父母婚姻沖突與青少年學(xué)業(yè)拖延：自我分化的中介作用

引言1.1問題提出1.1.1問題的提出學(xué)業(yè)拖延是指在一定的時間范圍內(nèi)推遲學(xué)業(yè)任務(wù)，直到臨近最后期限開始著手進行的行為傾向（次央，2023）。學(xué)業(yè)拖延涉及認知、行為等多個方面，不同的學(xué)者對其有不同的界定。青少年正處于人生中的過渡階段，是生理發(fā)育到心理發(fā)育重要階段。在這一階段，個體開始將更多的時間和注意力從外部世界轉(zhuǎn)移到對自我的認知方面，他們學(xué)著去界定自己，學(xué)著去探索人生的方向和意義，尋求社會角色，獲得自我的獨特感（鄭勤，2014）。學(xué)業(yè)拖延不僅僅是個體行為的問題，更是涉及整個社會和教育體系的重要議題。過去的研究表明，學(xué)業(yè)拖延不僅可能導(dǎo)致學(xué)業(yè)成績的下降，還與個體的心理健康問題相關(guān)，可表現(xiàn)為情緒差，自我評價低，注意力不能集中，軀體不適等癥狀，最終可能發(fā)展為焦慮、抑郁等心理健康問題（吳茗，2023）。因此，深入了解學(xué)業(yè)拖延背后的影響因素對于制定有針對性的教育干預(yù)策略起到非常重要的作用。青少年生活的重要場所之一便是家庭，其不僅是塑造個體行為的關(guān)鍵環(huán)境，也是心理問題產(chǎn)生的深層次背景。特別是父母的婚姻沖突，被普遍認為是家庭氛圍的核心影響因素之一。因此，在探討青少年心理與行為問題時，家庭的這一關(guān)鍵角色不容忽視。父母婚姻沖突主要指夫妻之間由于意見不合、觀念沖突等引發(fā)的言語爭執(zhí)或身體攻擊,主要從沖突發(fā)生的頻率、強度、內(nèi)容以及沖突是否得到解決等特性來描述（池麗萍等，2002）。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論，在孩子的成長過程中，夫妻系統(tǒng)的穩(wěn)定與否對孩子的身心發(fā)展至關(guān)重要（吳茗，2023），會影響學(xué)生的家庭學(xué)習(xí)環(huán)境條件和學(xué)習(xí)投入的水平（王惠芳，2022），而學(xué)業(yè)拖延就是被影響的其中一個方面。已有相關(guān)研究表明，緊張的父母關(guān)系可能導(dǎo)致家庭氛圍的緊張，進而影響青少年的情緒狀態(tài)和學(xué)業(yè)投入（宋鑫磊，2019）。這使得探究父母婚姻沖突如何與高中生學(xué)業(yè)拖延行為相關(guān)成為一項迫切而重要的研究任務(wù)。然而，我們也需要深入了解這一關(guān)系背后的機制。自我分化作為個體在家庭環(huán)境中發(fā)展的心理特征，與心理健康、心理適應(yīng)、人際關(guān)系和社會焦慮密切相關(guān)（畢愛紅等，2021），可能在父母婚姻沖突與學(xué)業(yè)拖延之間扮演中介作用。但是對于自我分化在二者之間所起的中介作用的相關(guān)研究目前還沒有，僅有少量關(guān)于兩個變量之間關(guān)系的研究。因此，本課題通過選取自我分化作為研究的中介變量，研究父母婚姻沖突、青少年學(xué)業(yè)拖延與自我分化三者之間的關(guān)系，希望能夠深入挖掘這一關(guān)系的內(nèi)在機理，為理解家庭環(huán)境對學(xué)業(yè)拖延的影響提供更為具體的解釋。1.1.2研究目的本研究采用問卷法，通過父母婚姻沖突量表、學(xué)業(yè)拖延量表和自我分化量表對某中學(xué)的中學(xué)生進行問卷調(diào)查，對其數(shù)據(jù)進行處理和分析，從而揭示三個變量之間的關(guān)系，探討自我分化在父母婚姻沖突與學(xué)業(yè)拖延上所起的中介作用。1.2研究意義1.2.1理論意義目前，對于父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化這三者關(guān)系的研究，只有少量關(guān)于其中兩個變量之間關(guān)系的研究，而對于這三者之間的研究還沒有。該研究在于探究自我分化在父母婚姻沖突對學(xué)業(yè)拖延的影響上所起的作用，強調(diào)了家庭因素在塑造青少年學(xué)術(shù)成就的復(fù)雜過程中的關(guān)鍵作用，這不僅有助于學(xué)術(shù)領(lǐng)域?qū)@一問題的認識，還有助于擴展有關(guān)家庭和青少年學(xué)業(yè)拖延的理論框架，將焦點從單一因素擴展到家庭動態(tài)和個體心理特征之間的關(guān)系。1.2.2現(xiàn)實意義首先，通過探究父母婚姻沖突對于學(xué)業(yè)拖延的影響，有助于青少年了解自身學(xué)業(yè)拖延問題的心理原因，也有利于促進父母婚姻關(guān)系的良好構(gòu)建，促進家庭關(guān)系的和諧，從而為青少年有一個良好的家庭關(guān)系作奠基，使其能夠健康成長。其次，提出自我分化在過程中起到的中介作用，自我分化更易于調(diào)節(jié)，因此通過干預(yù)可以幫助青少年調(diào)整對學(xué)業(yè)拖延的認知，培養(yǎng)他們在學(xué)業(yè)活動中的積極行為，促進他們更好地發(fā)展。2文獻綜述2.1父母婚姻沖突的有關(guān)研究對父母婚姻沖突的研究不是對其進行直接研究，而是從感知父母婚姻沖突的角度進行探討，池麗萍和辛自強的研究中闡述了自己的觀點，認為應(yīng)從子女的視角考察父母婚姻沖突對其心理和行為適應(yīng)的影響，并且總結(jié)了父母婚姻沖突的認知、行為和界定方式（池麗萍等，2003），本研究采用了該定義。已有研究表明，父母婚姻沖突會影響青少年的學(xué)業(yè)拖延，父母婚姻沖突越大，沖突的頻率越高，初中生的學(xué)業(yè)拖延會越嚴重（宋鑫磊，2019）。2.1.1父母婚姻沖突的概念父母婚姻沖突是衡量父母關(guān)系的常用測量指標（鄧林園等，2016;王玉龍等，2016），所以，我們可以先從理解其概念開始。沖突的定義由學(xué)者Prinz提出，他第一次在前人的文獻基礎(chǔ)上對于其進行總結(jié)，并定義為：一種阻隔、緊張的、不一致、焦慮、對立的情緒、防御性溝通、負性的人際關(guān)系及口語或肢體的矛盾，這個定義后來被引入到婚姻沖突的描述中；我國學(xué)者池麗萍對父母沖突是從兒童青少年的角度來予以解釋的：指父母之間出現(xiàn)不可調(diào)節(jié)的分歧，從而產(chǎn)生言語甚至身體上的攻擊，根據(jù)父母雙方發(fā)生沖突的頻率、內(nèi)容、強度及最終沖突是否得到解決等來加以具體的界定（吳茗，2023）。2.1.2父母婚姻沖突的測量目前，國內(nèi)外研究者的研究者對于父母婚姻沖突的研究和探討主要分為兩類：一類是以父母自己的視角進行評估，一類是以子女的視角來評估父母之間的婚姻沖突。父母和子女所處的角度不同，所判定的標準就會不一樣，就會導(dǎo)致對沖突的認知和感知也有所不同，甚至結(jié)果會相反。如若是從父母的角度來進行衡量和評估，會容易造成子女的情緒和對沖突的感覺會被忽略的結(jié)果。所以，在已知的研究中，研究者們大多是以子女的角度來進行考察。池麗萍與辛自強（2003）將《兒童對婚姻沖突的感知量表》進行了修訂，使該量表更符合中國的兒童和青少年。經(jīng)過修訂的量表共計包含38道題目，它們被細致地劃分為七個不同的維度：沖突頻率、沖突強度、沖突解決、后果威脅、應(yīng)對效能感、自我歸因以及沖突內(nèi)容。此量表經(jīng)過嚴格檢驗，展現(xiàn)出良好的可靠性和有效性，為相關(guān)研究提供了堅實的測量工具，可以使用。本研究選取了該量表進行測量。2.1.3父母婚姻沖突的研究現(xiàn)狀目前，已有的研究表明，國內(nèi)外主要集中于三個方面，分別為：親密關(guān)系、心理健康和學(xué)業(yè)及問題行為；第一是親密關(guān)系，兒童青少年著重于親子關(guān)系及同伴關(guān)系，大學(xué)生等群體著重于依戀關(guān)系；第二是心理健康，包括自我效能感、積極情緒消極情緒、主觀幸福感、焦慮、抑郁等心理疾??；第三是學(xué)業(yè)及問題行為，涵蓋了學(xué)業(yè)拖延、學(xué)業(yè)倦怠、學(xué)業(yè)投入、自傷、網(wǎng)絡(luò)或者物質(zhì)成癮及攻擊行為等（廖傳景等，2020）。國內(nèi)學(xué)者對父母婚姻沖突的研究主要與青少年的身心健康有關(guān)。但是，由目前已知的研究來看，父母婚姻沖突對于學(xué)業(yè)方面影響的相關(guān)研究較少。2.2學(xué)業(yè)拖延的有關(guān)研究2.2.1學(xué)業(yè)拖延的概念在國外，Senecal（2003）認為學(xué)業(yè)拖延是一種非理性傾向,是指在完成學(xué)業(yè)任務(wù)時的延遲行為。至于我國，有研究學(xué)者提出，拖延是阻礙進步和發(fā)展的原因之一，對我們會產(chǎn)生不良影響，在學(xué)習(xí)范疇便是特指學(xué)業(yè)拖延。學(xué)業(yè)拖延是指延遲完成學(xué)術(shù)任務(wù)或者學(xué)業(yè)的傾向，盡管這會導(dǎo)致后面一系列的負面后果（吳茗，2023）。對于學(xué)業(yè)拖延的定義和解釋，國內(nèi)外研究者們對于此的結(jié)論意思大致相同，即學(xué)業(yè)拖延是一個學(xué)業(yè)情境中，涉及了個體認知、行為和情緒等的復(fù)雜心理過程（占坤明，2024）。2.2.2學(xué)業(yè)拖延的測量目前，測量學(xué)業(yè)拖延的方法有問卷法、行為觀察法、日記法和個人訪談法等。問卷法是應(yīng)用最廣泛的方法，即用來量表來進行測量，本研究使用的便是問卷法。占坤明（2024）的研究表明，學(xué)業(yè)拖延量表有三種，除了左艷梅基于國內(nèi)中學(xué)生群體所編制的《中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延量表》之外，還存在其他類似的量表，比如Aitken所編制的《學(xué)業(yè)拖延量表》，以及趙婉黎專為大學(xué)生群體設(shè)計的《大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延量表》。然而，考慮到本研究的特定對象和實際情況，我們選擇了左艷梅的量表。該量表經(jīng)過檢驗，具有良好的信度和效度，適合本研究。2.2.3學(xué)業(yè)拖延的研究現(xiàn)狀對于學(xué)業(yè)拖延，在國內(nèi)外都有不少研究者做過相關(guān)研究。在我國目前也有大量針對學(xué)業(yè)拖延的研究，研究對象非常廣泛，研究的領(lǐng)域也非常廣，主要探討方向為學(xué)生在學(xué)習(xí)情境下的拖延情況（宋鑫磊，2019）。學(xué)業(yè)拖延針對學(xué)業(yè)拖延的研究，研究對象包括研究生、大學(xué)生（包括?？粕€有高職生）、中學(xué)生和小學(xué)生（劉雨昕，2018），但多以中學(xué)生為主。2.3自我分化的有關(guān)研究2.3.1自我分化的概念Bowen在對自我分化定義時，將其劃分為內(nèi)心分化與人際關(guān)系兩個層面，在內(nèi)心層面，個體能夠針對具體情境，有效地協(xié)調(diào)其智力與情緒的能力；人際層面上的自我分化是指個體在和他人交往時能做到獨立感和親密感的兼顧（鄭勤，2014）。研究者們對自我分化的定義有很多種，但總的來說是個體能夠平衡情緒與理性的關(guān)系，并保持自身一定的獨立、自主能力（付靜蕾，2024）。2.3.2自我分化的測量目前付靜蕾（2024）的研究表明，學(xué)者們根據(jù)自我分化不同的結(jié)構(gòu)，制定了不同的自我分化水平問卷，有雙維結(jié)構(gòu)量表、四維結(jié)構(gòu)量表、七維結(jié)構(gòu)量表以及本土化自我分化量表。其中本土化自我分化量表是我國學(xué)者吳煜輝和王桂平（2010）將四維結(jié)構(gòu)量表進行了修訂，使其本土化，修訂后的本土化自我分化量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.896，在我國應(yīng)用廣泛。本研究所采用的就是此量表。2.3.3自我分化的研究現(xiàn)狀自我分化的概念被提出以來，國內(nèi)外學(xué)者對其進行了廣泛的研究。目前，大多數(shù)研究都將自我分化作為結(jié)果變量，深入探討了哪些因素對其影響更為顯著。同時，也有研究將自我分化作為預(yù)測變量，探究其對個體身心發(fā)展產(chǎn)生的影響。在探討自我分化時，研究者主要從個人因素和家庭環(huán)境因素兩方面進行考量，其中，個人因素包括性別、年齡等關(guān)鍵因素，這些因素對自我分化的形成和發(fā)展具有不可忽視的影響；二是家庭因素，主要是教養(yǎng)方式、家庭結(jié)構(gòu)、親子三角關(guān)系以及代際傳承（趙天鳳，2023）。而鄭勤（2014）的研究中表明，目前自我分化的大量研究都集中在相關(guān)研究上，特別是自我分化對心理健康發(fā)展的影響。但是總體而言，國內(nèi)外對自我分化的研究成果相對來說還是太少，最主要是主要是探討自我分化對個體身心健康的影響，以及對子女自我分化的代際傳承過程（鄭勤，2014）。2.4已有研究不足之處及本研究的創(chuàng)新點目前現(xiàn)有的研究中，關(guān)于父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化三者之間關(guān)系的研究尚顯不足，盡管已有部分研究探討了其中兩個變量之間的關(guān)聯(lián)。本研究旨在基于前人對父母婚姻沖突、青少年學(xué)業(yè)拖延以及自我分化三者的相關(guān)研究，進一步探討它們之間的相互作用與影響，將家庭心理學(xué)、婚姻研究、自我分化理論和教育心理學(xué)相結(jié)合，重新建立了一個新的聯(lián)系，即自我分化在父母婚姻沖突與青少年學(xué)業(yè)拖延之間可能會起到的中介作用，以期填補這一領(lǐng)域的研究空白。它融合了多個學(xué)科的理論，提供了一種綜合的方法來理解家庭和學(xué)業(yè)拖延之間的關(guān)系。2.5研究假設(shè)假設(shè)1：父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化之間存在兩兩顯著相關(guān)。假設(shè)2：父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化三者存在相關(guān)。假設(shè)3：自我分化水平在父母婚姻沖突與學(xué)業(yè)拖延之間起到中介作用。3研究方法3.1研究對象研究選取萬寧市的一所中學(xué)，采用整群抽樣法，以高一、高二、高三年級的學(xué)生為研究對象，其中高一、高二各隨機抽取了5個班級，而由于高三階段學(xué)業(yè)繁重、時間緊迫，僅選取了2個班級參與?？偣舶l(fā)放了600份問卷，成功回收了550份。經(jīng)過仔細篩選，剔除了130份無效問卷，最終獲得有效問卷420份，有效回收率為76.36%。被試的基本信息詳見表1。

表SEQ表\*ARABIC1高中生人口學(xué)變量統(tǒng)計表人口學(xué)變量變量類型人數(shù)百分比（%）性別男18243.3女23856.7年級高一19045.2高二16739.8高三6315.0父母婚姻狀況正常38491.4離異204.8未離異但分居61.4重組家庭102.43.2研究工具3.2.1父母婚姻沖突量表本研究采用的是由我國學(xué)者池麗萍、辛自強翻譯和修訂后的量表，從子女的角度來感知父母婚姻沖突會更加合理（池麗萍等，2003）。經(jīng)過修訂的量表共計包含38道題目，這些題目被細致劃分為七個不同的維度，具體為：沖突頻率（9、14、18、27、35題）、沖突強度（4、7、12、22、31、36題）、沖突解決（2、10、16、19、28、38題）、后果威脅（6、15、24、30、33、34題）、應(yīng)對效能感（1、5、13、21、23、32題）、自我歸因（8、11、17、25、26題）和沖突內(nèi)容（3、20、29、37題）。在記分方法上，本量表采用四級計分方式，從“完全符合”到“完全不符合”進行評定。量表得分越高，即意味著子女對父母婚姻沖突的感知程度愈深。在本研究中，該量表展現(xiàn)出了高度的內(nèi)部一致性，其系數(shù)達到了0.944，顯示出了良好的穩(wěn)定性與可靠性。3.2.2學(xué)業(yè)拖延量表本研究選用了左艷梅（2010）編制的《中學(xué)生學(xué)業(yè)拖延量表》作為研究工具。該量表共計包含17道題目，劃分為四個維度：延遲計劃（對應(yīng)題目2、6、8、9、10）、延遲執(zhí)行（包括題目1、3、11、14、15）、延遲補救（題目5、7、12、13）以及延遲總結(jié)（題目4、16、17）。在計分方式上，我們采用了李克特五級評分制，得分越高，則意味著學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延現(xiàn)象愈發(fā)嚴重。本研究采用該量表進行測量，并得出內(nèi)部一致性系數(shù)為0.901，表明該量表具有良好的穩(wěn)定性和可靠性。3.2.3自我分化量表本研究采用了吳煜輝（2010）修訂的《自我分化量表》，該量表共包含27道題目，并劃分為四個維度，分別是：情緒反應(yīng)（1、5、7、9、12、20題）、情感斷絕（2、3、8、10、19、24題）、自我位置（4、6、13、16、26題）和與人融合（11、14、15、17、18、21、22、23、25、27題）。在計分方法上，采用六級計分方式。量表得分越高表示學(xué)生自我分化越好。本研究中，該量表展現(xiàn)出了高度的內(nèi)部一致性，其系數(shù)達到了0.905，顯示出量表具有良好的穩(wěn)定性與可靠性。3.3統(tǒng)計方法本研究利用SPSS27.0軟件對收集到的問卷數(shù)據(jù)進行錄入和深入分析。在統(tǒng)計方法的選擇上，我們采用了信度檢驗來確保數(shù)據(jù)的可靠性，同時運用了描述統(tǒng)計來描繪數(shù)據(jù)的基本特征。此外，為了探究不同樣本之間的差異，我們進行了獨立樣本T檢驗；為了研究不同組別之間的變異情況，我們進行了方差分析；為了探索變量之間的關(guān)系，我們還進行了相關(guān)分析。通過這些綜合的統(tǒng)計分析方法，我們能夠更全面地了解問卷數(shù)據(jù)所蘊含的信息。對自我分化在父母婚姻沖突與學(xué)業(yè)拖延上是否存在中介作用，使用中介檢驗的方法。4研究結(jié)果4.1父母婚姻沖突的狀況分析4.1.1父母婚姻沖突的總體狀況對父母婚姻沖突的結(jié)果進行描述性分析，結(jié)果見表2。

表SEQ表\*ARABIC2父母婚姻沖突的描述統(tǒng)計維度NMinMaxMSD沖突頻率4201.004.002.2090.677沖突強度4201.004.002.2540.691沖突解決4201.004.001.9380.639后果威脅4201.004.002.3710.694應(yīng)對效能感4201.004.002.3600.657自我歸因4201.004.001.8850.553沖突內(nèi)容4201.003.751.5890.547父母婚姻沖突4201.003.712.1150.493由統(tǒng)計結(jié)果可以看出，在父母婚姻沖突維度中，沖突頻率的平均值為2.209分；沖突強度的平均值為2.254分；沖突解決的平均值為1.938分；后果威脅的平均值為2.371分；應(yīng)對效能感的平均值為2.360分；自我歸因的平均值為1.885分；沖突內(nèi)容的平均值為1.589分；青少年對于父母婚姻沖突感知總水平的平均值為2.115分。其中后果威脅得分最高，沖突內(nèi)容得分最低。4.1.2在性別上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC3父母婚姻沖突在性別上的差異分析維度性別NM±SDt沖突頻率男1822.12±0.651.498女2382.27±0.69沖突強度男1822.18±0.680.541女2382.31±0.69沖突解決男1821.84±0.611.704女2382.01±0.65后果威脅男1822.32±0.781.742女2382.41±0.67應(yīng)對效能感男1822.34±0.670.321女2382.38±0.65自我歸因男1821.95±0.570.857女2381.84±0.54沖突內(nèi)容男1821.52±0.499.987**女2381.68±0.60父母婚姻沖突男1822.08±0.490.394女2382.14±0.50注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001由表可以得出，沖突內(nèi)容維度在性別上差異顯著（t=9.987，p=0.002<0.01），女生（1.68±0.60）在沖突內(nèi)容上的得分高于男生（1.52±0.49）。4.1.3在年級上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC4父母婚姻沖突在年級上的差異分析維度年級NM±SDF沖突頻率高一1902.22±0.682.570高二1672.14±0.67高三632.37±0.66沖突強度高一1902.28±0.703.832*高二1672.16±0.69高三632.44±0.64沖突解決高一1901.91±0.642.998高二1671.91±0.63高三632.12±0.67后果威脅高一1902.35±0.672.507高二1672.32±0.71高三632.55±0.69應(yīng)對效能感高一1902.34±0.630.911高二1672.35±0.68高三632.46±0.66自我歸因高一1901.89±0.570.694高二1671.86±0.55高三631.95±0.52沖突內(nèi)容高一1901.60±0.561.295高二1671.54±0.54高三631.67±0.53父母婚姻沖突高一1902.11±0.473.328*高二1672.07±0.50高三632.25±0.50注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001結(jié)果看出，沖突強度維度在年級上差異顯著（F=3.832,p=0.022<0.05），高二年級學(xué)生的沖突強度得分低于高一、高三年級學(xué)生。對于父母婚姻沖突的整體知覺在不同的年級上存在顯著性差異（F=3.328，p=0.037<0.05），高二年級學(xué)生的沖突強度得分低于高一、高三年級學(xué)生。4.1.4在父母婚姻狀況上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC5父母婚姻沖突在父母婚姻狀況上的差異分析維度父母婚姻狀況NM±SDF沖突頻率正常3842.19±0.672.20離異202.44±0.81未離異但分居62.73±0.27重組家庭102.30±0.82沖突強度正常3842.22±0.674.66離異202.63±0.79未離異但分居63.00±0.58重組家庭102.30±0.81沖突解決正常3841.89±0.6111.50離異202.63±0.78未離異但分居62.56±0.44重組家庭102.08±0.72后果威脅正常3842.35±0.683.18離異202.39±0.84未離異但分居63.19±0.68重組家庭102.55±0.83應(yīng)對效能感正常3842.33±0.644.61離異202.46±0.76未離異但分居63.11±0.44重組家庭102.80±0.73自我歸因正常3841.88±0.540.38離異201.85±0.58未離異但分居62.03±0.60重組家庭102.02±0.82沖突內(nèi)容正常3841.59±0.541.23離異201.58±0.52未離異但分居62.00±0.63重組家庭101.50±0.70父母婚姻沖突正常3842.09±0.484.897離異202.33±0.61未離異但分居62.71±0.22重組家庭102.26±0.68注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001由上表可以得出，父母婚姻沖突總體和各維度的得分在父母婚姻狀況上沒有顯著性差異。4.2學(xué)業(yè)拖延的狀況分析4.2.1學(xué)業(yè)拖延的總體狀況表SEQ表\*ARABIC6學(xué)業(yè)拖延的描述統(tǒng)計維度NMinMaxMSD延遲計劃4201.004.802.840.70延遲執(zhí)行4201.004.402.320.61延遲補救4201.004.752.320.73延遲總結(jié)4201.005.002.880.78學(xué)業(yè)拖延4201.064.712.620.62研究發(fā)現(xiàn)，在學(xué)業(yè)拖延各維度中，延遲計劃的平均分為2.84，延遲執(zhí)行的平均分為2.32，延遲補救的平均分為2.32，延遲總結(jié)的平均分為2.88。延遲總結(jié)的得分最高，平均得分最低的是延遲執(zhí)行和延遲補救，但總的來說，學(xué)業(yè)拖延四個維度的得分差距都不大，并且都圍繞著學(xué)業(yè)拖延總水平上下浮動。4.2.2在性別上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC7學(xué)業(yè)拖延在性別上的差異分析維度性別NM±SDt延遲計劃男1822.88±0.753.711女2382.80±0.67延遲執(zhí)行男1822.41±0.674.646*女2382.25±0.56延遲補救男1822.37±0.805.501*女2382.28±0.67延遲總結(jié)男1822.97±0.800.221女2382.81±0.75學(xué)業(yè)拖延男1822.71±0.662.038女2382.56±0.58注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001由上表可知，延遲執(zhí)行維度在性別上具有顯著性差異（t=4.646，p=0.032<0.05），男生（2.41±0.67）的得分高于女生（2.25±0.56）；延遲補救維度在性別上也差異顯著（t=5.501,p=0.019<0.05），男生（2.37±0.80）的得分高于女生（2.28±0.67）。4.2.3在年級上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC8學(xué)業(yè)拖延在年級上的差異分析維度年級NM±SDF延遲計劃高一1902.80±0.680.754高二1672.83±0.74高三632.93±0.67延遲執(zhí)行高一1902.29±0.621.428高二1672.31±0.61高三632.44±0.62延遲補救高一1902.28±0.731.395高二1672.30±0.75高三632.46±0.70延遲總結(jié)高一1902.78±0.773.690*高二1672.93±0.79高三633.05±0.73學(xué)業(yè)拖延高一1902.57±0.621.627高二1672.63±0.64高三632.74±0.58注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001由上表得出，延遲總結(jié)在不同年級上存在顯著性差異（F=3.690,p=0.026<0.05），高一年級學(xué)生的延遲總結(jié)得分低于高二、高三年級學(xué)生。4.2.4在父母婚姻狀況上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC9學(xué)業(yè)拖延在父母婚姻狀況上的差異分析維度父母婚姻狀況NM±SDF延遲計劃正常3842.82±0.702.135離異202.88±0.82未離異但分居63.10±0.41重組家庭103.34±0.67延遲執(zhí)行正常3842.30±0.614.977**離異202.30±0.53未離異但分居63.17±0.53重組家庭102.64±0.67延遲補救正常3842.31±0.724.540**離異202.05±0.66未離異但分居63.08±0.86重組家庭102.78±0.64延遲總結(jié)正常3842.86±0.774.850**離異202.77±0.85未離異但分居63.44±0.78重組家庭103.67±0.68學(xué)業(yè)拖延正常3842.60±0.624.847**離異202.55±0.66未離異但分居63.23±0.54重組家庭103.18±0.56注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001研究發(fā)現(xiàn)，在探討父母婚姻狀況對學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的影響時，我們發(fā)現(xiàn)了顯著的差異。具體來說，延遲執(zhí)行方面（F=4.977，p=0.002<0.01），未離異但分居的家庭得分最高，而婚姻狀況正常和離異家庭的得分相對較低。延遲補救方面（F=4.540，p=0.004<0.01）也呈現(xiàn)出類似的趨勢，未離異但分居的家庭得分最高，離異家庭得分最低。此外，延遲總結(jié)（F=4.850，p=0.003<0.01）和學(xué)業(yè)拖延總水平（F=4.847，p=0.003<0.01）在不同父母婚姻狀況中均存在顯著差異，其中重組家庭在延遲總結(jié)上得分最高，未離異但分居的狀況在學(xué)業(yè)拖延總水平上得分最高，而離異家庭在兩者上均得分最低。這些發(fā)現(xiàn)揭示了父母婚姻狀況對學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的復(fù)雜影響。4.3自我分化的狀況分析4.3.1自我分化的總體狀況表SEQ表\*ARABIC10自我分化的描述統(tǒng)計維度NMinMaxMSD情緒反應(yīng)4201.005.833.060.84情感斷絕4201.336.004.360.98自我位置4201.006.003.891.00與人融合4201.005.903.640.96自我分化4201.485.673.720.77結(jié)果顯示，情感斷絕的平均分最高，為4.36；平均分最低的是情緒反應(yīng)，為3.06。4.3.2在性別上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC11自我分化在性別上的差異分析維度性別NM±SDt情緒反應(yīng)男1823.19±0.850.287女2382.97±0.82情感斷絕男1824.34±0.960.602女2384.38±0.99自我位置男1824.05±0.932.123女2383.76±1.03與人融合男1823.77±0.930.399女2383.55±0.97自我分化男1823.82±0.731.633女2383.64±0.79注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001由結(jié)果可得知，自我分化各維度和總水平在不同性別上沒有顯著性差異。4.3.3在年級上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC12自我分化在年級上的差異分析維度年級NM±SDF情緒反應(yīng)高一1903.03±0.880.341高二1673.10±0.81高三633.05±0.79情感斷絕高一1904.46±0.954.002*高二1674.37±0.95高三634.06±1.06自我位置高一1903.91±0.990.082高二1673.87±1.02高三633.87±0.99與人融合高一1903.61±0.980.438高二1673.70±0.94高三633.61±0.98自我分化高一1903.72±0.800.493高二1673.75±0.75高三633.63±0.73注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001由上表得出，不同年級的學(xué)生在情感斷絕方面表現(xiàn)出顯著差異（F=4.002,p=0.019<0.05）。具體而言，相較于高一和高二年級的學(xué)生，高三年級學(xué)生的沖突強度得分明顯較低。4.3.4在父母婚姻狀況上的差異分析

表SEQ表\*ARABIC13自我分化在父母婚姻狀況上的差異分析維度父母婚姻狀況NM±SDt情緒反應(yīng)正常3843.08±0.830.886離異202.98±0.81未離異但分居62.72±0.76重組家庭102.77±1.14情感斷絕正常3844.40±0.952.949*離異204.24±1.21未離異但分居63.61±0.77重組家庭103.72±1.17自我位置正常3843.90±0.980.221離異203.79±1.15未離異但分居63.70±1.40重組家庭103.74±1.43與人融合正常3843.66±0.940.549離異203.64±1.12未離異但分居63.43±1.42重組家庭103.30±1.06自我分化正常3843.74±0.751.308離異203.65±0.96未離異但分居63.36±1.01重組家庭103.36±1.00注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001這一結(jié)果揭示了父母婚姻狀況對青少年情感斷絕維度的影響存在顯著差異（F=2.949,p=0.033<0.05）。具體而言，婚姻狀況正常的家庭在情感斷絕維度上的得分最高，而未離異但分居的家庭則得分最低。這一結(jié)果揭示了父母婚姻狀況對青少年情感斷絕維度的影響存在顯著差異。4.4父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化相關(guān)分析

表SEQ表\*ARABIC14父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化之間的相關(guān)性分析MSD父母婚姻沖突學(xué)業(yè)拖延自我分化父母婚姻沖突2.1150.493.225**-.584**學(xué)業(yè)拖延2.6230.624.225**-.349**自我分化3.7200.768-.584**-.349**注：**.在0.01級別（雙尾），相關(guān)性顯著本研究利用SPSS27.0軟件對三個問卷進行了深入的相關(guān)分析。觀察表14，我們可以發(fā)現(xiàn)父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化問卷之間存在顯著的相關(guān)性，這一結(jié)果達到了統(tǒng)計學(xué)上的顯著水平。父母婚姻沖突和學(xué)業(yè)拖延在0.01水平上呈顯著正相關(guān)，父母婚姻沖突和自我分化在0.01水平上呈顯著負相關(guān)，學(xué)業(yè)拖延和自我分化在0.01水平上呈顯著負相關(guān)。4.5父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化中介效應(yīng)分析根據(jù)相關(guān)分析結(jié)果，父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果表示父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化之間可能存在著中介效應(yīng)。使用Process插件中的Model4對假設(shè)模型進行驗證，將父母婚姻沖突作為自變量，自我分化作為中介變量，學(xué)業(yè)拖延作為因變量，結(jié)合差異分析的結(jié)果將性別、年級、父母婚姻狀況作為控制變量，將所有變量標準化之后，建立中介模型。結(jié)果見表15：表SEQ表\*ARABIC15中介模型檢驗回歸方程（N=420）擬合指標系數(shù)顯著性結(jié)果變量預(yù)測變量RR2Fβt學(xué)業(yè)拖延父母婚姻沖突0.3040.09210.5640.2664.431***自我分化父母婚姻沖突0.5900.34855.313-0.903-14.421***學(xué)業(yè)拖延父母婚姻沖突0.4160.17317.3050.0080.118自我分化-0.285-6.346***注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001由表15得知，父母婚姻沖突顯著正向預(yù)測學(xué)業(yè)拖延，F(xiàn)值顯著（p<0.001），回歸方程為Y=0.266X；其次，父母婚姻沖突顯著負向預(yù)測自我分化，F(xiàn)值顯著（p<0.001），回歸方程為M=-0.903X；當(dāng)同時將父母婚姻沖突、自我分化共同納入到回歸方程后，父母婚姻沖突不能顯著預(yù)測學(xué)業(yè)拖延（c'=0.008,p=0.907>0.05），而自我分化能顯著負向預(yù)測學(xué)業(yè)拖延（b=-0.285，p<0.001）,回歸方程為Y=-0.285M+0.008X。但是，由于同時將父母婚姻沖突、自我分化共同納入到回歸方程后，學(xué)業(yè)拖延并未受到父母婚姻沖突的顯著預(yù)測，這進一步揭示了父母婚姻沖突主要是通過自我分化這一中介變量來顯著預(yù)測學(xué)業(yè)拖延的現(xiàn)象。表SEQ表\*ARABIC16中介效應(yīng)路徑分析效應(yīng)值Boot標準誤BootCI上限BootCI下限相對效應(yīng)值總效應(yīng)0.2660.0600.1480.384直接效應(yīng)0.0080.070-0.1300.1460.031間接效應(yīng)0.2580.0500.1620.3580.969C=0.266***為進一步探討自我分化的中介作用，采用Bootstrap方法檢驗，由上表可知父母婚姻沖突對學(xué)業(yè)拖延的直接效應(yīng)的95%置信區(qū)間的上、下限包含0，BootCI為（-0.130，0.146）；自我分化的間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間的上、下限不包含0，BootCI為（0.358，0.969C=0.266***父母婚姻沖突父母婚姻沖突父母婚姻沖突父母婚姻沖突自我分化自我分化b=-0.285***b=-0.285***a=-0.903***學(xué)業(yè)拖延父母婚姻沖突學(xué)業(yè)拖延父母婚姻沖突C’=C’=0.008圖SEQ圖\*ARABIC1中介作用模型5討論基于上述研究結(jié)果，我們可以得出以下結(jié)論：在人口學(xué)變量中，除了父母婚姻狀況，父母婚姻沖突在其他變量上均呈現(xiàn)出顯著差異；學(xué)業(yè)拖延則在所有人口學(xué)變量上都表現(xiàn)出差異；自我分化問卷則在除性別以外的其他人口學(xué)變量上顯示出差異。此外，父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。具體來說，父母婚姻沖突與學(xué)業(yè)拖延呈正相關(guān)，而與自我分化呈負相關(guān)；同時，學(xué)業(yè)拖延與自我分化也表現(xiàn)為負相關(guān)。值得注意的是，自我分化在父母婚姻沖突和學(xué)業(yè)拖延之間扮演著完全中介的角色。5.1父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化的總體狀況結(jié)果分析在父母婚姻沖突的多個維度中，青少年對后果威脅的感知尤為敏銳，其次是沖突強度、應(yīng)對效能感以及沖突頻率。此外，沖突解決、自我歸因和沖突內(nèi)容方面的知覺則相對較弱。這一發(fā)現(xiàn)表明，父母婚姻沖突中的后果威脅對青少年的影響尤為顯著，威脅性越強，青少年的感知也就越強烈，進而可能產(chǎn)生更為深遠的影響。此研究表明在學(xué)業(yè)拖延的各維度中，青少年在延遲總結(jié)方面拖延程度最高，其次是延遲計劃，然后是延遲執(zhí)行和延遲補救。上述分析說明了延遲總結(jié)程度越高，青少年的拖延越嚴重，對青少年的身心健康影響越大。本研究中自我分化總平均分為3.72；從各維度的結(jié)果看，青少年在情感斷絕上得分最高。這與鄭勤（2014）的研究結(jié)果相符合，在自我位置和與人融合維度上，得分低于情感斷絕維度，表明青少年能夠堅持個人的觀點，不輕易受他人影響，并且在與他人交往的過程中保持親密關(guān)系的平衡。在情緒反應(yīng)維度上，青少年的得分偏低，這體現(xiàn)出了他們在理性與感性之間的區(qū)分能力尚待提升。也正因如此，他們更可能因情緒影響而對周圍環(huán)境做出不夠理智的反應(yīng)。5.2父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化的差異狀況結(jié)果分析5.2.1父母婚姻沖突的人口學(xué)變量差異分析性別對于父母婚姻沖突的總平均分并未表現(xiàn)出顯著的差異。但在沖突內(nèi)容維度上，性別差異卻顯著存在，女生得分明顯高于男生。這一結(jié)果可能反映出女生對父母沖突的內(nèi)容更為關(guān)注，這可能與女生普遍更加敏感、心思細膩的心理特點密切相關(guān)。此研究結(jié)果與已有研究結(jié)果類似（鄭勤，2014）。在不同年級上，父母婚姻沖突存在顯著性差異，總體來看，高三在七個維度中的平均得分都比較高。高三學(xué)生的思維和心理會比高一、高二更加成熟，所感知到的事物也就更多，所以對父母婚姻沖突的總體知覺也就更高。沖突強度在不同年級上存在顯著性差異，高三學(xué)生的沖突強度高于高一、高二年級學(xué)生，這說明了高三年級對父母婚姻沖突的沖突強度更敏感，極易感知到。在父母婚姻狀況方面，青少年對父母婚姻沖突的整體知覺以及在各個維度上的知覺均未展現(xiàn)出顯著性差異。簡而言之，無論青少年身處何種家庭環(huán)境，他們對于父母沖突的知覺都保持著相同的敏感性。5.2.2學(xué)業(yè)拖延的人口學(xué)變量差異分析在性別變量上，學(xué)業(yè)拖延的總均分并未展現(xiàn)出顯著差異。延遲執(zhí)行維度在性別上表現(xiàn)出顯著的差異，其中男生的得分要高于女生；延遲補救維度在性別上也呈現(xiàn)出顯著差異，男生的得分同樣高于女生，這表明男生在行為上拖延以及拖延后再進行補救程度更高，所導(dǎo)致的拖延程度更深。在不同年級上，學(xué)業(yè)拖延總均分沒有顯著性差異。延遲總結(jié)在不同年級上存在顯著性差異，高三年級學(xué)生的得分高于高一、高二年級學(xué)生。隨著年級的升高，學(xué)習(xí)壓力也在不斷增加，就會使學(xué)生的時間變得越來越緊迫，從而導(dǎo)致學(xué)生在對自己的學(xué)習(xí)進行自我總結(jié)上變得越來越拖延，這也是高三年級學(xué)生延遲總結(jié)得分高的原因。在父母婚姻狀況上，延遲執(zhí)行、延遲補救、延遲總結(jié)以及學(xué)業(yè)拖延總水平均存在顯著性差異。延遲執(zhí)行維度中,未離異但分居的父母婚姻狀況得分最高，最低的是婚姻情況正常和離異家庭。在探討父母婚姻狀況對延遲補救的影響時，我們發(fā)現(xiàn)存在顯著的差異。具體而言，未離異但分居的家庭在延遲補救方面的得分最高，而離異家庭的得分則相對較低。類似地，延遲總結(jié)在父母婚姻狀況上也呈現(xiàn)出顯著差異，其中重組家庭的得分最高，離異家庭的得分最低。這些發(fā)現(xiàn)表明，父母婚姻狀況對青少年的學(xué)業(yè)拖延行為具有重要影響?？偟膩砜?，在具有顯著性差異的維度上未離異但分居的家庭狀況對學(xué)生影響很大，其次是重組家庭，這說明了當(dāng)父母婚姻狀況出現(xiàn)危機時，如若沒有妥善處理及與孩子好好溝通，都會對孩子的心理造成影響。5.2.3自我分化的人口學(xué)變量差異分析在性別上，青少年自我分化總水平和在各維度上的水平都沒有顯著性差異，換言之，不論是男生還是女生，在生活中情緒和心理都可能存在不穩(wěn)定的情況。對于不同年級的學(xué)生而言，自我分化的總均分并未展現(xiàn)出顯著的差異。然而，在情感斷絕方面，各年級間卻呈現(xiàn)出明顯的不同，特別是高一年級的學(xué)生，他們的得分顯著高于高二和高三年級的學(xué)生。本研究所選取的被試是按照年級來選取的，但有些被試可能存在年齡比較大而就讀的年級卻很低、年齡小卻已是高年級的學(xué)生的情況，這有可能對數(shù)據(jù)的分析造成一定的影響（鄭勤，2014）。在父母婚姻狀況上，自我分化總水平不存在顯著性差異，但情感斷絕維度在父母婚姻狀況上存在顯著性差異，婚姻情況正常的家庭得分最高，最低的是未離異但分居家庭，這說明家庭婚姻情況正常的青少年情緒斷絕會比其他家庭狀況的青少年會更明顯。5.3父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化的相關(guān)分析本研究的相關(guān)分析結(jié)果表明，父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化相關(guān)，相關(guān)達到顯著水平。假設(shè)1、2都成立。父母婚姻沖突對學(xué)業(yè)拖延有著直接的影響，呈顯著正相關(guān)。高中生的學(xué)習(xí)壓力相對來說較大，任務(wù)也比小學(xué)和初中重，如果此時自己的父母婚姻出現(xiàn)了沖突、不和諧，會使得學(xué)生分心，一邊忙于學(xué)習(xí)，一邊還要擔(dān)心自己的家庭狀況，從而導(dǎo)致學(xué)業(yè)上的拖延。這與已有研究相似（吳茗，2023）。父母婚姻沖突與自我分化呈顯著負相關(guān)。青少年對父母婚姻沖突的感知越高，對自身的發(fā)展就越有可能不利。父母算是子女的第一任老師，在他們的成長道路上起著非常重要的作用，所以子女所處的家庭環(huán)境也就非常重要。如果子女看到自己的父母經(jīng)常吵架、有沖突，心里就會煩躁、郁悶，并且感到害怕等，從而影響自身的心理健康。自我分化與學(xué)業(yè)拖延呈顯著負相關(guān)。學(xué)業(yè)拖延行為越嚴重，孩子的自我分化水平越低，而自我分化水平高的孩子不僅拖延行為減少，還能夠去積極主動學(xué)習(xí)新知識、嘗試新事物。5.4父母婚姻沖突、學(xué)業(yè)拖延與自我分化中介效應(yīng)的結(jié)果分析本研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)同時考慮父母婚姻沖