蔡茂華，王余娟

(西華師范大學(xué))

0 引言

拖延是指個體在執(zhí)行任務(wù)和決策時推遲開始或者結(jié)束的一種行為傾向.拖延在大學(xué)生的學(xué)習(xí)生活中極為普遍，大約75% ～85%的大學(xué)生認為自己時有拖延［1］.大量研究表明拖延給人們帶來了嚴重的消極影響，長期拖延者易產(chǎn)生更多內(nèi)疚、焦慮、自卑等負性情緒.當(dāng)前對拖延的研究集中于學(xué)生群體，主流的理論有Ferrari的多類型論和Steel的非理性論.總體而言，傳統(tǒng)研究將拖延視為一種自我調(diào)節(jié)失敗的行為，通常導(dǎo)致一系列負面后果.近期，Chu和 Choi［1］提出了主動拖延的概念，大大擴展了拖延研究的范圍，主動拖延著重強調(diào)了拖延的積極面.倪士光和李虹等最近提出了整體化模型，首次將被動拖延和主動拖延同時整合到對學(xué)習(xí)任務(wù)的心理反應(yīng)中.但是，目前國內(nèi)外的研究仍然多從消極視角著手，采用的量表也多建立在Ferrari的觀點之上，也沒有對整體化模型進行實證檢驗.

Barratt［2］將沖動性定義為未經(jīng)充分思考便行動，受瞬間反應(yīng)驅(qū)使，傾向于冒險，并試圖快速完成任務(wù)的多維人格特質(zhì).沖動性對我們?nèi)粘Ｉ罴扔幸嬗钟泻?，王有智和羅靜［3］通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)拖延與沖動性之間呈顯著正相關(guān)，高拖延者具有更高的無計劃沖動性、注意力沖動性與運動沖動性.但該研究所測拖延實質(zhì)上是喚起性拖延，沖動性與主動拖延以及被動拖延的關(guān)系仍然不明朗.時間管理傾向是指個體在運用時間方式上所表現(xiàn)出來的，具有多維度多層次結(jié)構(gòu)的心理和行為特征［4］.研究普遍顯示時間管理傾向與拖延之間呈顯著負相關(guān)［5］，但研究之間所采用量表不統(tǒng)一，難以直接比較結(jié)果，而且多數(shù)研究所測拖延僅限于學(xué)習(xí)拖延，因此，有必要對時間管理傾向與主動、被動兩類拖延之間的關(guān)系進行考察.另外，國內(nèi)研究僅限于時間管理傾向、沖動性和拖延三個因素兩兩之間的相關(guān)性探討，還沒有把時間管理傾向和沖動性聯(lián)系起來考察其對兩類拖延的不同作用.再加上以往研究總是將時間管理傾向和沖動性分別作為高階構(gòu)念引入模型，它們的低階維度如何對兩類拖延產(chǎn)生具體影響目前尚不清楚.鑒于此，該研究將首次考察時間管理傾向三個維度如何通過沖動性三個維度對主動、被動兩類拖延產(chǎn)生影響.

1 對象與方法

1.1 被試

在兩所大學(xué)共發(fā)放問卷790份，回收有效問卷702份.其中，男生133人，女生569人;大一240人，大二236人，大三226人.

1.2 研究工具

青少年時間管理傾向量表［4］采用李克特5點計分，共44道題，其Cronbach α系數(shù)為0.876.Barratt沖動性量表第十一版［6］采用李克特4點計分，共26道題，其Cronbach α系數(shù)為0.759.主動拖延量表［7］采用李克特7點計分，共15道題，其Cronbach α系數(shù)為0.840，與被動拖延的相關(guān)系數(shù)為－0.007(P＞0.05).非理性拖延量表［8］采用李克特5點計分，共9道題，其Cronbach α系數(shù)為0.883，與主動拖延的相關(guān)系數(shù)為－0.008(P＞0.05).

1.3 研究程序及數(shù)據(jù)處理

問卷以班級為單位，使用統(tǒng)一的書面指導(dǎo)語進行集體施測，采用Spss19.0和Amos17.0處理數(shù)據(jù).

2 結(jié)果

2.1 測量模型的檢驗

該研究直接將時間管理傾向的三個維度作為觀測變量引入模型;將沖動性的三個維度作為觀測變量引入模型;將主動拖延的四個維度設(shè)置為觀測變量;由于被動拖延只有一個維度，則直接將其設(shè)置為觀測變量.因此，該研究的測量模型就包含了11個觀測變量和1個潛在變量.采用協(xié)方差結(jié)構(gòu)模型的極大似然法對測量模型進行估計和檢驗，得到的擬合指數(shù)為:χ2/df(165.340/34)=4.863，RMSEA=0.074，TLI(NNFI)=0.928，CFI=0.956，可見測量模型擬合良好，適宜進行進一步分析.

2.2 觀測變量之間的相關(guān)分析

皮爾遜積差相關(guān)表明被動拖延與時間管理傾向各維度、注意力沖動性和運動沖動性均呈顯著正相關(guān)(P＜0.01)，與無計劃沖動性以及主動拖延呈顯著負相關(guān)(P＜0.01).而主動拖延與其余各因素均呈負相關(guān)，但并不顯著(P＞0.05).時間管理傾向各維度與沖動性各維度均呈顯著正相關(guān)(P＜0.01).

2.3 對假設(shè)模型M的檢驗、修正及交叉驗證

該研究按照50%的比例將數(shù)據(jù)隨機分為兩半，樣本1(n=351)用以對假設(shè)模型M進行修正和調(diào)整，待模型能夠被接受后，再用樣本2(n=351)進行交叉驗證.以樣本1對假設(shè)模型M進行檢驗，得到的擬合指數(shù)χ2/df=9.060，RMSEA=0.152，TLI(NNFI)=0.785，CFI=0.894.該研究采納了Amos軟件所提供的修正指數(shù)，增加了誤差項之間的連結(jié)，從而得到了修正模型M－1，其擬合指數(shù) χ2/df=4.026，RMSEA=0.093，TLI(NNFI)=0.919，CFI=0.965.進一步考察發(fā)現(xiàn)有部分路徑的路徑系數(shù)不顯著，經(jīng)過反復(fù)修正和檢驗，該研究在刪掉了10條不顯著路徑的基礎(chǔ)上得到了所有路徑都顯著的修正模型M－2，其擬合 指 數(shù) χ2/df=3.009，RMSEA=0.076，TLI(NNFI)=0.946，CFI=0.967.

以樣本2對建立起來的假設(shè)模型M－2進行交叉驗證，得到的擬合指數(shù)為χ2/df=3.263，RMSEA=0.080，TLI(NNFI)=0.862，CFI=0.915，且所有路徑都顯著，修正模型M－2能夠得到數(shù)據(jù)的支持.見圖1.

2.4 中介效應(yīng)分析

時間價值感和時間效能感均通過無計劃沖動性的中介作用來間接影響主動拖延，而時間監(jiān)控觀對主動拖延則存在直接影響(占45%)和通過沖動性各維度，主要是運動沖動性(占45%)的中介作用來間接影響四條路徑.時間監(jiān)控觀對被動拖延只存在兩條間接影響路徑，即分別通過注意力沖動性(占16%)和運動沖動性(84%)的中介作用產(chǎn)生間接影響.

3 討論

該研究考主要考察了時間管理傾向、沖動性對兩類拖延的影響路徑.從中介效應(yīng)模型圖可以看出，在時間管理傾向與拖延行為的關(guān)系中，沖動性起到了重要的中介作用.時間價值感和效能感對主動拖延是以無計劃沖動性的完全中介來間接正向影響的，但這種影響比較微弱.即具有高時間價值認同和高時間效能感的個體傾向于主動拖延，這是因為無計劃沖動性在中間起到了中介作用，個體對時間的價值越看重，越能有效管理時間，做事越容易有計劃，而不會在毫無準(zhǔn)備的情況下草率行事，個體對自己行為的控制能力就越強，或許就更喜歡在時間壓力下向任務(wù)發(fā)起挑戰(zhàn)，更能享受高效率.

圖1 兩類拖延行為影響因素的中介效應(yīng)模型M－2

時間監(jiān)控觀對主動拖延則存在直接正向影響和三條間接正向影響共四條路徑，其中直接影響和以運動沖動性為中介的間接影響是最主要的影響路徑(各占45%).時間監(jiān)控觀包含設(shè)置目標(biāo)、計劃性、優(yōu)先級、反饋性及時間分配5個子維度［4］，在時間監(jiān)控觀維度上得分高的個體更傾向于主動拖延，因為他們相信自己能很好地掌控任務(wù)完成的進度，喜好壓力，甚至為了獲得時間壓力，主動做出拖延的決定，并且能夠按時完成任務(wù)，并滿意結(jié)果.同時，越善于監(jiān)控時間的個體越不會憑感覺魯莽行事，總是能在充分思考之后做出決策或付諸行動，為了追求更高的精神享受，很可能故意縮短完成任務(wù)的時限，逼迫自己在時間壓力下激發(fā)潛能完成任務(wù)，做出主動拖延的決定.時間監(jiān)控觀對被動拖延是以注意力沖動性和運動沖動性的完全中介來間接負向影響的，以運動沖動性的中介作用為主(占84%).即越不善于監(jiān)控時間的個體，越難集中注意力，精力很容易分散，越容易未經(jīng)思考憑直覺草率行事，非常容易被能給予及時精神享受的事件所吸引，比如看電影、網(wǎng)聊、逛街等［3］，這類個體極容易產(chǎn)生被動拖延行為，即雖然從主觀上不想拖延，也能意識到不應(yīng)該拖延，但行為上無法自控［8］，由此還可能引發(fā)焦慮等負性情緒，使其陷入被動拖延的惡性循環(huán)之中.

從上述分析可見，沖動性各維度在時間管理傾向各維度對兩類拖延的影響中起了不同的中介作用，這證實了拖延現(xiàn)象的復(fù)雜性，進一步證明了主動拖延與被動拖延之間存在明顯區(qū)別［8］.此外，由于沖動性與自我調(diào)節(jié)存在負相關(guān)［9］，沖動性的不同中介作用表明，自我調(diào)節(jié)在拖延形成中起到了不同作用，從側(cè)面論證了倪士光等［1］提出的整體化模型，即自我調(diào)節(jié)成功產(chǎn)生主動拖延，自我調(diào)節(jié)失敗導(dǎo)致被動拖延.

［1］ 倪士光，李虹，黃琳妍.學(xué)習(xí)拖延的整體化研究視角:傳統(tǒng)與創(chuàng)新［J］.心理發(fā)展與教育，2012，27(5):545 －553.

［2］ Bjork J M，Dougherty D M，Huang D，et al.Self－reported impulsivity is correlated with laboratory－ measured escape behavior［J］.Journal of General Psychology，1998，125(2):165－174.

［3］ 王有智，羅靜.高低拖延者的沖動性特征與延遲折扣差異研究［J］.心理科學(xué)，2009，32(2):371－374.

［4］ 黃希庭，張志杰.青少年時間管理傾向量表的編制［J］.心理學(xué)報，2001，33(4):338 －343.

［5］ 石美云.高中生時間管理傾向、完美主義與學(xué)業(yè)拖延行為的關(guān)系［D］.山東師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2013.

［6］ 周亮，肖水源，何曉燕，等.BIS－11中文版的信度與效度檢驗［J］.中國臨床心理學(xué)雜志，2006，14(4):342－344.

［7］ 倪士光，李虹，徐繼紅等.主動拖延量表在中國大學(xué)生群體中的修訂及信效度檢驗［J］.中國臨床心理學(xué)雜志，2011，19(4):512－515.

［8］ 倪士光，徐繼紅，葉霖.非理性拖延量表的修訂及其與健康行為的關(guān)系:自我效能感的中介作用［J］.中國臨床心理學(xué)雜志，2012，20(5):603 －605.

［9］ 張昱.淺析當(dāng)代大學(xué)生負性情緒特點及自我調(diào)節(jié)策略 ［J］.社會心理科學(xué)，2009，24(6):736－738.