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user: 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R 2 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R 2 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R 2 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 维度 1 2 3 4 5 6 7 8 1 学业拖延 2 情绪衰竭 3 讥诮态度 4 低个人成就感 5 学业倦怠 6 追求成功动机 7 避免失败动机 8成就动机 1 0.337 *** 0.311 *** 0.332 *** 0.513 *** −0.110 0.241 *** −0.225 *** 1 0.407 *** −0.058 0.660 *** −0.034 0.352 *** −0.249 *** 1 0.013 0.714 *** 0.051 0.304 *** −0.165 * 1 0.551 *** −0.411 *** 0.235 *** −0.409 *** 1 −0.226 *** 0.460 *** −0.439 *** 1 −0.232 *** 0.778 *** 1 −0.792 *** 1 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 因变量 预测变量 R R 2 F β t 学业拖延 避免失败动机 0.241 0.058 13.615 *** 0.241 3.690 *** 追求成功动机 −0.057 −0.850 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 因变量 预测变量 R R 2 F β t 学业拖延 成就动机总分 0.225 0.050 11.751 *** −0.225 −3.428 *** 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 因变量 预测变量 R R 2 F β t 学业拖延 情绪衰竭 0.337 0.114 28.389 *** 0.279 4.399 *** 讥诮态度 0.488 0.238 34.401 *** 0.346 5.978 *** 低个人成就感 0.519 0.269 26.913 *** 0.193 3.055 *** 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 因变量 自变量 R R 2 β t 学业拖延 避免失败 0.241 0.058 0.241 3.690 *** 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 因变量 自变量 R R 2 β t 学业倦怠 避免失败 0.460 0.212 0.460 7.712 *** 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 因变量 自变量 R R 2 β t 学业拖延 避免失败 0.006 0.091 学业倦怠 0.513 0.263 0.513 8.883 *** 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 procrastinatio 标准回归方程 回归系数检验 第一步 Y = 0.241X SE = 0.149 t = 3.690 *** 第二步 M = 0.460X SE = 0.102 t = 7.712 *** 第三步 Y = 0.513M + 0.006X SE = 0.078 t = 8.883 *** t = 0.091 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 因变量 自变量 R R 2 β t 学业拖延 成就动机总分 0.225 0.050 −0.225 −3.428 *** 表9. 学业拖延对成就动机总分的回归分析(n = 223) Table 1 0 Regression analysis of academic burnout to achievement motivation (n = 223 因变量 自变量 R R 2 β t 学业倦怠 成就动机总分 0.439 0.193 −0.439 −7.273 *** 表10. 学业倦怠对成就动机总分的回归分析(n = 223) Table 1 1 Multiple regression analysis of academic procrastination to achievement motivation and academic burnout (n = 223 因变量 自变量 R R 2 β t 学业拖延 成就动机总分 −0.001 −0.014 学业倦怠 0.513 0.263 0.513 8.883 *** 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 1 2 Mediation effect of academic burnout on the relationship between achievement motivation and academic procrastinatio 标准回归方程 回归系数检验 第一步 Y = −0.225X SE = 0.097 t = −3.428 *** 第二步 M = −0.439X SE = 0.067 t = −7.273 *** 第三步 Y = 0.513M − 0.001X SE = 0.078 t = 8.883 *** t = −0.014 表12. 学业倦怠在成就动机总分与学业拖延间的中介效应