沖動(dòng)性在時(shí)間管理傾向影響主動(dòng)、被動(dòng)兩類拖延行為中的不同中介作用*

蔡茂華，王余娟

(西華師范大學(xué))

0 引言

拖延是指?jìng)€(gè)體在執(zhí)行任務(wù)和決策時(shí)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(rèn)為自己時(shí)有拖延［1］.大量研究表明拖延給人們帶來(lái)了嚴(yán)重的消極影響，長(zhǎng)期拖延者易產(chǎn)生更多內(nèi)疚、焦慮、自卑等負(fù)性情緒.當(dāng)前對(duì)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(fù)面后果.近期，Chu和 Choi［1］提出了主動(dòng)拖延的概念，大大擴(kuò)展了拖延研究的范圍，主動(dòng)拖延著重強(qiáng)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(dòng)拖延和主動(dòng)拖延同時(shí)整合到對(duì)學(xué)習(xí)任務(wù)的心理反應(yīng)中.但是，目前國(guó)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(diǎn)之上，也沒(méi)有對(duì)整體化模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn).

Barratt［2］將沖動(dòng)性定義為未經(jīng)充分思考便行動(dòng)，受瞬間反應(yīng)驅(qū)使，傾向于冒險(xiǎn)，并試圖快速完成任務(wù)的多維人格特質(zhì).沖動(dòng)性對(duì)我們?nèi)粘Ｉ罴扔幸嬗钟泻?，王有智和羅靜［3］通過(guò)調(diào)查發(fā)現(xiàn)拖延與沖動(dòng)性之間呈顯著正相關(guān)，高拖延者具有更高的無(wú)計(jì)劃沖動(dòng)性、注意力沖動(dòng)性與運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性.但該研究所測(cè)拖延實(shí)質(zhì)上是喚起性拖延，沖動(dòng)性與主動(dòng)拖延以及被動(dòng)拖延的關(guān)系仍然不明朗.時(shí)間管理傾向是指?jìng)€(gè)體在運(yùn)用時(shí)間方式上所表現(xiàn)出來(lái)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(shí)間管理傾向與拖延之間呈顯著負(fù)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(cè)拖延僅限于學(xué)習(xí)拖延，因此，有必要對(duì)時(shí)間管理傾向與主動(dòng)、被動(dòng)兩類拖延之間的關(guān)系進(jìn)行考察.另外，國(guó)內(nèi)研究?jī)H限于時(shí)間管理傾向、沖動(dòng)性和拖延三個(gè)因素兩兩之間的相關(guān)性探討，還沒(méi)有把時(shí)間管理傾向和沖動(dòng)性聯(lián)系起來(lái)考察其對(duì)兩類拖延的不同作用.再加上以往研究總是將時(shí)間管理傾向和沖動(dòng)性分別作為高階構(gòu)念引入模型，它們的低階維度如何對(duì)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(shí)間管理傾向三個(gè)維度如何通過(guò)沖動(dòng)性三個(gè)維度對(duì)主動(dòng)、被動(dòng)兩類拖延產(chǎn)生影響.

1 對(duì)象與方法

1.1 被試

在兩所大學(xué)共發(fā)放問(wèn)卷790份，回收有效問(wèn)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(shí)間管理傾向量表［4］采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，共44道題，其Cronbach α系數(shù)為0.876.Barratt沖動(dòng)性量表第十一版［6］采用李克特4點(diǎn)計(jì)分，共26道題，其Cronbach α系數(shù)為0.759.主動(dòng)拖延量表［7］采用李克特7點(diǎn)計(jì)分，共15道題，其Cronbach α系數(shù)為0.840，與被動(dòng)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(diǎn)計(jì)分，共9道題，其Cronbach α系數(shù)為0.883，與主動(dòng)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(wèn)卷以班級(jí)為單位，使用統(tǒng)一的書面指導(dǎo)語(yǔ)進(jìn)行集體施測(cè)，采用Spss19.0和Amos17.0處理數(shù)據(jù).

2 結(jié)果

2.1 測(cè)量模型的檢驗(yàn)

該研究直接將時(shí)間管理傾向的三個(gè)維度作為觀測(cè)變量引入模型;將沖動(dòng)性的三個(gè)維度作為觀測(cè)變量引入模型;將主動(dòng)拖延的四個(gè)維度設(shè)置為觀測(cè)變量;由于被動(dòng)拖延只有一個(gè)維度，則直接將其設(shè)置為觀測(cè)變量.因此，該研究的測(cè)量模型就包含了11個(gè)觀測(cè)變量和1個(gè)潛在變量.采用協(xié)方差結(jié)構(gòu)模型的極大似然法對(duì)測(cè)量模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，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(cè)量模型擬合良好，適宜進(jìn)行進(jìn)一步分析.

2.2 觀測(cè)變量之間的相關(guān)分析

皮爾遜積差相關(guān)表明被動(dòng)拖延與時(shí)間管理傾向各維度、注意力沖動(dòng)性和運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性均呈顯著正相關(guān)(P＜0.01)，與無(wú)計(jì)劃沖動(dòng)性以及主動(dòng)拖延呈顯著負(fù)相關(guān)(P＜0.01).而主動(dòng)拖延與其余各因素均呈負(fù)相關(guān)，但并不顯著(P＞0.05).時(shí)間管理傾向各維度與沖動(dòng)性各維度均呈顯著正相關(guān)(P＜0.01).

2.3 對(duì)假設(shè)模型M的檢驗(yàn)、修正及交叉驗(yàn)證

該研究按照50%的比例將數(shù)據(jù)隨機(jī)分為兩半，樣本1(n=351)用以對(duì)假設(shè)模型M進(jìn)行修正和調(diào)整，待模型能夠被接受后，再用樣本2(n=351)進(jìn)行交叉驗(yàn)證.以樣本1對(duì)假設(shè)模型M進(jìn)行檢驗(yàn)，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(xiàng)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(jìn)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(guò)反復(fù)修正和檢驗(yàn)，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(duì)建立起來(lái)的假設(shè)模型M－2進(jìn)行交叉驗(yàn)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(shí)間價(jià)值感和時(shí)間效能感均通過(guò)無(wú)計(jì)劃沖動(dòng)性的中介作用來(lái)間接影響主動(dòng)拖延，而時(shí)間監(jiān)控觀對(duì)主動(dòng)拖延則存在直接影響(占45%)和通過(guò)沖動(dòng)性各維度，主要是運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性(占45%)的中介作用來(lái)間接影響四條路徑.時(shí)間監(jiān)控觀對(duì)被動(dòng)拖延只存在兩條間接影響路徑，即分別通過(guò)注意力沖動(dòng)性(占16%)和運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)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(shí)間管理傾向、沖動(dòng)性對(duì)兩類拖延的影響路徑.從中介效應(yīng)模型圖可以看出，在時(shí)間管理傾向與拖延行為的關(guān)系中，沖動(dòng)性起到了重要的中介作用.時(shí)間價(jià)值感和效能感對(duì)主動(dòng)拖延是以無(wú)計(jì)劃沖動(dòng)性的完全中介來(lái)間接正向影響的，但這種影響比較微弱.即具有高時(shí)間價(jià)值認(rèn)同和高時(shí)間效能感的個(gè)體傾向于主動(dòng)拖延，這是因?yàn)闊o(wú)計(jì)劃沖動(dòng)性在中間起到了中介作用，個(gè)體對(duì)時(shí)間的價(jià)值越看重，越能有效管理時(shí)間，做事越容易有計(jì)劃，而不會(huì)在毫無(wú)準(zhǔn)備的情況下草率行事，個(gè)體對(duì)自己行為的控制能力就越強(qiáng)，或許就更喜歡在時(shí)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(shí)間監(jiān)控觀對(duì)主動(dòng)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(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性為中介的間接影響是最主要的影響路徑(各占45%).時(shí)間監(jiān)控觀包含設(shè)置目標(biāo)、計(jì)劃性、優(yōu)先級(jí)、反饋性及時(shí)間分配5個(gè)子維度［4］，在時(shí)間監(jiān)控觀維度上得分高的個(gè)體更傾向于主動(dòng)拖延，因?yàn)樗麄兿嘈抛约耗芎芎玫卣瓶厝蝿?wù)完成的進(jìn)度，喜好壓力，甚至為了獲得時(shí)間壓力，主動(dòng)做出拖延的決定，并且能夠按時(shí)完成任務(wù)，并滿意結(jié)果.同時(shí)，越善于監(jiān)控時(shí)間的個(gè)體越不會(huì)憑感覺(jué)魯莽行事，總是能在充分思考之后做出決策或付諸行動(dòng)，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(shí)限，逼迫自己在時(shí)間壓力下激發(fā)潛能完成任務(wù)，做出主動(dòng)拖延的決定.時(shí)間監(jiān)控觀對(duì)被動(dòng)拖延是以注意力沖動(dòng)性和運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性的完全中介來(lái)間接負(fù)向影響的，以運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性的中介作用為主(占84%).即越不善于監(jiān)控時(shí)間的個(gè)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(jué)草率行事，非常容易被能給予及時(shí)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(gè)體極容易產(chǎn)生被動(dòng)拖延行為，即雖然從主觀上不想拖延，也能意識(shí)到不應(yīng)該拖延，但行為上無(wú)法自控［8］，由此還可能引發(fā)焦慮等負(fù)性情緒，使其陷入被動(dòng)拖延的惡性循環(huán)之中.

從上述分析可見，沖動(dòng)性各維度在時(shí)間管理傾向各維度對(duì)兩類拖延的影響中起了不同的中介作用，這證實(shí)了拖延現(xiàn)象的復(fù)雜性，進(jìn)一步證明了主動(dòng)拖延與被動(dòng)拖延之間存在明顯區(qū)別［8］.此外，由于沖動(dòng)性與自我調(diào)節(jié)存在負(fù)相關(guān)［9］，沖動(dòng)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(dòng)拖延，自我調(diào)節(jié)失敗導(dǎo)致被動(dòng)拖延.

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