耿靖宇 侯 曉 楊華勇 韓丕國 高峰強(qiáng) 韓 磊

(山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟(jì)南 250358)

1 引言

拖延（procrastination）是個體不必要地推遲完成任務(wù)，并因此導(dǎo)致主觀不適的行為（Lay &Schouwenburg, 1993），本質(zhì)上，是一種自我調(diào)節(jié)失敗或者自我控制不良的行為（Steel, 2007），在國內(nèi)外大學(xué)生群體中普遍存在（Rabin, Fogel, &Nutter-Upham, 2011）。長期拖延對大學(xué)生身心健康、學(xué)習(xí)表現(xiàn)存在諸多消極影響，并形成負(fù)性結(jié)果與拖延之間的惡性循環(huán)（Stead, Shanahan, &Neufeld, 2010）。因此，探究大學(xué)生拖延行為的影響因素和預(yù)測因素，并以此建立可行的干預(yù)方法，具有較高的現(xiàn)實意義。

Rothblum 等人將拖延視作逃避焦慮等不愉快情緒造成的后果（Rothblum, Solomon, & Murakami,1986），并且已有多項研究表明焦慮是拖延行為重要的預(yù)測因素（Lazarus & Folkman, 1984; 李尚儒,李潔, 劉曉芹, 2016）。Spielberger（1983）根據(jù)持久性和穩(wěn)定性的不同，將焦慮分為狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮，前者是特定情境中暫時、被動的情緒狀態(tài)；而后者則是相對穩(wěn)定的人格特征，是個體在任何情境中預(yù)先具有地把外界刺激感知為危險、有威脅的傾向，特質(zhì)焦慮作為一種穩(wěn)定的認(rèn)知傾向，會更多地把接受的任務(wù)知覺為一種威脅，導(dǎo)致強(qiáng)烈的焦慮情緒，進(jìn)而產(chǎn)生拖延行為。已有研究表明特質(zhì)焦慮能夠預(yù)測拖延行為（單泓博等,2016; 唐凱晴等, 2015）。然而，關(guān)于特質(zhì)焦慮對拖延行為影響機(jī)制的研究并不多見，因此本研究旨在探索特質(zhì)焦慮對拖延行為的影響機(jī)制。

時間管理傾向（time management disposition）作為一種多維度的人格特征，代表個體在時間的運用方式上所表現(xiàn)的心理和行為特征（黃希庭, 張志杰, 2001a）。已有研究表明個體的時間管理行為的運用與焦慮、抑郁等人格特質(zhì)存在顯著負(fù)相關(guān)（Lang, 1992）。特質(zhì)焦慮作為一種穩(wěn)定的潛源特質(zhì)（黃希庭, 張志杰, 2001a），與焦慮情緒或狀態(tài)不同，是一種對外界刺激（如學(xué)習(xí)任務(wù)等）做出消極知覺和判斷的認(rèn)知傾向，能夠?qū)е聜€體對自身行為較低的控制和管理水平（單泓博等, 2016），這可能導(dǎo)致個體無法合理且自律地利用時間。另外，高特質(zhì)焦慮個體往往伴隨著高水平的外控性（Archer, 1979），而外控性能夠顯著負(fù)向預(yù)測時間管理傾向（周靜, 王衛(wèi)紅, 李丹, 2013），因此本研究假設(shè)特質(zhì)焦慮能夠削弱時間管理傾向。個體的時間管理傾向能夠預(yù)測個體的工作績效和學(xué)習(xí)績效（Macan, 1994），且時間管理傾向越好的個體，表現(xiàn)的拖延行為越少（田芊, 鄧士昌, 2011）。根據(jù)上述研究，我們提出研究假設(shè)一，特質(zhì)焦慮可能通過削弱大學(xué)生的時間管理傾向間接導(dǎo)致大學(xué)生拖延行為。

自我監(jiān)控（self-monitoring）由Snyder（1974）提出，用以解釋表情控制和自我呈現(xiàn)的個體差異，被視為一種特殊的元認(rèn)知能力和社會認(rèn)知與人際交往能力（Snyder, 1974, 1979）。具體來說，自我監(jiān)控是個體出于對社會行為情境和人際適應(yīng)性的重視，對他人表情和自我呈現(xiàn)比較敏感，并將這些線索作為指標(biāo)，有意識地抑制不被社會所期望和接受的沖動，抵制滿足直接需要的誘惑，以期實現(xiàn)帶來長期利益目標(biāo)的能力（Hagger, Wood,Stiff, & Chatzisarantis, 2010）。Snyder （1979）認(rèn)為，行為方式的選擇依賴于兩類信息，一類是關(guān)于特定情境中如何表現(xiàn)方為適宜的信息，一類是關(guān)于內(nèi)部狀態(tài)、個人特點和社會態(tài)度的信息，高自我監(jiān)控者重視前者，忽視后者。因此，高自我監(jiān)控個體忽視內(nèi)部狀態(tài)和特點，注意行為的情景適應(yīng)性，對情景線索敏感，并以此作為行為調(diào)節(jié)的指南（Snyder, 1974, 1979），既能減少焦慮等負(fù)面情緒對拖延行為的影響，又可以為時間管理傾向提供更多可供參考的外部信息和線索，幫助高時間管理傾向個體更加合理地管理和分配時間，發(fā)揮高時間管理傾向個體的優(yōu)勢，表現(xiàn)出更少的拖延行為。因此提出假設(shè)二，自我監(jiān)控能夠調(diào)節(jié)特質(zhì)焦慮與大學(xué)生拖延行為的關(guān)系和時間管理傾向與拖延行為的關(guān)系，即自我監(jiān)控既能夠削弱特質(zhì)焦慮對拖延行為的影響，還能夠增強(qiáng)時間管理傾向?qū)ν涎有袨榈念A(yù)測作用。

綜上所述，本研究考察特質(zhì)焦慮、時間管理傾向?qū)Υ髮W(xué)生拖延行為的影響，以及自我監(jiān)控在其中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)已有的研究，我們提出假設(shè)模型（如圖1），時間管理傾向在焦慮和拖延之間起中介作用，且直接路徑和間接路徑的后半段受到自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)。

2 研究方法

2.1 研究對象

采用整群抽樣選取山東省某大學(xué)本科生560 人，以班級為單位進(jìn)行團(tuán)體施測，剔除無效數(shù)據(jù)和缺失值數(shù)據(jù)，最終得到有效問卷555 份，有效率為99.12%。其中男生227 人（40.90%），女生328 人（59.10%），年齡17 ～ 23 歲，平均年齡為19.94，標(biāo)準(zhǔn)差為0.97。

2.2 研究工具

2.2.1 Aitken 拖延問卷

采用Aitken 拖延問卷，該問卷由Aitken（1982）編制、由陳小莉等人翻譯并在中國文化背景下進(jìn)行應(yīng)用（陳小莉, 戴曉陽, 董琴, 2008）。問卷是一個單維度的自評量表，共19 個條目，采用5 點計分法，總分越高表示個體拖延行為越嚴(yán)重。本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性α 系數(shù)為0.86。

2.2.2 狀態(tài)-特質(zhì)焦慮問卷

采用狀態(tài)-特質(zhì)焦慮問卷（state-trait anxiety inventory, STAI; Spielberger, 1983），由鄭曉華在中國進(jìn)行適用性測試（鄭曉華等, 1993）。該問卷共40 個條目，由狀態(tài)焦慮量表（S-AI）和特質(zhì)焦慮量表（T-AI）兩個分量表構(gòu)成，各包含20 個條目，本研究僅采用特質(zhì)焦慮量表。量表采用4 點計分，總分越高表示個體特質(zhì)焦慮水平越高。本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性α 系數(shù)為0.87。

2.2.3 自我監(jiān)控量表

采用Snyder（1974）編制、李峰等人翻譯修訂的自我監(jiān)控量表（李峰, 張德, 張宇蓮, 1992），本量表共有25 題，評價標(biāo)準(zhǔn)為是非式的回答方式，總分越高表示個體自我監(jiān)控水平越高。本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性α 系數(shù)為0.69。

2.2.4 時間管理傾向量表

采用黃希庭編制的青少年時間管理傾向量表（黃希庭, 張志杰, 2001b），該量表共44 個項目，分為三個分量表，包括時間價值感分量表、時間監(jiān)控觀分量表和時間效能感分量表，采用五點記分，總分越高表示個體時間管理傾向越強(qiáng)。本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性α 系數(shù)為0.90。

2.3 程序及其數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 18.0 對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計處理，采用Hayes （2013）開發(fā)的PROCESS PROCEDURE for SPSS 檢驗時間管理傾向的中介效應(yīng)和自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)作用。

3 結(jié)果與分析

3.1 各變量之間的相關(guān)分析

對拖延、特質(zhì)焦慮、自我監(jiān)控與時間管理傾向進(jìn)行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析（見表 1）。拖延與特質(zhì)焦慮呈顯著正相關(guān)，且分別與時間管理傾向呈顯著負(fù)相關(guān)，自我監(jiān)控與特質(zhì)焦慮、拖延和時間管理傾向均不存在顯著相關(guān)，獨立于本研究所考察的變量，不受其他變量的影響，是一個理想的調(diào)節(jié)變量。

表1 各研究變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果（N=555）

3.2 共同方法偏差的檢驗

為檢驗可能存在的共同方法偏差，對數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman 單因子檢驗，未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析結(jié)果表明，共有17 個因子的特征根值大于1，而且第一個因子解釋的變異量只有18.10%（＜40%），故本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

本研究采用Hayes （2013）開發(fā)的PROCESS PROCEDURE for SPSS 檢驗總效應(yīng)模型、時間管理傾向的中介效應(yīng)和自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)作用（見表 2）。在考察特質(zhì)焦慮對拖延行為的總效應(yīng)模型中，特質(zhì)焦慮對拖延行為的預(yù)測作用顯著（β=0.42,p＜0.05）。對時間管理傾向中介效應(yīng)的檢驗發(fā)現(xiàn)，特質(zhì)焦慮對拖延行為的直接效應(yīng)顯著（β=0.31, p＜0.05），時間管理傾向在特質(zhì)焦慮與拖延之間起部分中介作用（β=0.12, p＜0.05）。對自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)作用檢驗發(fā)現(xiàn)，自我監(jiān)控對直接路徑的調(diào)節(jié)作用不顯著（β=0.01, p＞0.05），對中介效應(yīng)后半段路徑（即時間管理傾向→拖延）的調(diào)節(jié)作用顯著（β=0.09,p＜0.05），該結(jié)果部分支持了假設(shè)二，因此，有調(diào)節(jié)的中介模型成立，該模型能夠解釋拖延行為30.73%的變異和時間管理傾向10.47%的變異。

調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單效應(yīng)分析表明，雖然自我監(jiān)控對直接路徑的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，但隨自我監(jiān)控水平的提高，直接效應(yīng)表現(xiàn)出減弱的趨勢（自我監(jiān)控=-1SD, β=0.32, p＜0.001; 自我監(jiān)控= 0, β=0.31,p＜0.001;自我監(jiān)控= +1SD, β=0.29, p＜0.001）；自我監(jiān)控對時間管理傾向與拖延之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，隨自我監(jiān)控水平的提高，時間管理傾向?qū)ν涎拥囊种谱饔弥饾u增加（自我監(jiān)控=-1 S D,β=-0.27, p＜0.01; 自我監(jiān)控= 0, β=-0.36, p＜0.001; 自我監(jiān)控= +1SD, β=-0.45, p＜0.001）；自我監(jiān)控對時間管理傾向的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，隨自我監(jiān)控水平的提高，特質(zhì)焦慮對拖延行為的間接效應(yīng)提高（自我監(jiān)控=-1SD, β=0.09, p＜0.01; 自我監(jiān)控= 0, β=0.12, p＜0.001; 自我監(jiān)控= +1SD, β=0.15,p＜0.001），見表 2。自我監(jiān)控對時間管理傾向中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)的簡單效應(yīng)分析圖表明，隨特質(zhì)焦慮水平的提高，自我監(jiān)控對特質(zhì)焦慮個體通過時間管理傾向所預(yù)測的拖延行為的抑制作用逐漸減弱，見圖2。

表2 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗結(jié)果（N=555）

4 討論

4.1 時間管理傾向的中介作用

回歸模型結(jié)果表明，特質(zhì)焦慮能夠顯著預(yù)測大學(xué)生拖延行為，這與已有的研究結(jié)果一致（單泓博等, 2016; 唐凱晴等, 2015; Onwuegbuzie, Leech,& Collins, 2010）。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，時間管理傾向在特質(zhì)焦慮與拖延的關(guān)系間起部分中介作用，即特質(zhì)焦慮既可以直接影響拖延行為，也可以通過降低時間管理傾向而間接影響拖延行為，該結(jié)果支持了假設(shè)一。特質(zhì)焦慮水平較高的個體往往伴隨高水平的外控性（Archer, 1979），而已有研究發(fā)現(xiàn)外控性能夠顯著負(fù)向預(yù)測時間管理傾向的總分及其各個維度分?jǐn)?shù)（周靜等, 2013），這支持了本研究的研究結(jié)果，即特質(zhì)焦慮能夠降低時間管理傾向。也有研究發(fā)現(xiàn)時間管理傾向能夠?qū)е螺^高的焦慮水平（陳本友, 張鋒, 鄒枝玲, 楊勛, 黃希庭, 2005; 秦啟文, 張志杰, 2002），與本研究結(jié)果看似不同。究其原因，從這些研究的測量工具來看，焦慮被作為一種情緒與狀態(tài)，時間管理的失敗所導(dǎo)致的失控狀態(tài)、壓力和擔(dān)憂等，引發(fā)焦慮情緒； 而本研究中，特質(zhì)焦慮是一種穩(wěn)定的人格特征和認(rèn)知情緒，特質(zhì)焦慮個體慣有的負(fù)性、消極的認(rèn)知導(dǎo)致個體消極應(yīng)對、消極態(tài)度和較低的自我控制水平（單泓博等, 2016），進(jìn)而導(dǎo)致時間管理水平的降低。研究結(jié)果顯示，時間管理傾向能夠減少拖延行為，這與以往對喚起性和回避性兩類拖延行為的研究結(jié)果（田芊, 鄧士昌,2011）以及對學(xué)習(xí)中的拖延行為的研究結(jié)果（周永紅, 呂催芳, 楊于岑, 2014）是一致的。由此可見，特質(zhì)焦慮一方面負(fù)向預(yù)測拖延行為，另一方面通過負(fù)向預(yù)測時間管理傾向進(jìn)而影響拖延行為。

4.2 自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)作用

首先，自我監(jiān)控不能調(diào)節(jié)特質(zhì)焦慮對拖延行為的直接影響，但表現(xiàn)出自我監(jiān)控抑制其直接效應(yīng)的趨勢。其可能的原因是：特質(zhì)焦慮個體對負(fù)性、威脅刺激有較高的注意偏向和習(xí)慣性的負(fù)性、消極認(rèn)知（Mansell, 2004; Mogg & Bradley,2002; 柳春香, 黃希庭, 2008），這可能影響高自我監(jiān)控個體對情景線索和信息的注意及把握，使得高自我監(jiān)控個體在獲取線索信息的同時，也接收到對環(huán)境負(fù)面的認(rèn)知和感知，而這些將激發(fā)個體產(chǎn)生消極情緒，進(jìn)而抑制了部分自我監(jiān)控的積極作用。

其次，自我監(jiān)控在時間管理傾向與拖延行為之間起調(diào)節(jié)作用，支持了本研究的假設(shè)。具體來說，隨自我監(jiān)控水平的提高，時間管理傾向能更有效的減少拖延行為。時間管理傾向是個體對時間的態(tài)度、計劃和利用等認(rèn)知特點（范翠英, 孫曉軍, 劉華山, 2012）。時間是一種重要的資源，科學(xué)合理地使用時間，還需要重要信息和線索作為具體時間管理行為的指南，而這正是高自我監(jiān)控所關(guān)注的情景線索所提供的。高自我監(jiān)控水平為高時間管理傾向個體合理安排和利用時間、制定計劃提供了重要的情景線索和適宜性反饋，表現(xiàn)出更好的時間管理行為，減少拖延行為的發(fā)生，因此高自我監(jiān)控水平下，時間管理傾向顯著負(fù)向預(yù)測拖延行為；而對于低自我監(jiān)控個體，即使有很強(qiáng)的時間管理傾向，沒有情景線索作為參照和依據(jù)，亦無法做出符合情景要求的時間規(guī)劃和安排，因此，低自我監(jiān)控水平下，時間管理傾向不能有效減少拖延行為的發(fā)生。

4.3 本研究的意義和局限

本研究深入探索了特質(zhì)焦慮與拖延行為關(guān)系的內(nèi)部作用機(jī)制，考察了時間管理傾向在特質(zhì)焦慮影響拖延行為中的中介作用，以及如何加強(qiáng)時間管理傾向?qū)ν涎有袨榈囊种谱饔?，提出了有調(diào)節(jié)的中介模型，為預(yù)防和減少大學(xué)生拖延行為提供了實證依據(jù)。在實踐方面，本研究聚焦于如何減少特質(zhì)焦慮大學(xué)生的拖延行為，對于大學(xué)生減少拖延、更加有效地利用時間，養(yǎng)成良好的學(xué)習(xí)和生活習(xí)慣有一定的指導(dǎo)意義。本研究的結(jié)果提示教育工作者應(yīng)更加關(guān)注學(xué)生時間管理傾向的培養(yǎng)以及時間管理能力的提高，對學(xué)生進(jìn)行時間管理技能的訓(xùn)練，如Zimmerman, Greenberg 和Weinstein （1994）在美國德克薩斯大學(xué)建立的一套時間管理技能的訓(xùn)練課程，以及中島孝志（1999）提出的對時間管理技能訓(xùn)練策略；同時也要提高學(xué)生的自我監(jiān)控水平，提高學(xué)生對任務(wù)信息的敏感程度，更加關(guān)注客觀要求，并提高學(xué)生自我調(diào)節(jié)和控制的能力，隨時覺察自身行為是否與任務(wù)要求相匹配，有效減少大學(xué)生的拖延行為。

5 結(jié)論

本研究的主要結(jié)論：（1）時間管理傾向在特質(zhì)焦慮和大學(xué)生拖延行為之間起部分中介作用。（2）大學(xué)生時間管理傾向與拖延行為的關(guān)系受到自我監(jiān)控水平的調(diào)節(jié)，高自我監(jiān)控水平能夠加強(qiáng)時間管理傾向?qū)ν涎有袨榈囊种谱饔谩＃?）自我監(jiān)控調(diào)節(jié)時間管理傾向在特質(zhì)焦慮與拖延行為間的中介作用，隨自我監(jiān)控水平的提高，特質(zhì)焦慮通過時間管理傾向?qū)ν涎有袨榈拈g接效應(yīng)提高。