任务性质各不相同，随着学段层次提高，学业任务的难度、重要性也在提高，研究生阶段学业任务繁重，不仅要完成课程学习，实践任务也较多，以及期刊写作和毕业论文的撰写[16]。Ferrari[17]等要求37名大学生在连续５周的时间里，列举打算完成和真正完成的学习和非学习任务，结果发现，任务越难，学生拖延的水平越高。以上因素可能造成时间管理策略对学业拖延的影响变弱。

学段对时间监控观与学业拖延相关关系的调节检验结果显示，专科生时间监控观与学业拖延相关关系最高、本科生次之，这意味着专科生较容易受监控观的影响，时间监控观越高，则学业拖延的出现率越低。结果显示，时间效能感随学段层次提高，与学业拖延相关关系效应量逐渐变低（专科（r=-0.414）、本科（r=-0.391）、研究生（r=-0.283））。时间效能感是反馈时间监控的重要因子，个体对掌握时间的预期，体现了对时间管理的信心。效能感来自监控观的反馈，只有良好的时间管理行为，才有效能感的体验。时间价值感在学段的调节效应检验中，相关关系效应量差异不明显（±0.1），价值感的检测低效度，可能是导致学段差异不明显的主要因素。

5 结论

通过对41项有关时间管理倾向与学业拖延相关关系进行元分析，结果证明，时间管理倾向与学业拖延相关关系的平均效应量为-0.378（-0.442，-0.306）的中等程度相关，即可以通过时间管理策略降低学业拖延程度，与前人研究结果一致。发表偏倚检验结果显示，本次元分析所纳入的41项研究结果稳健可靠。同时，对不同学段的调节效应检验研究发现，研究生层次学生与专科生、本科生变比时间管理倾向与学业拖延相关程度更低，研究认为，随着教育层次提高，学业任务难度、重要性随之增加，可能导致时间管理对学业拖延的影响变弱。

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