時間管理傾向對高中生考試焦慮的影響：一個多重中介效應模型

郭材欣 胡小蘭 李國強 方 菁

（1 湖南人文科技學院教育學院，婁底 417000；2 湖南人文科技學院質量監控與發展規劃處，婁底 417000；3 中南大學湘雅公共衛生學院社會醫學與衛生事業管理學系，長沙 410078）

1 問題提出

考試焦慮是由應試情景激發的，受個體認知、人格等因素所制約，以擔憂為基本特征，通過不同的情緒反應和生理癥狀所表現出來的一種心理狀態（Leitenberg ＆ Harold，2013；Reiss，Warnecke，Tibubos，Tolgou，Luka-Krausgrill，＆ Rohrmann，2019；鄭日昌，陳永勝，1991）。 考試焦慮伴隨著情感癥狀（如強烈的恐懼）、認知癥狀（如失敗預期或對后果的負面信念）和不良的應對行為（如拖延、采用不恰當的學習策略）（Fehm ＆ Fydrich，2011）。 考試焦慮會對學生的發展和心理健康造成消極影響，如導致學業動機和學業成就下降 （Cassady，＆ Johnson，2002；Chapell et al.，2005；Cizek ＆ Burg，2006；Tsegay，Shumet，Damene，Gebreegziabhier，＆Ayano，2019），損害學生的工作記憶、注意力等認知能力（Mowbray ＆Tony，2012；Zhang，De Beuckelaer，Chen，＆ Zhou，2019；張小聰，董云英，周仁來，2017），還可能會導致嚴重的心理障礙（黃瓊，周仁來，2019）。 國內外調查研究發現，處于高水平考試焦慮狀態的學生比例在21.8%～52.3%之間（Schaefe，Denke，Harke，Olk，Erkovan，＆ Enge，2019；Tsegay et al.，2019； 陳睿，劉瀟楠，周仁來，2011；董軍強，陳建勇，2013；王才康，2001）。在中國高中生群體中，高考被認為是“改變命運”的考試（葉寶娟，鄭清，孫慶民，周全，丁丹東，2016）。 由于高考的壓力，學生的考試焦慮問題可能更嚴重和普遍（向紅潔，2013；楊立超，2010）。 因此，研究高中生群體的考試焦慮問題具有重要意義。 已有研究發現，在課程負荷較大的高中，較強的時間管理能力在減輕考試焦慮水平方面起著重要作用（Sansgiry ＆ Sail，2006）。 為了更好地了解與降低高中生的考試焦慮水平，本研究將深入探討與時間管理有關的變量對高中生考試焦慮的影響，并通過構建理論模型揭示其內部影響機制。

1.1 時間管理傾向對高中生考試焦慮的影響

時間的管理與利用問題是學生學習中面對的重要問題之一（Ahmad Uzir，Gasevic＇，Matcha，Jovanovic＇，＆ Pardo，2020），多項研究表明，學生的考試焦慮受到時間管理傾向的影響（Behnam，Jenani，＆Ahangari，2014；Jenaabadi，Nastiezaie，＆ Jalalzaei，2016；彭春江，2014）。 時間管理傾向指個體在運用和對待時間上表現出的心理和行為特征，包括時間價值感、時間監控觀①時間監控觀在有的研究中也稱作時間監控行為（張志杰，2005）。（本研究采用時間監控行為這一名稱）、時間效能感三個維度（黃希庭，張志杰，2001a），分別指的是個體對時間價值的認識和態度、 對時間的計劃和監控的能力、對自己時間管理能力的判斷（黃希庭，張志杰，2001b）。已有研究主要考察了時間管理傾向及其各維度與焦慮之間的關系，表明高時間管理傾向者更善于運用時間，從而有效地減少焦慮（Kelly，2003；Macan，Shahani，Dipboye，＆ Phillips，1990； 陳本友，張鋒，鄒枝玲，楊勛，黃希庭，2005）。其中，在時間管理傾向的三個維度中，時間監控行為維度和時間效能感維度對考試焦慮有著較強的預測作用（霍建勛，楊翠英，張利霞，2010）。因此，同時考察時間監控行為和時間效能感對高中生考試焦慮的影響，有助于深入理解時間管理傾向影響考試焦慮的內部機制。

根據Macan（1994）的時間管理過程模型和張志杰的時間效能感的部分中介作用模型 （張志杰，2005），學生的時間管理行為導致結果變量的改變有兩種方式： 一方面表現為時間監控行為直接降低學業壓力等消極體驗； 另一方面表現為時間監控行為通過增加時間效能感，從而減少學習時的消極體驗，獲得積極體驗。 這提示，在應試情景中，高中生既能夠通過合理設置計劃和目標等時間監控行為直接降低考試焦慮，又能夠通過時間監控行為增加控制和支配時間的信心提高時間效能感從而間接降低考試焦慮。實證研究也表明，時間監控行為可以通過時間效能感對其他結果變量產生影響 （古玉，譚小宏，2004；張志杰，2005）。 據此，本研究提出假設H1：時間監控行為既可以直接影響考試焦慮，也可以通過時間效能感間接影響高中生考試焦慮。

1.2 自我效能感的中介效應

時間管理傾向中的時間監控行為和時間效能感對考試焦慮的影響過程有沒有其他因素的介導呢？根據張志杰的時間效能感的部分中介作用模型（張志杰，2005）以及Bandura（1977）的自我效能感理論，本研究認為自我效能感是值得探討的考試焦慮的影響因素。

自我效能感是指個體對自己是否能完成特定情境中某方面工作的預期（Bandura，1977）。一方面，張志杰的時間效能感的部分中介作用模型指出，時間監控行為既能夠直接提高學生的自我效能感，也能夠通過提高時間效能感間接提高自我效能感（張志杰，2005）。 這提示，在應試情景中，通過合理設置計劃和目標等時間監控行為合理地分配學習時間，能直接提高學生對自己完成學習任務的能力的預期，也能通過時間監控行為對自己分配時間的能力有更高的評價，從而增加自身的信心。另一方面，Bandura（1977）的自我效能感理論指出，自我效能感決定了個體的焦慮等心身反應過程（高申春，2000）。 這提示，當高中生面對考試帶來的壓力時，高自我效能感可以幫助個體應對這些壓力，降低患考試焦慮癥的風險。相關實證研究可佐證，自我效能感與考試焦慮存 在 顯 著 負 相 關 （Barrows，Dunn，＆ Lloyd，2013；Behnam，Jenani，＆ Ahangari，2014；涂艷蘋，施俊琦，2008；王才康，劉勇，2000；朱奕達，2015）。此外，以往研究表明，自我效能感能夠在時間管理傾向與應試情境有關的變量（如學習拖延、學習倦怠、學業成績）間發揮中介作用（馬憶萌，孟勇，徐金英，2014；楊志杰，2011；周永紅，呂催芳，楊于岑，2014）。綜上，本研究提出假設H2：自我效能感是時間監控行為和時間效能感與考試焦慮之間的中介變量。

1.3 心理彈性的中介效應

那么，自我效能感又是如何影響高中生考試焦慮的呢？通過對以往文獻的分析，本研究將引入心理彈性這一中介變量對此進行探討。 心理彈性是指在遭受逆境或巨大壓力時有效適應的能力（Newman＆Russ，2005）。在教育情境中，心理彈性指應對來自不利環境中的逆境或應對學業壓力（如成績不佳或考試 焦 慮） 的 能 力（Putwain，Nicholson，Connors，＆Woods，2013）。

一方面，自我效能感高的個體在遇到困境時，能夠以自己對能力的堅定信念與危險性因素抗衡，從而保護自己的心理彈性，甚至使心理彈性在這種相互作用的過程中得以提升 （Glantz ＆ Johnson，2006）。有實證研究佐證：自我效能感是應對逆境、建立心理彈性時的個體因素 （Badu，2020）。 Kumpfer（2002）的心理彈性模型也認為，自我效能感是一種個體內部的心理彈性保護性因素。

另一方面，心理彈性的調節模型認為，個體的心理彈性水平越高，個體越能夠在困境中健康發展（Tugade，Fredrickson，＆ Barrett，2005）。 實證研究也表明，心理彈性高的個體能夠適應不利環境，感知到更 少 的 心 理 困 擾（Almeida，2005；Friborg，Hjemdal，Rosenvinge，Martinussen，Aslaksen，＆Flaten，2006）。這提示，在面臨同樣的應試情景下，高心理彈性的高中生能夠適應良好，不易出現嚴重的考試焦慮。 此外，有實證研究指出，在對考試焦慮的影響中，心理彈性起到了中介作用，并且心理彈性負向預測考試焦慮（歐陽祎，2017；申魯軍，2016；向紅潔，2013）。因此，自我效能感可能會通過提高心理彈性進而降低高中生的考試焦慮。 同時，由于時間效能感與自我效能感有類似的機制（張志杰，2005），因此，時間效能感可能也會通過提高個體的心理彈性進而降低考試焦慮。 綜上，本研究提出假設H3：心理彈性是時間效能感和自我效能感與考試焦慮之間的中介變量。

1.4 研究的假設模型

綜上所述，本研究采用時間管理傾向的時間監控行為和時間效能感維度，擬構建時間管理傾向與考試焦慮之間的多重中介模型。 基于以往研究，提出了三個假設，研究的假設模型如圖1 所示。

圖1 假設模型圖

2 研究方法

2.1 研究對象

采用方便抽樣的方式，從江西省某高中選取高一至高三共9 個班級（每個年級各選3 個班級）的學生進行團體施測，共有437 名高中生參與問卷調查，回收有效問卷424 份，問卷有效率97.03%。其中，男生201 人，女生223 人；高一143 人，高二122 人，高三159 人； 文科123 人，理科301 人； 平均年齡為16.81 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年時間管理傾向量表（Adolescence Time Management Disposition Scale，ATMD）

時間管理傾向采用黃希庭和張志杰（2001b）編制的青少年時間管理傾向量表進行測量。 根據本研究的假設模型，選取該量表的時間監控行為和時間效能感兩個分量表進行研究，分別包括24 個項目和10 個項目。 量表采用5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”。 本研究中時間監控行為量表和時間效能感量表的內部一致性系數分別為0.82 和0.71。

2.2.2 一般自我效能感量表（General Self-Efficacy Scale，GSES）

采用Schwarzer 等人（1997）編制的一般自我效能感量表中文版，該量表經檢驗有良好的信效度（王才康，胡中鋒，劉勇，2001）。 量表共10 個項目，采用4 點記分，從“完全不正確”到“完全正確”。 本研究中，該量表的內部一致性系數為0.83。

2.2.3 中國青少年心理彈性量表 （The Resilience Scale for Chinese Adolescents，RSCA）

采用胡月琴和甘怡群（2008）編制的青少年心理彈性量表，共27 個項目，包括目標專注、情緒控制、積極認知、人際協助和家庭支持5 個維度，采用5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”。在驗證性因子分析中，刪除因子載荷在0.4 以下的維度（溫忠麟，黃彬彬，湯丹丹，2018）。擬合良好的模型包含目標專注、積極認知和情緒控制3 個維度，分別包括5 個項目、4 個項目和6 個項目，本研究用這3 個維度測量心理彈性。 本研究中3 個維度的內部一致性系數分別為0.62，0.68 和0.74，總問卷的內部一致性系數為0.77。

2.2.4 Sarason 考試焦慮量表 （Test Anxiety Scale，TAS）

采用Sarason（1977）編制，王才康（2001）修訂的考試焦慮量表，共37 個項目，采用“是與否”的二級評分，“是”記1 分，“否”記0 分。本研究中，該量表的內部一致性系數為0.79。

2.3 研究程序與統計分析

經班主任和學生本人知情同意，以班級為單位團體施測。 每個班級均由1 名培訓后的心理學專業學生作為主試。施測前主試宣讀問卷指導語，被試完成全部問卷所需時間約25 分鐘，所有問卷當場回收。

統計分析采用SPSS24.0 進行相關分析，采用Mplus7.0 進行結構方程模型分析。 結構方程模型分析參考吳艷和溫忠麟（2011）的觀點，對研究中的單維結構量表采用平衡法進行打包，將自我效能感量表和考試焦慮量表的項目均打包成三個觀測變量。此外，黃希庭和張志杰（2001b）認為時間監控行為量表和時間效能感量表內部也有不同的因素結構。 但魏源（2012）指出，青少年時間管理傾向量表的二級維度的結構效度不甚理想，本研究中這些量表按照探索性因子分析的結果也不符合黃希庭和張志杰（2001b）對二級維度的劃分，因此不對時間監控行為量表和時間效能感量表進行內部結構的劃分。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差的控制和檢驗

由于問卷施測可能會導致共同方法偏差，因此，在施測問卷的過程中根據相關建議（周浩，龍立榮，2004），從程序方面進行了嚴格的控制，如采用匿名方式測查、部分條目使用反向計分等。 采用Harman單因子檢驗法檢驗，結果表明，特征值大于1 的因子共有29 個，且第一個因子解釋的變異量為11.56%，小于40%的臨界值，因此本研究不存在明顯的共同方法偏差（熊紅星，張璟，葉寶娟，鄭雪，孫配貞，2012）。

3.2 高中生考試焦慮狀況及相關分析

在本研究中，高中生考試焦慮的平均得分為16.88 分，標準差為5.88 分，其中有60.8%的高中生得分超過15 分，27.1%的高中生得分超過20 分。 根據Newman（1996）的劃分標準，考試焦慮總分在15 分以上就說明學生切實感受到了考試帶來的不適感和焦慮，20 分以上說明有考試焦慮癥的危險，本研究的結果提示高中生考試焦慮整體狀況較為嚴重。

相關分析的結果如表1 所示，在控制了性別、年齡、學科和年級變量后，考試焦慮與時間監控行為、時間效能感、 自我效能感、 心理彈性均呈顯著負相關。另外，時間監控行為、時間效能感與自我效能感、心理彈性均呈顯著正相關，自我效能感與心理彈性也呈顯著正相關。

表1 各變量的描述性統計和偏相關分析（N＝424）

3.3 時間管理傾向對高中生考試焦慮的影響：多重中介效應檢驗

采用溫忠麟和葉寶娟（2014）推薦的中介效應檢驗程序，對時間監控行為、時間效能感、自我效能感、心理彈性和高中生考試焦慮之間的關系進行結構方程模型分析，采用Bootstrap 法（重復抽樣5000 次）對多重中介模型進行檢驗 （Erceg-Hurn ＆ Mirosevich，2008）。 第一步，在控制性別、年齡、學科和年級變量之后，檢驗時間監控行為對高中生考試焦慮的直接效應。結果表明，模型擬合良好χ2／df（11.37／10）＝1.14，RMSEA ＝0.02，SRMR ＝0.02，CFI ＝0.99，TLI ＝0.99），時間監控行為能夠顯著負向預測高中生考試焦慮（β＝-0.14，t＝-2.55，p＜0.05）。

第二步，加入時間效能感、自我效能感和心理彈性作為中介變量進行路徑分析，假設理論模型的擬合 指 數 為：χ2／df （230.47／73）＝3.16，RMSEA＝0.07，SRMR＝0.06，CFI＝0.91，TLI＝0.88，各項模型擬合指數基本達到要求。 進一步考察發現該模型中部分路徑不顯著，根據結構方程模型的節儉原則，刪除模型中不顯著的路徑。比較完整模型與修正模型發現，Δχ2／Δdf（1.83／2）＝0.92，p＝0.40，即修正模型與原假設模型無顯著差異，且修正模型更加簡潔，各項模型擬合指數相對于修正前更優 （χ2／df＝3.10，RMSEA＝0.07，SRMR＝0.06，CFI＝0.91，TLI＝0.89），故報告圖2 所示的節儉模型。結果表明，時間監控行為能夠顯著正向預測考試焦慮（β＝0.23，t＝3.30，p＜0.01），顯著正向預測時間效能感（β＝0.70，t＝25.44，p＜0.001），顯著正向預測自我效能感（β＝0.18，t＝2.75，p＜0.01）；時間效能感可以顯著正向預測自我效能感（β＝0.32，t＝4.59，p＜0.001），顯著正向預測心理彈性（β＝0.54，t＝9.49，p＜0.001）；自我效能感可以顯著正向預測心理彈性（β＝0.35，t＝5.50，p＜0.001）；心理彈性可以顯著負向預測考試焦慮（β＝-0.64，t＝-8.28，p＜0.001）。

圖2 多重中介模型圖

進一步中介效應分析結果表明（見表2），時間監控行為對高中生考試焦慮的直接效應95%的區間為［0.094，0.366］，直接效應值為0.231，直接效應顯著； 時間效能感和心理彈性在時間監控行為與高中生考試焦慮之間的鏈式中介效應95%的區間為［-0.325，-0.167］，中介效應值為-0.237，鏈式中介效應顯著；自我效能感和心理彈性在時間監控行為與高中生考試焦慮之間的鏈式中介效應95%的區間為［-0.088，-0.011］，中介效應值為-0.041，鏈式中介效應顯著；時間效能感、自我效能感和心理彈性在時間監控行為與高中生考試焦慮之間的鏈式中介效應95%的區間為［-0.084，-0.026］，中介效應值為-0.049，鏈式中介效應顯著。 因此，時間管理傾向與高中生考試焦慮之間建構起了多重鏈式中介模型，包括3條中介鏈。 由中介效應值與直接效應值的符號為異號可知，本研究出現了 “遮掩效應”（MacKinnon，2008；溫忠麟，葉寶娟，2014）。 3 條中介鏈的遮掩效應量｜ab／c＇｜（中介效應與直接效應的比例的絕對值）分別為1.026，0.177 和0.212（見表2）。 進一步通過兩兩比較檢驗不同路徑的中介效應是否存在顯著差異（Hayes，2009），結果表明，“時間監控行為→時間效能感→心理彈性→考試焦慮” 中介鏈的中介效應值顯著大于其他兩條中介鏈的中介效應值。

表2 時間監控行為對高中生考試焦慮的影響路徑分析（N＝424）

3.4 中介效應的多群組恒等性檢驗

為了檢驗中介模型是否具有跨群組的恒等性，本研究對該模型進行多群組比較（Kline，2015）。 采用結構模型恒等性分析依次進行形態、因子載荷、截距、因子方差和協方差、路徑、結構殘差和測量殘差的恒等性檢驗（Arbuckle ＆Wothke，1999），對性別變量檢驗的結果如表3 所示。 在每一次檢驗中施加等價限制，若p 值不顯著（p＞0.05）表示模型恒等，若p值顯著還需考察ΔCFI 與ΔTLI，若ΔCFI≤0.01 且ΔTLI≤0.05，表明模型差異未達到顯著（Vandenberg＆ Lance，2000）。 根據上述等價性標準可知，男女高中生群體在模型上不存在顯著差異。 采用相同方法對年級和學科進行檢驗，結果均表明本研究的模型具有跨群組的恒等性。

表3 不同性別高中生群體的結構模型恒等性檢驗

4 討論與建議

4.1 討論

本研究基于時間管理過程模型、 時間效能感的部分中介作用模型、自我效能感理論、心理彈性模型等前人的研究結果，進一步揭示了時間管理傾向與考試焦慮的關系及其作用機制。 模型有助于在理論上深入理解時間管理傾向對考試焦慮的影響機制，完善考試焦慮的理論； 在實踐上有助于降低高中生的考試焦慮，改善學生的心理健康水平。本研究發現從時間監控行為到考試焦慮的直接路徑顯著，但“時間監控行為→時間效能感→考試焦慮” 路徑的后半段不顯著，即研究的假設H1 部分不成立；“時間監控行為→自我效能感→考試焦慮” 和“時間監控行為→時間效能感→自我效能感→考試焦慮” 路徑的后半段不顯著，即研究的假設H2 部分不成立；時間監控行為通過時間效能感或自我效能感（或二者的中介鏈） 影響心理彈性進而影響考試焦慮，即假設H3 得到了驗證。

4.1.1 高中生的考試焦慮現狀

描述性統計的結果表明，有27.1%的高中生存在高水平的考試焦慮，60.8%的高中生感受到了考試帶來的不適感，這與以往研究結果大體一致（向紅潔，2013；楊立超，2010），提示大部分的高中生需要采取相應措施應對考試焦慮。相關分析的結果表明，本研究考察的各變量間相關顯著。其中，高中生的考試焦慮與時間監控行為、時間效能感、自我效能感和心理彈性均呈顯著負相關，與以往研究結果一致（Barrows，Dunn，＆ Lloyd，2013； Behnam，Jenani，＆ Ahangari，2014；歐陽祎，2017； 申魯軍，2016； 張志杰，2005）。 這說明增加時間監控行為、提高個體的時間效能感和自我效能感，發展良好的心理彈性均有利于高中生考試焦慮的降低。

4.1.2 高中生的時間監控行為與考試焦慮關系間的中介作用

本研究發現在時間監控行為對高中生考試焦慮的直接路徑模型中，時間監控行為對高中生考試焦慮有直接的顯著負向預測作用。 但是在時間監控行為與考試焦慮之間加入時間效能感、 自我效能感和心理彈性后發現，時間監控行為對考試焦慮的作用變為顯著正向預測作用。這提示，時間監控行為能否降低考試焦慮主要取決于中介變量（時間效能感、自我效能感和心理彈性）。

研究結果進一步顯示，時間監控行為對自我效能感的影響有兩種方式，一種是時間監控行為直接提高個體的自我效能感，另一種是通過提高時間效能感進而提高自我效能感，這兩條途徑與張志杰（張志杰，2005）的結果一致。這提示，高中生可以通過時間監控行為的訓練，形成對時間利用的信心，提高時間效能感，從而在應試情景下更加有效地應對學習任務，對自己的能力產生更高的判斷，進而提高自我效能感。

另外，本研究還發現，時間效能感和自我效能感對高中生考試焦慮無顯著預測作用。 這一結果與本研究預期假設不符，與朱奕達（2015）的研究結果也不一致。 此結果可能說明時間效能感和自我效能感與考試焦慮之間存在其他效應較大的中介變量（MacKinnon，2008；溫忠麟，葉寶娟，2014），這種推測基于兩個方面：一方面，時間效能感或自我效能感較強的個體覺得自己有能力應對考試，因此他們對自己在考場中的表現有較高的預期；另一方面，有研究表明，高水平的自我效能感可能導致學生過度自信，從而降低學業成績 （Furnham，Chamorro-Premuzic，＆ McDougall，2003；Vancouver ＆ Kendall，2006）。 個體如果對抗挫折和困境的能力不足，可能會因為高期待和學業問題之間的沖突而產生更強烈的考試焦慮。這提示，時間效能感和自我效能感影響考試焦慮水平的過程可能存在抗挫折能力相關中介變量的參與。

盡管時間效能感和自我效能感不能直接負向預測高中生考試焦慮，但本研究發現，時間效能感和自我效能感可以通過提高心理彈性進而降低高中生考試焦慮。一方面，自我效能感是心理彈性的保護因子（Glantz＆ Johnson，2006；Jew，1999；胡月琴，甘怡群，2008），時間效能感與自我效能感有類似的機制，也可能是心理彈性的保護因子，因此可通過提高效能感從而提升高中生的心理彈性。另一方面，心理彈性作為抗壓能力的重要指標（Newman ＆ Russ，2005），能幫助高中生在一次次考試的歷練中與困難 “作戰”，達到“厚積薄發”的效果，從而獲得更好的發展。這提示，自我效能感和時間效能感較高的高中生在遇到困境時，要將對自身和監控時間堅定的信念與危險因素抗衡，保護自己的心理彈性，甚至使心理彈性在這一過程中得到提升。 而高心理彈性的學生通常更善于控制消極情緒，更加專注于學習任務，不易被 挫 折 擊 潰 （McGeown，St Clair -Thompson，＆Clough，2016），因而能夠對考試情景做出更積極的反應，減少考試焦慮的產生。

需要特別指出的是，時間效能感、自我效能感和心理彈性在時間監控行為與高中生考試焦慮的關系中具有“遮掩效應”，“時間監控行為→時間效能感→心理彈性→考試焦慮” 中介鏈的遮掩效應值是最大的，且與其他兩條中介鏈的效應值的差異達到了顯著性水平。首先，“遮掩效應”說明了時間監控行為本身不是降低考試焦慮的原因，時間監控行為如果不能增加個體的效能感進而增加個體的心理彈性，可能會在干預高中生考試焦慮的過程中起到“事與愿違”的效果。 例如，有研究指出不少花了很多時間用于學習的學生也有高水平的考試焦慮（Culler＆Holaha，1980），這些發現值得教育者關注。 這提示，雖然有些高中生進行了時間監控，但他們依然會感受到強烈的考試焦慮，因此，教育者不應過分強調“抓緊時間”本身，而應該引導學生通過時間監控行為產生對學業更高的效能感，繼而更好地適應不利環境，最終降低考試焦慮。 其次，“時間監控行為→時間效能感→心理彈性→考試焦慮” 中介鏈的遮掩效應值較大，說明了時間監控行為主要是通過時間效能感對心理彈性產生影響。這提示，時間效能感作為時間管理傾向中的觀念成分（張志杰，2005），能夠使個體對時間的有效利用充滿信心，從而在危機（比如成績落后）中加強計劃和安排，采取積極的應對方式以度過危機，最終成為心理彈性的保護性因素，從而降低考試焦慮。 最后，雖然另外兩條中介鏈的效應值偏小，但這些效應值依然達到了統計意義上的顯著性水平。本研究的小效應能支持所要檢驗的理論，因此這些效應具有重要的理論意義（Gall，Gall，＆ Borg，2007）；在實踐方面，小效應能隨時間推移積累成大效應，間接地引發重大結果（Ellis，2010）。因此，本研究中相對偏小的鏈式中介效應也應該受到重視。

最后，多群組恒等性檢驗表明，不同性別、年級和學科的高中生群體的結構模型具有恒等性。 這說明，本研究建立的模型的各條路徑具有跨性別、年級和學科的適用性，在考試焦慮的干預過程中，均可以采用本研究建立的3 條途徑。

4.2 建議

本研究深入探討了時間管理傾向對考試焦慮的影響機制，構建了一個多重中介模型，這不僅對考試焦慮影響機制的理論研究有所貢獻，也有利于在教學實踐中降低學生考試焦慮，促進學生身心健康發展。 根據本研究結果，提出以下幾點建議。

首先，本研究證明了時間管理傾向在考試焦慮干預過程中的重要作用，學校應加強時間管理理念的教育，開展時間管理課程，從而幫助學生運用好時間監控行為，提高時間效能感，進而降低考試焦慮。其次，教師要加強學習方法與策略的引導，從而使學生更容易取得成功的學習體驗，進而幫助他們提高自我效能感。 再次，通過培養高中生的積極心理品質來提高心理彈性，使其適應不利環境，從而降低高中生的考試焦慮。最后，教師要關注那些努力但是學習效果不佳進而誘發考試焦慮的學生，幫助他們掌握正確的時間監控方式，提高其自信心和抗挫折能力。

4.3 進一步研究的方向

盡管有一些重要發現，但必須認識到的是，本研究仍存在一定局限性，需要在未來的研究中加以完善。 第一，本研究是一個橫斷面的調查研究，無法明確變量間的因果關系，今后需要采用縱向研究、實驗研究的方法對模型進行檢驗。第二，本研究的各個研究變量均采用自陳式量表測量，可能存在共同方法偏差。 不過，我們在研究程序上已采用了如匿名調查、 條目反向計分等方法盡可能減小了共同方法偏差的影響，并采用Harman 單因子檢驗對共同方法偏差的嚴重性進行了統計檢驗。 未來研究可選用自評與他評相結合的方法來收集數據，將更好地降低共同方法偏差的影響。 最后，由于實際情況限制，本研究采用方便抽樣方法，樣本僅選取自江西省某一所高中，因此，研究者們對研究結論的推廣與使用需要慎重，我們將在未來的研究中提高樣本的代表性，進一步對模型進行檢驗。

5 結論

時間管理傾向對高中生考試焦慮的作用機制有兩種方式： 一方面表現為時間監控行為對高中生考試焦慮的直接效應； 另一方面表現為時間監控行為通過增加時間效能感或自我效能感（或二者的中介鏈） 進一步提高心理彈性從而影響考試焦慮的間接效應，其實質是一種遮掩效應。