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    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*

    2014-10-24 10:18:00蔡茂華王余娟
    關(guān)鍵詞:沖動(dòng)性被動(dòng)維度

    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.

    [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.

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