學業(yè)拖延與時間管理傾向關系的Meta分析
發(fā)布時間:2022-01-20 08:58
目的探討國內學生學業(yè)拖延與時間管理傾向的關系,分析潛在變量,為減輕學業(yè)拖延提供一定依據(jù)。方法檢索PubMed,Web of Science,Springer,EBSCO,ProQuest,中國知網(wǎng)、萬方、維普等國內外數(shù)據(jù)庫,以中國學生為研究對象,收集建庫至2018年4月10日關于兩者關系的相關研究,中文檢索詞包括學業(yè)拖延、學習拖延、學業(yè)延遲、學習延遲、時間管理,英文檢索詞包括academic procrastination,academic delay,time management。采用CMA 2.0軟件進行分析,計算總體效應值(r值)及其95%可信區(qū)間(95%CI)。結果共54篇文獻(包含54個獨立研究,24 075名學生)納入研究,學業(yè)拖延與時間管理傾向相關系數(shù)及95%CI為-0.37(-0.42~-0.32),呈中等程度負相關;學段及性別對兩者關系有調節(jié)作用(Q值分別為17.05,7.02,P值均<0.01)。文獻不存在發(fā)表偏倚。結論中國學生學業(yè)拖延與時間管理傾向的關系密切,兩者關系受到相關因素的影響。
【文章來源】:中國學校衛(wèi)生. 2018,39(10)北大核心
【文章頁數(shù)】:4 頁
【部分圖文】:
文獻篩選流程
⒈硎奔?2007—2017年,其中普通期刊論文17篇,核心期刊論文4篇,學位論文33篇,共報告54個獨立研究,樣本共24075人。圖1文獻篩選流程2.2異質性檢驗異質性檢驗結果Q=1216.26,P<0.01,I2=95.64%,文獻間異質性具有統(tǒng)計學意義,且為高度異質性。故采用隨機效應模型,同時進行調節(jié)效應分析。2.3主效應檢驗兩者相關的總體效應值為-0.37,95%CI=-0.42~-0.32,不包括0,說明兩者之間關系穩(wěn)定,屬于中等程度相關[7]。見圖2。圖2學業(yè)拖延與時間管理傾向的關系2.4不同學段學生學業(yè)拖延與時間管理傾向各維度的關系由表1可見,除研究生時間價值感維度外,均呈負相關。同時,除研究生外其余各學段學生中不同維度之間總體效應值差異均有統(tǒng)計學意義(Q值分別為18.36,9.49,19.79,P值均<0.01),結果均顯示,學業(yè)拖延與時間監(jiān)控觀的相關最高,時間效能感次之,時間價值感最低。表1不同學段學生學業(yè)拖延與時間管理傾向各維度關系的調節(jié)效應檢驗學段時間管理傾向研究數(shù)量r值(r值95%CI)雙尾檢驗Z值中學時間價值感16-0.25(-0.31~-0.18)**-6.95**(n=7044)時間監(jiān)控觀16-0.47(-0.56~-0.37)**-7.93**時間效能感16-0.43(-0.51~-0.35)**-9.29**?茣r間價值感9-0.24(-0.33~-0.15)**-4.87**(n=3517)時間監(jiān)控觀9-0.47(-0.58~-0.33)**-6.27**時間效能感9-0.41(-0.51~-0.30)**-6.78**本科時間價值感
2學段對學生學業(yè)拖延與時間管理傾向關系的調節(jié)效應檢驗學段研究數(shù)量樣本量Q值I2/%r值(r值95%CI)雙尾檢驗Z值中學177609365.87**95.65-0.47(-0.55~-0.38)**-9.03**?93517155.78**94.87-0.46(-0.57~-0.34)**-6.56**本科197772128.80**86.03-0.27(-0.33~-0.21)**-9.00**研究生84603284.56**97.54-0.29(-0.46~-0.10)**-2.93**注:**P<0.01。圖3性別對學業(yè)拖延與時間管理傾向的調節(jié)效應2.7發(fā)表偏倚檢驗文獻的效應值均勻對稱分布在平均效應值附近,表明存在發(fā)表偏倚的可能性很小。見圖4。失安全系數(shù)(Nfs)為8340,達到Rosenthal[18]的標準(Nfs<5K+10,則表明發(fā)表偏倚較嚴重,K表示納入研究數(shù)量)。此外Begg&Macumdar秩相關檢驗發(fā)現(xiàn),Z=0.01(P>0.05),Egger回歸系數(shù)檢驗顯示,t=0.53(P>0.05),均表明不存在發(fā)表偏倚。圖4文獻發(fā)表偏倚情況3討論3.1學業(yè)拖延與時間管理傾向及各維度的關系本研究表明學業(yè)拖延與時間管理傾向呈中等程度負相關,與相關綜述結果一致[19-20],通過合并以往研究數(shù)據(jù)更全面、科學地驗證了兩者關系。時間管理能力較強的學生有較強的時間觀念,對行為把控較好,能按時完成任務。研究還顯示,除研究生外其余各學段學生學業(yè)拖延與時間監(jiān)控觀的相關高于時間效能感和時間價值感。時間監(jiān)控觀指個體利用和運籌時間的觀念和能力,表現(xiàn)為計劃安排、目標設置、時間分配、結果檢查等,側重時間管理的行為層面。而
【參考文獻】:
期刊論文
[1]大學生自我決定動機時間管理傾向與學業(yè)拖延的關系[J]. 朱攀華,李霞. 內江師范學院學報. 2015(12)
[2]高中生學習拖延與時間管理傾向的關系研究[J]. 韓曉紅,劉宇,潘運. 貴州師范大學學報(自然科學版). 2015(03)
[3]拖延行為與時間管理傾向的關系研究綜述[J]. 傅文曉. 亞太教育. 2015(07)
[4]學業(yè)自我效能感、學習動機、時間管理傾向與學業(yè)拖延關系研究綜述[J]. 王小新,王小瑩,李倩,劉璐璐,海娟. 河南科技學院學報. 2014(10)
[5]時間管理傾向與學習拖延:自我效能感的中介作用分析[J]. 周永紅,呂催芳,楊于岑. 中國臨床心理學雜志. 2014(03)
[6]學生學習拖延及時間管理傾向關系分析——以中專護理專業(yè)為例[J]. 姜小燕,黃鑫,李華英. 新西部(理論版). 2014(03)
[7]大學生學習拖延研究綜述[J]. 龐維國. 心理科學. 2010(01)
[8]青少年時間管理傾向相關因素的研究[J]. 張志杰,黃希庭,鳳四海,鄧麟. 心理科學. 2001(06)
[9]青少年時間管理傾向量表的編制[J]. 黃希庭,張志杰. 心理學報. 2001(04)
碩士論文
[1]時間管理傾向和學業(yè)自我效能感對碩士研究生學業(yè)拖延的影響研究[D]. 刁巖.內蒙古師范大學 2015
[2]醫(yī)學研究生學業(yè)拖延、時間管理傾向與成就動機的關系研究[D]. 賀玉嬌.山西醫(yī)科大學 2014
[3]時間管理訓練對初中學習拖延者的干預研究[D]. 侯智慧.新疆師范大學 2014
[4]大學生學習主動性對學習拖延的影響:時間管理傾向的中介效應[D]. 程祝亞.西南大學 2013
[5]高中生時間管理傾向、學業(yè)延遲滿足與學習拖延的關系研究[D]. 姜小燕.曲阜師范大學 2010
[6]大學生學習拖延初探[D]. 陳保華.華東師范大學 2007
本文編號:3598540
【文章來源】:中國學校衛(wèi)生. 2018,39(10)北大核心
【文章頁數(shù)】:4 頁
【部分圖文】:
文獻篩選流程
⒈硎奔?2007—2017年,其中普通期刊論文17篇,核心期刊論文4篇,學位論文33篇,共報告54個獨立研究,樣本共24075人。圖1文獻篩選流程2.2異質性檢驗異質性檢驗結果Q=1216.26,P<0.01,I2=95.64%,文獻間異質性具有統(tǒng)計學意義,且為高度異質性。故采用隨機效應模型,同時進行調節(jié)效應分析。2.3主效應檢驗兩者相關的總體效應值為-0.37,95%CI=-0.42~-0.32,不包括0,說明兩者之間關系穩(wěn)定,屬于中等程度相關[7]。見圖2。圖2學業(yè)拖延與時間管理傾向的關系2.4不同學段學生學業(yè)拖延與時間管理傾向各維度的關系由表1可見,除研究生時間價值感維度外,均呈負相關。同時,除研究生外其余各學段學生中不同維度之間總體效應值差異均有統(tǒng)計學意義(Q值分別為18.36,9.49,19.79,P值均<0.01),結果均顯示,學業(yè)拖延與時間監(jiān)控觀的相關最高,時間效能感次之,時間價值感最低。表1不同學段學生學業(yè)拖延與時間管理傾向各維度關系的調節(jié)效應檢驗學段時間管理傾向研究數(shù)量r值(r值95%CI)雙尾檢驗Z值中學時間價值感16-0.25(-0.31~-0.18)**-6.95**(n=7044)時間監(jiān)控觀16-0.47(-0.56~-0.37)**-7.93**時間效能感16-0.43(-0.51~-0.35)**-9.29**?茣r間價值感9-0.24(-0.33~-0.15)**-4.87**(n=3517)時間監(jiān)控觀9-0.47(-0.58~-0.33)**-6.27**時間效能感9-0.41(-0.51~-0.30)**-6.78**本科時間價值感
2學段對學生學業(yè)拖延與時間管理傾向關系的調節(jié)效應檢驗學段研究數(shù)量樣本量Q值I2/%r值(r值95%CI)雙尾檢驗Z值中學177609365.87**95.65-0.47(-0.55~-0.38)**-9.03**?93517155.78**94.87-0.46(-0.57~-0.34)**-6.56**本科197772128.80**86.03-0.27(-0.33~-0.21)**-9.00**研究生84603284.56**97.54-0.29(-0.46~-0.10)**-2.93**注:**P<0.01。圖3性別對學業(yè)拖延與時間管理傾向的調節(jié)效應2.7發(fā)表偏倚檢驗文獻的效應值均勻對稱分布在平均效應值附近,表明存在發(fā)表偏倚的可能性很小。見圖4。失安全系數(shù)(Nfs)為8340,達到Rosenthal[18]的標準(Nfs<5K+10,則表明發(fā)表偏倚較嚴重,K表示納入研究數(shù)量)。此外Begg&Macumdar秩相關檢驗發(fā)現(xiàn),Z=0.01(P>0.05),Egger回歸系數(shù)檢驗顯示,t=0.53(P>0.05),均表明不存在發(fā)表偏倚。圖4文獻發(fā)表偏倚情況3討論3.1學業(yè)拖延與時間管理傾向及各維度的關系本研究表明學業(yè)拖延與時間管理傾向呈中等程度負相關,與相關綜述結果一致[19-20],通過合并以往研究數(shù)據(jù)更全面、科學地驗證了兩者關系。時間管理能力較強的學生有較強的時間觀念,對行為把控較好,能按時完成任務。研究還顯示,除研究生外其余各學段學生學業(yè)拖延與時間監(jiān)控觀的相關高于時間效能感和時間價值感。時間監(jiān)控觀指個體利用和運籌時間的觀念和能力,表現(xiàn)為計劃安排、目標設置、時間分配、結果檢查等,側重時間管理的行為層面。而
【參考文獻】:
期刊論文
[1]大學生自我決定動機時間管理傾向與學業(yè)拖延的關系[J]. 朱攀華,李霞. 內江師范學院學報. 2015(12)
[2]高中生學習拖延與時間管理傾向的關系研究[J]. 韓曉紅,劉宇,潘運. 貴州師范大學學報(自然科學版). 2015(03)
[3]拖延行為與時間管理傾向的關系研究綜述[J]. 傅文曉. 亞太教育. 2015(07)
[4]學業(yè)自我效能感、學習動機、時間管理傾向與學業(yè)拖延關系研究綜述[J]. 王小新,王小瑩,李倩,劉璐璐,海娟. 河南科技學院學報. 2014(10)
[5]時間管理傾向與學習拖延:自我效能感的中介作用分析[J]. 周永紅,呂催芳,楊于岑. 中國臨床心理學雜志. 2014(03)
[6]學生學習拖延及時間管理傾向關系分析——以中專護理專業(yè)為例[J]. 姜小燕,黃鑫,李華英. 新西部(理論版). 2014(03)
[7]大學生學習拖延研究綜述[J]. 龐維國. 心理科學. 2010(01)
[8]青少年時間管理傾向相關因素的研究[J]. 張志杰,黃希庭,鳳四海,鄧麟. 心理科學. 2001(06)
[9]青少年時間管理傾向量表的編制[J]. 黃希庭,張志杰. 心理學報. 2001(04)
碩士論文
[1]時間管理傾向和學業(yè)自我效能感對碩士研究生學業(yè)拖延的影響研究[D]. 刁巖.內蒙古師范大學 2015
[2]醫(yī)學研究生學業(yè)拖延、時間管理傾向與成就動機的關系研究[D]. 賀玉嬌.山西醫(yī)科大學 2014
[3]時間管理訓練對初中學習拖延者的干預研究[D]. 侯智慧.新疆師范大學 2014
[4]大學生學習主動性對學習拖延的影響:時間管理傾向的中介效應[D]. 程祝亞.西南大學 2013
[5]高中生時間管理傾向、學業(yè)延遲滿足與學習拖延的關系研究[D]. 姜小燕.曲阜師范大學 2010
[6]大學生學習拖延初探[D]. 陳保華.華東師范大學 2007
本文編號:3598540
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