張敏 譚浪

（長(zhǎng)江大學(xué) 教育科學(xué)系，湖北 荊州 434023）

1.引言

拖延是我們?nèi)粘Ｉ钪幸环N非常普遍的現(xiàn)象，Ellis和Knaus［1］曾預(yù)計(jì)大學(xué)里有將近95%的學(xué)生存在不同程度的拖延行為；陳寶華［2］調(diào)查結(jié)果顯示，有大約20%的學(xué)生存在嚴(yán)重的學(xué)習(xí)拖延。 Mccown和Roberts（1994）［3］研究發(fā)現(xiàn)拖延是學(xué)生的一個(gè)重要壓力源，而且也影響了他們的學(xué)習(xí)成績(jī)。

對(duì)拖延行為干預(yù)的實(shí)證研究，在國(guó)內(nèi)只有一二十年的歷史，主要有認(rèn)知療法、行為療法、認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)方法和情緒療法四種，其中以綜合的認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)方案為主，這在國(guó)內(nèi)僅有幾人做過相關(guān)的實(shí)證研究，如邱于飛研究表明［4］，認(rèn)知行為團(tuán)體干預(yù)能夠改善大學(xué)生短期內(nèi)的拖延行為，尤其是提高大學(xué)生的時(shí)間管理效率；徐丹丹的研究發(fā)現(xiàn)［5］，針對(duì)被動(dòng)拖延者的團(tuán)體干預(yù)能有效地改善被動(dòng)拖延大學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延行為；吳進(jìn)華的研究表明［6］，設(shè)計(jì)的團(tuán)體干預(yù)方案能夠較有效地降低師范大學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延程度，提升師范大學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感和時(shí)間管理傾向。因此，本研究結(jié)合研究者所在大學(xué)的大學(xué)生的拖延現(xiàn)狀，使用自編的拖延行為認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)方案進(jìn)行研究，提出了兩個(gè)假設(shè)：（1）該1干預(yù)方案能降低大學(xué)生短期內(nèi)的拖延行為；（2）短期內(nèi)大學(xué)生拖延行為的減低主要表現(xiàn)在時(shí)間管理傾向上的提高。

2.方法

2.1 被試

根據(jù)拖延分?jǐn)?shù)由高到低排列，并結(jié)合自愿原則，共選出了16名被試，其中8名作為實(shí)驗(yàn)組，8名作為對(duì)照組。實(shí)驗(yàn)組中，男生5名，女生3名；其中理工科7名，文科1名。對(duì)照組中，男生5名，女生3名；8人全是理工科（根據(jù)一般拖延量表獲得的拖延分?jǐn)?shù)，與專業(yè)計(jì)算相關(guān)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果（t=0.41，P>0.05）表明二者相關(guān)不顯著，說(shuō)明專業(yè)對(duì)拖延行為影響較小，所以這樣分組不影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果）。

2.2 研究工具

2.2.1 一般拖延量表

ClarryH.Lay于1986年編制的一般拖延量表［7］。 該量表20個(gè)題目，采用5點(diǎn)評(píng)分；全部題目相加得到總分，量表為單一維度，得分范圍為20-100，總分越高，代表拖延行為越嚴(yán)重。Lay在修訂此量表時(shí)，測(cè)得其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82，楚翹等人測(cè)得該量表α系數(shù)為0.833［7］，國(guó)內(nèi)包翠秋2007年報(bào)道其α系數(shù)為0.803［8］證明該量表具有良好的信度與效度。

2.2.2 一般自我效能感量表

一般自我效能感量表（GSES），共10個(gè)項(xiàng)目，GSES采用利克特4點(diǎn)量表形式，各項(xiàng)目均為1～4計(jì)分。GSES為單維量表，沒有分量表，因此只統(tǒng)計(jì)總分。把10個(gè)項(xiàng)目的得分加起來(lái)除以10即為總量表分。根據(jù)Schwarzer的報(bào)告，在不同文化的多次測(cè)定中，GSES的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.75和0.91之間，一直有良好的信度和效度。

2.2.3 青少年時(shí)間管理傾向量表

使用黃希庭和張志杰編制的 《青少年時(shí)間管理傾向量表》［11］，共44個(gè)項(xiàng)目，采用五點(diǎn)記分。該量表分為三個(gè)分量表，即時(shí)間價(jià)值感分量表、時(shí)間監(jiān)控觀分量表和時(shí)間效能感分量表。該量表的各維度的內(nèi)部一致性信度系數(shù)在0.62～0.81之間，重測(cè)信度系數(shù)在0.71～0.85之間。

2.2.4 焦慮自評(píng)量表

焦慮自評(píng)量表 （SAS）由華裔教授WillianW.K.Zung于1965年編制。SAS采用4級(jí)評(píng)分，共20個(gè)項(xiàng)目，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)為總分。按照中國(guó)常模結(jié)果，SAS標(biāo)準(zhǔn)分的分界值為50分，其中50—59分為輕度焦慮，60—69分為中度焦慮，70分以上為重度焦慮。陶明等測(cè)得該量表的一致性系數(shù)為.931，與SCL-90的焦慮抑郁和與DSM-IV的診斷符合率在90%以上［14］。

2.2.5 自編拖延行為認(rèn)知—行為干預(yù)方案

從引起拖延行為的原因出發(fā)，同時(shí)根據(jù)前期訪談的結(jié)果設(shè)計(jì)了拖延行為認(rèn)知—行為干預(yù)方案。自編的團(tuán)體輔導(dǎo)方案分為組建團(tuán)隊(duì)、認(rèn)識(shí)拖延、拖延與自我效能、拖延與時(shí)間管理、拖延與焦慮和離別6個(gè)篇章，前兩個(gè)篇章的主要目的讓成員彼此熟悉。建立團(tuán)體信任，并對(duì)自己的拖延行為有一個(gè)清晰的認(rèn)識(shí)；接下來(lái)3個(gè)篇章分別從自我效能感、時(shí)間管理和焦慮情緒［13］與拖延的關(guān)系出發(fā)，結(jié)合理論和實(shí)踐給被試講解對(duì)抗拖延的策略和辦法；最后一個(gè)篇章主要是處理離別情緒。

3.研究結(jié)果

3.1 實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組在各變量上的比較

3.1.1 前測(cè)兩組組間比較

表1呈現(xiàn)了實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在拖延程度、自我效能感、時(shí)間管理傾向和焦慮水平幾個(gè)維度的前測(cè)結(jié)果比較。結(jié)果顯示：在前測(cè)中，兩個(gè)組在各個(gè)變量上都沒有顯著性差異。這表明兩個(gè)組的基線水平是基本相同的。

表1 實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組前測(cè)的結(jié)果比較

3.1.2 后測(cè)兩組組間比較

在為期6周的實(shí)驗(yàn)處理后，對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組用同樣的工具進(jìn)行重測(cè)，結(jié)

果如表2所示。從表2中可以看出，兩個(gè)組在拖延總分、ATMD總分、時(shí)間價(jià)值感和焦慮自評(píng)狀況這四個(gè)變量上都有顯著性差異；但在自我效能感、時(shí)間監(jiān)控感、和時(shí)間效能感上等方面沒有顯著的差異。

表2 實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組后測(cè)的結(jié)果比較

3.2 實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組各變量的前后測(cè)比較

3.2.1 實(shí)驗(yàn)組的前后測(cè)比較

表3 實(shí)驗(yàn)組前后測(cè)的結(jié)果比較

實(shí)驗(yàn)組各變量的前后測(cè)比較結(jié)果如表3所示。在拖延總分、時(shí)間監(jiān)控感這兩個(gè)變量上，干預(yù)前后有顯著差異；尤其在ATMD總分、時(shí)間效能感這兩個(gè)變量上，干預(yù)前后都有極其顯著的差異，也就是說(shuō)，通過團(tuán)體輔導(dǎo)以后，實(shí)驗(yàn)組在拖延行為方面有了顯著的降低，在時(shí)間管理傾向上有了極其顯著的提高，特別在時(shí)間監(jiān)控感和時(shí)間效能感上有了顯著的提高。但實(shí)驗(yàn)組被試的自我效能感、時(shí)間價(jià)值感和焦慮水平?jīng)]有顯著的改變。

3.2.2 對(duì)照組的前后測(cè)比較

表4呈現(xiàn)了對(duì)照組各變量在前后測(cè)成績(jī)上的比較。結(jié)果顯示，對(duì)照組在各個(gè)變量上都沒有顯著變化。

表4 對(duì)照組前后測(cè)的結(jié)果比較

4.討論

4.1 干預(yù)顯著地降低了大學(xué)生的拖延行為

從研究結(jié)果可以看出，認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)顯著地降低了大學(xué)生的學(xué)習(xí)拖延行為。與國(guó)內(nèi)僅有的干預(yù)研究結(jié)果相同。 例如邱于飛［4］，徐丹丹［5］和吳進(jìn)華［6］分別在他們的碩士畢業(yè)論文中得出了相同的結(jié)論。本實(shí)驗(yàn)在他們的基礎(chǔ)上，對(duì)額外變量進(jìn)行了更加嚴(yán)格的控制。被試的選擇是在前期拖延現(xiàn)狀的調(diào)查基礎(chǔ)之上的，嚴(yán)格匹配了性別比例，并盡可能地保證額外變量相同。從認(rèn)知、行為和情緒三個(gè)方面設(shè)計(jì)了干預(yù)方案，并通過模擬預(yù)測(cè)和詢問老師意見進(jìn)行了完善。

4.2 干預(yù)可以提高大學(xué)生的時(shí)間管理傾向

從研究結(jié)果可以看出，此次干預(yù)方案顯著地提高了大學(xué)生的時(shí)間管理傾向，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的后測(cè)結(jié)果進(jìn)行比較，前者在時(shí)間價(jià)值感維度上有了顯著提高；實(shí)驗(yàn)組自我對(duì)照前后比較結(jié)果顯示，通過參與這次團(tuán)體干預(yù)活動(dòng)，他們?cè)跁r(shí)間控制感和時(shí)間效能感兩個(gè)維度上都有顯著提高，尤其在時(shí)間效能感方面有了極其顯著的改善。

本研究根據(jù)Ainslie的折扣期望理論，幫助拖延者把長(zhǎng)遠(yuǎn)的目標(biāo)分成多個(gè)具體的、短期的目標(biāo)，使每一個(gè)目標(biāo)的達(dá)成變得簡(jiǎn)單快捷，并且能夠獲得即時(shí)的滿足，同時(shí)強(qiáng)調(diào)短期目標(biāo)的動(dòng)機(jī)，如通過運(yùn)用四象限法則，當(dāng)拖延行為將要發(fā)生時(shí)，先對(duì)事情進(jìn)行分析，仔細(xì)考慮干擾事件的重要性和緊急程度，然后做出決策。這在任何的認(rèn)知—行為干預(yù)中都很重要。這是本次干預(yù)的重要內(nèi)容，也是在時(shí)間管理傾向上取得顯著提高的主要原因［4］。

4.3 干預(yù)有效地改善了大學(xué)生的焦慮水平

從實(shí)驗(yàn)結(jié)果可以看出，干預(yù)前后，實(shí)驗(yàn)組的焦慮水平有了一定程度的降低，而對(duì)照組的焦慮水平卻有一定幅度的上升。實(shí)驗(yàn)組對(duì)照組后測(cè)結(jié)果對(duì)比顯示，兩組在焦慮水平上存在顯著差異，說(shuō)明該認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)方法在一定程度上可以改善大學(xué)生拖延者的焦慮水平。

根據(jù)William Knaus的拖延與焦慮理論［13］，我們?cè)O(shè)計(jì)了此次實(shí)驗(yàn)的焦慮水平干預(yù)方案。一方面，讓他們了解拖延與焦慮的復(fù)雜關(guān)系，即焦慮如何引發(fā)拖延以及拖延怎樣加重焦慮的矛盾，另一方面通過分享與討論具體案例，給他們講解怎樣緩解焦慮，如通過與自己對(duì)話，將心靈從不斷的壓力情緒中釋放出來(lái)或通過日記記錄下自己的情緒體驗(yàn)等內(nèi)部方式和鍛煉身體、與朋友交流等外部方式。同時(shí)，讓他們通過練習(xí)鞏固這些方法，并內(nèi)化到自己的日常生活中［12］。

4.4 干預(yù)對(duì)大學(xué)生自我效能感的增強(qiáng)效果不明顯

從研究結(jié)果我們可以看出，干預(yù)前后，實(shí)驗(yàn)組的自我效能感有了一定程度的增強(qiáng)，對(duì)照組的成績(jī)有稍微的下降趨勢(shì)，但差異不顯著。

筆者認(rèn)為這主要是由干預(yù)時(shí)間較短和自我效能感本身特點(diǎn)以及干預(yù)時(shí)間段選取等因素共同造成的。干預(yù)方案實(shí)施階段，由于五一假期中斷了一個(gè)星期，造成干預(yù)方案整體實(shí)施的不連貫性；而且隨著期末考試臨近，學(xué)生的學(xué)習(xí)壓力加重，投入到實(shí)驗(yàn)上的精力和時(shí)間減少；同時(shí)，整個(gè)干預(yù)時(shí)間僅一個(gè)月左右，想在短期內(nèi)顯著提高一個(gè)人的自我效能感是不可能的。而且，自我效能的提升是需要成功的經(jīng)驗(yàn)加以強(qiáng)化的，而在短時(shí)間內(nèi)成功體驗(yàn)的數(shù)量有限。這是導(dǎo)致自我效能感變量的前后測(cè)效果不顯著的一個(gè)重要原因。因此，在筆者看來(lái)，實(shí)驗(yàn)組在自我效能變量上的不顯著提高已經(jīng)在一定程度上體現(xiàn)了干預(yù)的效果。

5.結(jié)語(yǔ)

5.1 認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)能改善大學(xué)生短期內(nèi)的拖延行為。

5.2 認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)能提高大學(xué)生拖延者的時(shí)間管理傾向。

5.3 認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)能降低大學(xué)生拖延者的焦慮水平。

5.4 短期的認(rèn)知—行為團(tuán)體干預(yù)對(duì)大學(xué)生拖延者的自我效能感的改善效果不大。

［1］王娟.關(guān)于影響拖延行為的因素研究綜述.百科論壇：285-286.

［2］陳寶華.大學(xué)生學(xué)習(xí)拖延的初探［D］.華東師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2007.

［3］MccownW.PetzelT，RupertP.An experimental study of some hypothesized behaviors and personality variables of college student procrastinators.Personality& Individual differences，1987，8，（6）：781-786.

［4］邱于飛.大學(xué)生學(xué)習(xí)拖延認(rèn)知-行為團(tuán)體干預(yù)研究［D］.華東師范大學(xué)心理系畢業(yè)論文.

［5］徐丹丹.大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的類型比較及干預(yù)研究［D］.江西師范大學(xué)碩士研究生學(xué)位論文.

［6］吳進(jìn)華.師范大學(xué)生學(xué)習(xí)拖延特點(diǎn)及其團(tuán)體干預(yù)研究［D］.漳州師范學(xué)院碩士學(xué)位論文.

［7］楚翹，肖蓉，林倩.大學(xué)生拖延行為狀況與特點(diǎn)研究［J］.中國(guó)健康心理學(xué)雜志，2010，18（8）：970-972.

［8］包翠秋，張志杰.拖延現(xiàn)象的相關(guān)研究［J］.中國(guó)臨床康復(fù)，2009，10，（34）：129-132.

［9］Schwarzer， R.&Aristi B. （1997）.Optimistic selfbeliefs：Assessment of general perceived self-efficacy in Thirteen cultures.Word Psychology，1997，3，（1-2）：177-190.

［10］Zhang， J.X.&Schwarzer，R.（1995）.Measuring optimistic self-beliefs：A Chinese adaptation of the General Selfefficacy Scale.Psychologia，38（3），174-181.

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

［12］［美］尼爾·菲奧里著張心琴譯.戰(zhàn)勝拖拉［M］東方出版社.

［13］WilliamKnaus著.陶婧等譯.終結(jié)拖延癥［M］機(jī)械工業(yè)出版社.

［14］陶明，高靜芳.修訂焦慮自評(píng)量表一的信度及效度［J］.中國(guó)神經(jīng)精神疾病雜志，1994.20（5）：301-303.