拖延行為的干預：計劃行為理論和實施意向的影響*

(中央財經(jīng)大學商學院,北京 100081)

1 引言

“明日復明日,明日何其多。我生待明日,萬事成蹉跎。”古詩《明日歌》所描繪的拖延行為,現(xiàn)代社會也不少見,不僅常見于學習(楚翹,肖蓉,林倩,2010)和工作領(lǐng)域(Ferrari,Díaz-Morales,O'Callaghan,Díaz,&Argumedo,2007),還普遍存在于日常生活各領(lǐng)域(Klingsieck,2013a)。除了影響任務完成外,拖延還會導致一系列負面后果,如學習效果下降(Kim &Seo,2015)、職業(yè)生涯發(fā)展受阻(Nguyen,Steel,&Ferrari,2013)和身心健康受損(Stead,Shanahan,&Neufeld,2010)。如何克服拖延行為是研究和實踐工作者以及拖延者本身共同關(guān)注的焦點問題(Owens,Bowman,&Dill,2008)。

新近一項研究嘗試采用計劃行為理論來探討如何克服拖延行為(林琳,白新文,2014)。該研究發(fā)現(xiàn),較強的行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范和行為意向(behavioral intention)均能顯著降低拖延程度,并且行為意向是行為態(tài)度和知覺行為控制影響拖延的中介機制。這表明,計劃行為理論可以作為統(tǒng)領(lǐng)性框架,為理解和克服拖延行為提供理論指導。但到目前為止,拖延行為的研究還存在三點不足。首先,沒有達成預設目標的拖延,常常并非因為缺乏行為意向,而是行為意向和實際行為之間存在差距(Sheeran,2002)。事實上,拖延者自己也清醒意識到拖延的負面后果,并有強烈意愿去克服拖延(Ariely &Wertenbroch,2002)。由此可見,僅有意愿并不足夠,還要有具體的行動計劃。第二,拖延行為的實證研究大多注重尋找其前因后果,而較少關(guān)注干預研究。后者對于無論是在理論上確定因果關(guān)系,還是在實踐上克服拖延,都有著重要意義(Owens et al.,2008)。第三,現(xiàn)有研究大多關(guān)注各因素如何影響最終目標達成情況——即拖延程度,而較少關(guān)注目標達成的動態(tài)過程。

鑒于此,本研究采用實驗干預的方法,用日記法全程記錄預設目標的達成情況,在計劃行為理論這一指導框架基礎上,探討通過實驗操縱實施意向(implementation intention)——即圍繞目標制定明確的行動計劃——能否有效降低拖延程度和加速目標達成。

2 文獻綜述與研究假設

2.1 計劃行為理論與拖延行為

拖延指有意延遲開始或延后完成應做或計劃要做的事情,其實質(zhì)是回避執(zhí)行目標導向行為,即意向與實際行為之間存在差異(Steel,2007)。這正與計劃行為理論相匹配。計劃行為理論從意向與行為間關(guān)系的角度來解釋和預測個體行為,其核心觀點是,行為意向是決定行為的直接因素,而行為態(tài)度、主觀規(guī)范以及知覺行為控制則是決定行為意向高低的三個預測因素(Ajzen,1991)。行為意向是啟動行為的動機要素,反映了個體為實現(xiàn)目標而付出努力的意愿強度。行為態(tài)度是個體對行動目標的評價;主觀規(guī)范是個體對于是否實施目標導向行為的壓力的感知;知覺行為控制指個體對實現(xiàn)目標的可控程度的判斷。個體對目標的態(tài)度越積極,知覺到的主觀規(guī)范越強,行為控制感越強,實施目標導向行為的意向就越強烈,從而執(zhí)行該行為的可能性就更大。換而言之,行為意向是行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制影響實際行為的中介機制。

眾多研究表明,計劃行為理論對個體是否從事諸如體育鍛煉、規(guī)則遵守、節(jié)食、成癮戒斷、冒險等需要自我調(diào)控的行為具有良好解釋力(Armitage &Conner,2001;McEachan,Conner,Taylor,&Lawton,2011)。和前人研究結(jié)果一致(Claessens,van Eerde,Rutte,&Roe,2010;Payne,Jones,&Harris,2010;Pychyl,Lee,Thibodeau,&Blunt,2000;林琳,白新文,2014),本研究也預期,計劃行為理論的4個核心變量顯著預測拖延程度。元分析結(jié)果表明,對所設定目標形成明確的行為意向,可激勵個體盡快啟動行動,在行動過程中投入程度更高(Webb &Sheeran,2006)。毫無疑問,這有助于降低拖延和最終實現(xiàn)預定目標。此外,眾多研究表明(Ajzen,2011;McEachan et al.,2011),對預定目標持積極評價,如喜歡或認可其價值;或?qū)ν瓿赡繕擞行判?、有可控?或因未能如期完成任務而導致很大壓力的情況下,個體執(zhí)行目標導向行為的意向更強。綜上,基于計劃行為理論(Ajzen,1991)及新近研究結(jié)果(Payne et al.,2010;林琳,白新文,2014),本研究預期,態(tài)度、知覺行為控制和主觀規(guī)范會通過強化執(zhí)行目標導向行為的意向間接提高目標達成率,降低拖延程度。

假設 1：行為態(tài)度(H1a)、知覺行為控制(H1b)和主觀規(guī)范(H1c)通過行為意向的中介作用降低拖延行為的程度。

2.2 實施意向與拖延行為

然而,不少研究也表明,行為意向影響實際行為的效應量中等偏下,僅形成行為意向并不足以完全克服拖延行為(Webb &Sheeran,2006)。行為意向是個體實現(xiàn)目標的動機因素,人們之所以沒有完成預定目標,往往并非缺乏動機。恰恰相反,多數(shù)拖延者都有強烈的意愿(Ariely &Wertenbroch,2002),只是沒有付諸行動或行動出現(xiàn)偏差,最終導致行為意向和結(jié)果之間存在差距(Steel,2007)。Gollwitzer和Sheeran(2006)總結(jié)了其主要原因：(1)沒有在恰當時機和條件下啟動行動;(2)行動過程中受額外因素干擾而沒有堅持;(3)預定目標不再有效但沒有及時調(diào)整,而是受沉沒成本影響而繼續(xù)無效投入;(4)當總目標包含一系列子目標或子任務時,對某子任務過度投入影響了其他子任務的執(zhí)行。因此,個體要實現(xiàn)預定目標,除了有行為意向之外,還需要付諸行動并在行動過程中實施自我監(jiān)控。

形成實施意向正是一種有效的自我監(jiān)控手段(Gollwitzer &Sheeran,2006)。實施意向是指個體關(guān)于如何實現(xiàn)預定目標的行動傾向。實施意向強的個體,表現(xiàn)出來,就是制定了實現(xiàn)目標的具體行動計劃,即明確了何時、何地、以何種方式采取何種行動,并以“如果?那么(if-then)”的結(jié)構(gòu)加以表述(Gollwitzer,1993,1999)?！叭绻背煞种竼有袨榈那榫尘€索或條件,“那么”成分指有助于目標實現(xiàn)的行動。實施意向和行為意向都是目標達成的重要影響因素,但兩者存在根本區(qū)別(Gollwitzer,1999;Sheeran &Orbell,1999)。實施意向是如何完成任務的具體行動傾向(可表述為“當情境A出現(xiàn)時,我就實施行動B”),表現(xiàn)為制定了實現(xiàn)目標的行動計劃;而行為意向則是目標達成的動機因素(可表述為“我想實現(xiàn)目標 C”),反映了個體實現(xiàn)目標的意愿的強烈程度(Gollwitzer &Sheeran,2006)。

形成實施意向之所以有助于目標達成,主要有兩點原因(Webb &Sheeran,2007,2008)。第一,使得個體對情景線索更加敏感,從而幫助行動者更好識別利于采取行動的恰當時機。第二,增強了情境線索和實際行動之間的連結(jié)(cue-response linkage),一旦時機出現(xiàn),個體能更快、更高效地啟動目標導向行為。除此之外,行動方案還有助于個體在實施過程中記住目標是什么,并有效抵制額外誘因的誘惑,保證行動不會偏離目標(van Koningsbruggen,Stroebe,Papies,&Aarts,2011)。Owens等(2008)的實驗證明,被試形成明確的行動計劃時,按原計劃完成任務的幾率是控制組的8倍。綜上,實施意向有助于個體在行動過程中更好自我監(jiān)控,從而提高目標達成率和減少拖延(Harkin et al.,2016)。由此提出：

假設 2：實施意向降低拖延行為的程度,實施意向越強,拖延行為程度越低。

形成實施意向還可以通過增強行為意向和行為之間的連結(jié)(McCrea,Penningroth,&Radakovich,2015;Sheeran &Orbell,1999),從而減少拖延。換而言之,實施意向會正向調(diào)節(jié)行為意向和行為之間的關(guān)系。當實現(xiàn)目標的行為意向較強時,個體付諸行動的動機水平較高(Ajzen,1991),而制定實施計劃可通過如下三個方面將動機轉(zhuǎn)化為實際行動。第一,明確的行動計劃讓個體對行動時機更加敏感,一旦具備條件,就能快速啟動相應的目標導向行為(Gollwitzer &Sheeran,2006)。第二,在相對較長的行動過程中,實施意向幫助個體保持最初的動機狀態(tài),從而維持整個過程的投入程度(Sheeran,Webb,&Gollwitzer,2005)。第三,最終目標常常分解為若干子目標并分階段逐步實現(xiàn),階段性目標實現(xiàn)后,所制定的行動計劃還幫助個體順利啟動下一階段行動,從而有助于從行動階段的順利過渡(Armitage,2006)。綜上,實施意向使得動機的作用貫穿于目標實現(xiàn)全過程,從而增強了行為意向和行動之間的連結(jié)。

假設3：實施意向和行為意向的交互作用影響拖延行為,行為意向和實施意向均較強時,拖延行為更少。

2.3 拖延的動態(tài)過程

已有研究主要關(guān)注拖延的影響因素及其所導致的后果(Kim &Seo,2015;Steel,2007;van Eerde,2003)。然而,拖延不僅僅是相對穩(wěn)定的個體特質(zhì),也不僅僅體現(xiàn)于時間截止時目標達成的程度高低,拖延同時還表現(xiàn)為隨時間以及外界條件變化而動態(tài)變化的行為。描繪目標實現(xiàn)的軌跡——即時間與目標達成程度的曲線——是考察拖延動態(tài)過程的最佳方法(Dewitte &Schouwenburg,2002)。毫無疑問,這需要開展縱向追蹤研究。

到目前為止,已有數(shù)項縱向研究探討拖延的變化特征。例如Pychyl等(2000)采用經(jīng)驗采樣法連續(xù)跟蹤45名大學生考試前5天的行為,要求學生每天的隨機 8個時間點報告當下正在執(zhí)行的任務的內(nèi)容、特征及拖延情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn),拖延多見于不愉悅、壓力大和困難的任務,學生更愿意完成令自己愉悅而非重要的任務。Claessens等(2010)考察了29名研發(fā)人員連續(xù)10個工作日的當天任務完成情況,結(jié)果發(fā)現(xiàn),優(yōu)先程度高、緊急的任務較少拖延,重要性低而不是高的任務反而較少拖延。此外,個體特征如盡責性、情緒穩(wěn)定性和時間管理能力高的員工更少拖延。Payne等(2010)連續(xù)跟蹤42名員工在14個工作日里參加鍛煉的情況,發(fā)現(xiàn)高工作負荷常常導致鍛煉計劃無法實現(xiàn)。Moon和 Illingworth(2005)考察了303名選修同一課程的大學生整個學期的學業(yè)行為。課程要求學生在整個學期的不同時間點完成5個在線知識測試,每個測試僅開放1周,用測試開放到實際完成測試的時間差來測量拖延程度。結(jié)果發(fā)現(xiàn),特質(zhì)拖延與行為拖延正相關(guān),而盡責性則與行為拖延負相關(guān)。

與橫斷面研究相比,上述幾項縱向研究的優(yōu)勢在于能更好探索因果關(guān)系、提高變量測量穩(wěn)定性和控制個體差異。但由于沒有分析拖延程度多次測量之間的關(guān)系,這些研究均沒有真正描繪拖延的動態(tài)變化過程。與此不同,Dewitte和 Schouwenburg(2002)跟蹤了21名大學生考試前11周里每周投入學習的實際時間長短,并描繪投入程度隨時間推移而動態(tài)變化的趨勢。結(jié)果發(fā)現(xiàn),投入程度和時間呈雙曲線關(guān)系(hyperbolic curve),即前 9周投入程度均很低,臨近考試的最后一周投入程度陡然增加,表現(xiàn)為翹尾現(xiàn)象。Howell,Watson,Powell和Buro(2006)也發(fā)現(xiàn),大部分學生都是拖到最后時限才會提交課程作業(yè)。然而,這些研究僅限于描述拖延行為隨時間推移而動態(tài)變化的特征,但并沒有探討動態(tài)變化形態(tài)受哪些因素影響。

本研究也擬揭示拖延的動態(tài)變化過程,并探討動態(tài)過程受哪些因素影響。目標達成過程實質(zhì)上是一個自我調(diào)控過程(Harkin et al.,2016),要加速這一過程,需要做到兩點：盡早啟動目標導向行動,并且在行動過程中排除額外因素干擾。盡管尚未有直接的實證研究,基于已有結(jié)果可推論,計劃行為理論也適用于解釋拖延行為的動態(tài)過程。例如,對目標所持態(tài)度越積極,就越有可能盡早安排實施(Claessens et al.,2010);完成目標的可控性越高,就越有信心排除額外因素干擾(Klassen,Krawchuk,&Rajani,2008);知覺到的行為規(guī)范是個體自我調(diào)控的外部信息來源,規(guī)范越強,盡早采取行動的壓力就大(Eggens,van der Werf,&Bosker,2008);行為意向越強烈,盡早行動以及排除無關(guān)因素干擾的動機就越強(Gollwitzer &Sheeran,2006)。綜合來看,行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范和行為意向越強,任務完成的速度就更快,由此提出：

假設4：行為態(tài)度(H4a)、知覺行為控制(H4b)、主觀規(guī)范(H4c)和行為意向(H4d)越強,任務完成的速度更快。

研究也表明,實施意向也影響行為啟動和維持這兩個目標達成的關(guān)鍵階段。通常人們所設置的并非即時目標,而是需要在未來一段時間內(nèi)完成。因此,記住所設置的目標是首要第一步。而預期目標未能達成的主要原因之一恰恰就是人們忘記了初始意圖(Einstein,McDaniel,Williford,Pagan,&Dismukes,2003)。Rummel,Einstein和Rampey(2012)的研究表明,形成實施意向能提高個體對預定目標的提取效率。McCrea等(2015)的研究進一步表明表明,制定“如果?那么”計劃除了提高對預期目標的記憶效果之外,還能增強情境線索和和行為反應之間的連結(jié)強度,當情境線索出現(xiàn)時,個體啟動相應行為的速度更快。除了如期啟動行動之外,保證在整個過程中不受額外因素干擾,對加速目標達成過程也很關(guān)鍵。Wieber,von Suchodoletz,Heikamp,Trommsdorff和Gollwitzer(2011)的研究表明,制定“如果?那么”計劃幫助個體更好屏蔽分心因素對當前行動的干擾,特別是分心物的干擾程度較高時,其效果更明顯。綜上所述,個體通過制定行動計劃,可以更好記住預設目標,在具備適宜條件時更快啟動行動,并能在過程中排除其他因素干擾。因而我們預期,實施意向幫助個體更好地自我監(jiān)控,提高目標達成的速度。

假設5：形成實施意向時,任務完成的速度更快。

3 方法

3.1 研究情境、樣本與流程

為捕捉拖延行為的動態(tài)變化過程及計劃行為理論和實施意向在其中的影響,本研究通過實驗操縱實施意向,采用日記法進行為期 5天的縱向追蹤。以商學院4個專業(yè)班共134名大三學生為對象,其中男生 51名(占 38.1%),平均年齡 21.1歲(標準差為0.8)。在春季學期的期中階段(4月中旬)進行數(shù)據(jù)收集。學生根據(jù)自己實際情況,列舉計劃在接下來一周內(nèi)完成的與學習相關(guān)的5項任務。其中一人僅列舉了3項任務,最終獲得了668項有效任務。上述群體和情境保證了被試的自主性,從而更能體現(xiàn)發(fā)揮自我監(jiān)控的作用(Harkin et al.,2016)。具體而言,(1)自主選擇任務和設定目標,而非完成有硬性期限的統(tǒng)一任務(如按時提交作業(yè));(2)與其他年級相比,大三學生在學習活動安排上有更大自由度;(3)期中階段,學生尚未面對期末考試壓力,能更自主安排活動。

被試首先填寫個人基本情況問卷,一周后的周日晚上,列舉 5項任務,然后針對每一項任務進行評價(測量條目見“3.3變量測量”部分)。接下來一周每個工作日(周一至周五)晚上8～12點之間,報告截止到目前所列舉每項任務的完成情況,共 3340個數(shù)據(jù)點。任務完成情況通過網(wǎng)絡問卷收集,為了保證準確性,每天晚上8點通過電子郵件發(fā)送網(wǎng)絡問卷鏈接,問卷僅在晚8～12點期間開放,其他時間無法填答。為降低社會稱許性的影響,告知學生這是一項關(guān)于時間管理的研究,匿名參加,所有資料會嚴格保密。

3.2 變量操縱

本研究操縱實施意向,分有或無兩個水平,以班為單位,隨機將某個班分配到其中一個水平,其中有實施意向組2個班78人,無實施意向組2個班56人。形成實施意向就是制定明確的任務執(zhí)行計劃,即明確何時、何地、如何實施行動(Gollwitzer,1999)。我們采用Payne等(2010)的方法指導被試形成實施意向。具體而言,要求有實施意向組的被試在列舉一周學習任務并完成任務評價之后,針對每一項任務制定具體實施計劃,包括“預計何時開始”、“預計何時完成”、“預計花費時間”、“打算如何完成”、“可能遇到的困難或干擾”以及“如何解決上述困難或干擾”。Prestwich,Perugini和 Hurling(2009)研究表明,在行動過程中提醒被試關(guān)注自己制定的行動計劃,能更好發(fā)揮實施意向的效果。本研究也借鑒這種方法,每天上午 10點給實施意向操縱組的被試發(fā)送手機短信,內(nèi)容為：“請回想您本周的具體計劃并繼續(xù)執(zhí)行,需要時可做調(diào)整。調(diào)查仍在繼續(xù),請您按時參與,謝謝！”。無操縱組的被試僅列舉 5項任務,但不需要進一步制定實施計劃。為控制提醒短信的影響,每天上午10點也給無實施意向組被試發(fā)送手機短信,內(nèi)容為：“調(diào)查仍在繼續(xù),請您按時參與。謝謝！”

3.3 變量測量

拖延行為

。截至預定期限的任務完成量反映了拖延程度,是拖延行為的常用測量指標(Claessens et al.,2010;Scher &Ferrari,2001)。任務完成量越低,拖延程度越高。本研究也采用這種方法。具體而言,要求被試在每個工作日晚上,針對所列舉的每一項任務,報告“與本周初計劃相比,請估計到此刻為止,此項任務完成的百分比”(0=尚未開始,1=10%,10=100%,每等級以10%遞增)。

計劃行為理論的變量

。正如Ajzen(2002)所指出,由于行為具有高度特異性,并不存在標準或通用的計劃行為理論的問卷。研究者需要根據(jù)所探討的具體行為的性質(zhì)編制測量條目。根據(jù)Ajzen(2002)的建議,本研究針對學習任務的特點編制了各變量的測量條目(詳見附錄),要求被試采用Likert5點量表評價(1=非常不符合,5=非常符合)。態(tài)度共7個項目,代表性題目為“完成該項任務是重要的”和“該項任務是我喜歡的”,同質(zhì)性系數(shù)α=0.81。知覺行為控制共 5個條目,代表性題目如“我能夠控制這項任務的進展”,α=0.90。主觀規(guī)范共3個條目,代表性題目如“我的大多數(shù)同學很重視此類任務”,α=0.91。行為意向共3個條目,代表性題目如“我想要完成這項任務”,α=0.87。進行驗證性因素分析以檢驗計劃行為理論各變量測量的結(jié)構(gòu)效度和區(qū)分效度。測量條目分別負載于各自潛變量,構(gòu)建假設的四因素模型,驗證性因素分析的結(jié)果表明,模型擬合度指數(shù)符合要求(χ(127)=613.85,

p

<0.01,χ/

df

=4.59,CFI=0.95,TLI=0.94,RMSEA=0.076,SRMR=0.072);所有測量條目在其相應潛變量的標準化因素負荷在0.67～0.98之間,且極其顯著。這表明條目對應于各預定潛變量,結(jié)構(gòu)效度滿足要求。態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制之間中低程度相關(guān)(相關(guān)系數(shù)在0.08～0.42之間),這表明這些變量相對對立。進一步將 4個因素兩兩合并,得到一系列備擇模型,其擬合都顯著變差(χ(130)=1246.6～2888.67,

p

s <0.01,χ/

df

=9.59～22.22,CFI=0.80～0.88,TLI=0.66～0.86,RMSEA=0.113～0.178,SRMR=0.087～0.194),其顯著比假設的四因素模型差(Δχ(3)=632.75～2274.82,

p

s <0.01)。這表明區(qū)分效度也達到要求。此外,Harman單因素檢驗結(jié)果表明,單因素模型對數(shù)據(jù)的擬合度很差(χ(135)=6353.72,

p

<0.01,χ/

df

=47.06,CFI=0.35,TLI=0.26,RMSEA=0.269,SRMR=0.194),這表明自我報告所導致的共同方法偏差不大(Podsakoff,MacKenzie,Lee,&Podsakoff,2003)。

控制變量

。拖延特質(zhì)被認為是相對穩(wěn)定的個人特質(zhì),會影響拖延行為(Howell et al.,2006);男性較之女性拖延更多(Steel,2007);盡責性高、神經(jīng)質(zhì)低的人,拖延程度低(黃真浩,白新文,林琳,宋瑩,2014)。故將上述變量作為控制變量。拖延特質(zhì)采用 Lay(1986)編制、楚翹等(2010)翻譯的一般拖延量表,共20個條目,α=0.85,得分越高,拖延特質(zhì)越突出。采用大五人格簡表測量盡責性和神經(jīng)質(zhì)(Cheung et al.,2001),α分別為0.76和0.78。

3.4 分析策略

134名被試列舉了668項任務,連續(xù)5個工作日報告截至當天每項任務的完成量,共 3340個數(shù)據(jù)點,形成了每天?任務?個體的三層嵌套關(guān)系。采用多層線性模型(HLM)來分析數(shù)據(jù),三個層次的模型簡要說明如下。因變量是任務完成量,三層自變量分別是：第1層是時間;第2層是計劃行為理論4個變量;第3層是實施意向、以及個體層面4個控制變量(性別、盡責性、神經(jīng)質(zhì)、拖延特質(zhì))和第2層4個自變量的組均值。為更清晰說明各個層次的變量關(guān)系,以計劃行為理論各變量和實施意向操縱如何影響任務完成量和完成速度(即表2的模型6)為例,列出多層線性模型(為簡化公式,省略第 3層的控制變量),如下。

4 結(jié)果

4.1 變量操縱有效性檢驗

在最后一次(即周五晚)報告任務完成情況之后,還要求被試回答用于檢驗實施意向操縱有效性的題目。實施意向的核心是指導被試制定如何完成任務的行動計劃,因而要求被試回答在設定本周的學習計劃時,是否制定了明確具體的實施方案,是否預料到完成學習任務可能存在的困難或干擾,以及針對可能存在的困難或干擾,是否提前思考了解決辦法(1=非常不符合,5=非常符合)。進行協(xié)方差分析,納入性別、盡責性、神經(jīng)質(zhì)和拖延特質(zhì)四個控制變量為協(xié)變量,結(jié)果顯示,實施意向操縱組得分(

M

=3.72)顯著高于無操縱組(

M

=3.38),

F

(1,128)=12.70,

p

<0.01,partial η=0.09。因此,實施意向的操縱有效。

4.2 描述統(tǒng)計及初步分析

表1是主要變量的描述統(tǒng)計?？梢钥吹?計劃行為理論的4個變量均與每項任務完成量顯著正相關(guān)(

r

=0.14～0.25),這為驗證假設1提供初步支持。實施意向操縱與個人任務完成量顯著正相關(guān)(

r

=0.28),表明操縱組完成量更高,為假設2的檢驗提供初步證據(jù)。由于以班級為單位隨機分配實驗條件,為檢驗班級本身的差異是否影響實驗結(jié)果,以班級為自變量進行一系列方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)計劃行為理論的4個變量上,班級主效應均不顯著(

F

(3,130)=0.05～1.27,

ns

);(2)作為控制變量的三種個人特質(zhì),即拖延傾向、盡責性和神經(jīng)質(zhì),班級差異不顯著(

F

(3,130)=0.95～2.15,

ns

);(3)分別比較實施意向操縱組和無操縱組內(nèi)部兩個班級的每天任務完成量,發(fā)現(xiàn)差異不顯著(操縱組：

F

(1,76)=0.02～1.40,

ns

;無操縱組：

F

(1,54)=0.01～1.86,

ns

)。以上結(jié)果表明,班級因素不會干擾實驗效應。接下來進行正式的假設驗證。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

4.3 針對拖延程度的假設檢驗

由于本研究的數(shù)據(jù)存在三個層次的嵌套關(guān)系,我們采用多層線性模型(hierarchical linear modeling,HLM)來分析,結(jié)果見表2。首先構(gòu)建零模型1以檢驗任務完成量是否在任務層面和個體層面有足夠變異。結(jié)果發(fā)現(xiàn),任務完成量在任務層面(

t

=395.82,

p

<0.01,ICC(1)=0.27)和個體層面(

t

=159.17,

p

<0.01,ICC(1)=0.11)的方差成分均顯著,其總體變異的 27%和 11%分別由任務特征和個體差異所解釋。這說明需要采用多層模型來分析數(shù)據(jù),以控制嵌套數(shù)據(jù)的非完全獨立性所導致的誤差。由于研究假設涉及到跨層主效應及調(diào)節(jié)效應,為得到其無偏估計,借鑒Hofmann和Gavin(1998)的建議,對第二層的自變量進行組中心化(即減去個體均值),并將其個體均值加入第三層作為控制變量。假設1預期行為意向中介態(tài)度、知覺行為控制和主觀規(guī)范對任務完成量的影響,其檢驗對應于HLM 模型中任務層預測變量對任務完成量的主效應。采用Baron和Kenny(1986)的三步法來檢驗中介效應。第一步檢驗三個變量的主效應,模型2表明,控制了個體特質(zhì)的影響后,態(tài)度(

g=

11.48,

t

(664)=4.55,

p

<0.01)、知覺行為控制(

g=

7.99,

t

(664)=3.50,

p

<0.01)和主觀規(guī)范(

g=

3.17,

t

(664)=1.98,

p

<0.05)均顯著預測任務完成量,中介效應的條件1成立。第二步檢驗三個自變量對中介變量——行為意向的影響。以行為意向作為因變量,HLM的零模型2結(jié)果表明,行為意向在個體層面(

t

=0.17,

p

<0.01,ICC(1)=0.46)的變異顯著,解釋了其46%的總體變異,因而也需要采用多層模型來分析?？刂苽€體層面4個控制變量影響后,將計劃行為理論三個自變量加入方程后(模型 8),行為態(tài)度(

g

=0.30,

t

(657)=8.79,

p

<0.01)、知覺行為控制(

g

=0.37,

t

(657)=10.93,

p

<0.01)和主觀規(guī)范(

g

=0.08,

t

(657)=3.30,

p

<0.01)均顯著預測行為意向,共同解釋了行為意向35%的變異。行為意向起中介作用的條件2成立。

表2 計劃行為理論4個變量和實施意向影響拖延行為程度及其過程的HLM分析結(jié)果

第三步將自變量和中介變量同時進入回歸方程,模型3結(jié)果顯示,行為意向(

g=

5.45,

t

(663)=2.04,

p

<0.05)顯著預測任務完成量;與模型2相比,行為態(tài)度(

g=

9.84,

t

(663)=3.67,

p

<0.01)和知覺行為控制(

g=

5.99,

t

(663)=2.59,

p

<0.01)的系數(shù)變小。Sobel檢驗表明,行為態(tài)度(

z

=1.99,

p

<0.05)和知覺行為控制(

z

=2.01,

p

<0.05)經(jīng)由行為意向影響任務完成量的中介效應顯著。雖然模型3主觀規(guī)范(

g=

2.75,

t

(663)=1.72,

ns

)的系數(shù)不再顯著,但Sobel檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn),其經(jīng)由行為意向的中介效應不顯著(

z

=1.74,

p

=0.08)。綜上,假設1a和1b得到驗證,而假設1c則沒有得到驗證。假設2預期,形成明確的實施意向有助于降低拖延程度,任務完成量更高。實施意向是第三層預測變量,該檢驗對應于HLM模型中第3層預測變量對任務完成量的主效應。模型4結(jié)果表明,實施意向顯著正向預測任務完成量(

g=

7.16,

t

(124)=2.88,

p

<0.01)。鑒于本研究對實施意向進行實驗操縱,納入 4個控制變量作為協(xié)變量,協(xié)方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),實施意向操縱組的平均任務完成量(

M

=81.28,

SD

=19.59)顯著高于無操縱組(

M

=68.46,

SD

=24.15),

F

(1,128)=12.48,

p

<0.01,partial η=0.09。HLM和協(xié)方差分析結(jié)果一致說明,假設2成立。假設3預測,行為意向和實施意向存在交互作用,形成明確實施意向后,行為意向越強,拖延程度越低。兩者分別是第2層和第3層預測變量,在HLM模型中,體現(xiàn)為兩者的跨層交互作用。如模型5所示,兩者交互作用不顯著(

g=

7.45,

t

(132)=1.61,

ns

),假設3沒有得到驗證。

4.4 針對拖延動態(tài)過程的假設檢驗

假設4預測,行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范和行為意向越強,任務完成速度也越快;假設5則預測,形成明確的實施意向后,任務完成速度更快。在 HLM 建模中,任務完成速度指時間預測任務完成量的斜率,因而檢驗這兩個假設實質(zhì)上是考察上述因素和時間的跨層交互作用。模型6結(jié)果表明,計劃行為理論的 4個核心變量中,僅知覺行為控制和時間的交互作用達到顯著水平(

g=

1.61,

t

(663)=1.96,

p

<0.05);實施意向和時間的交互作用也顯著(

g=

1.95,

t

(132)=2.07,

p

<0.05)。為進一步揭示交互作用方向是否與假設相符,采用Preacher,Curran和Bauer(2006)的方法檢驗簡單斜率并繪制示意圖(分別見圖1及圖2)。具體而言,分別檢驗知覺行為控制高或低于1個標準差情況下,任務完成量隨時間變化的簡單斜率是否顯著。結(jié)果發(fā)現(xiàn),兩個簡單斜率均顯著,但知覺行為控制高時,簡單斜率更大(

g

=15.62,

t

(663)=24.34,

p

<0.01;

g

=13.85,

t

(663)=21.58,

p

<0.01)。換而言之,知覺行為控制高時,任務完成速度更快,假設4b得到驗證。假設4的其他三個子假設沒有得到驗證。同樣檢驗有無實施意向操縱的簡單斜率,結(jié)果發(fā)現(xiàn),簡單斜率均顯著,但有操縱時,簡單斜率更大(

g

=15.55,

t

(132)=25.48,

p

<0.01;

g

=13.60,

t

(132)=22.46,

p

<0.01)。換而言之,形成明確實施意向后,任務完成速度更快,假設5得到驗證。

圖1 知覺行為控制提高任務完成速度的示意圖

圖2 實施意向提高任務完成速度的示意圖

5 討論

本研究以計劃行為理論為指導框架,通過實驗操縱實施意向,考察計劃行為理論和實施意向如何影響拖延行為的程度及其動態(tài)過程。結(jié)果發(fā)現(xiàn),積極的態(tài)度、較強的行為控制感和社會規(guī)范、形成明確實施計劃可有效降低行為拖延;行為控制感和明確實施計劃還可以提高任務完成的速度。

與已有研究一致(林琳,白新文,2014),行為態(tài)度、知覺行為控制和主觀規(guī)范都顯著降低拖延程度,而且行為意向中介了行為態(tài)度和知覺行為控制的效應。這表明,計劃行為理論是解釋拖延行為的有效理論框架。但與前兩者不同,主觀規(guī)范對拖延行為存在直接影響,但通過行為意向的中介效應不顯著。其原因可能在于,個體在規(guī)范約束下形成外部動機,而不是自發(fā)形成行動意愿(Ryan &Deci,2000)。綜合來看,本研究呼應了Katz,Eilot和Nevo(2014)的研究發(fā)現(xiàn),在自主性動機驅(qū)動下,個體能更好調(diào)動自己的認知資源來克服拖延。

與已有研究不同,本研究并沒有發(fā)現(xiàn)臨陣磨槍的翹尾現(xiàn)象,而是呈線性增長(

g

14.74,

t

=31.18,

p

<0.01,見表2模型1)。這可能與本研究的任務性質(zhì)有關(guān)。翹尾現(xiàn)象一般見于截止時限統(tǒng)一且由外界所設定的任務,如學生參加考試(Dewitte &Schouwenburg,2002)或提交作業(yè)(Howell et al.,2006)等。本研究所考察的任務由被試根據(jù)自己實際情況列舉,雖然計劃一周內(nèi)完成,但并不是硬性規(guī)定。在沒有明確外部約束情況下,個體發(fā)揮自主性和主動性的空間更大,行為意向強弱、是否制定實施方案對任務完成情況和速度快慢的影響更強。事實上,日常工作與生活中的許多任務均屬自主設定且截止期限模糊。本研究表明,計劃行為理論是解釋這類拖延行為的良好理論框架,而設定實施計劃是自我調(diào)控的可行方法。

盡管實施意向和行為意向降低拖延程度的主效應都顯著,但兩者作用相對獨立,其交互作用沒有得到驗證。這可能與本研究的任務性質(zhì)有關(guān)。長時程、易受意外因素干擾的任務,例如在日常狀態(tài)下遵守交通規(guī)則(Elliott &Armitage,2006)或控制飲食(Prestwich,Ayres,&Lawton,2008),需要全程自我調(diào)控。這時實施意向的作用尤為突出,制定行動計劃可顯著提高行為意向?qū)嶋H行為的預測力(Prestwich&Kellar,2014)。然而,本研究僅要求被試列舉擬一周內(nèi)完成的任務,盡管有實施意向組的平均完成率顯著高于控制組,但實施意向的調(diào)節(jié)作用不顯著。后續(xù)研究可針對長時程任務,比如季度或者學期學習目標,進一步考察實施意向的調(diào)節(jié)效應。

5.1 理論貢獻

本研究對拖延行為領(lǐng)域有如下幾點理論貢獻。首先,本研究將實施意向整合到計劃行為理論的框架中,為夯實拖延行為研究的理論基礎作出一定貢獻(van Eerde,2003)。計劃行為理論揭示了個體克服拖延的動機來源,而實施意向則反映了個體的自我調(diào)控過程。本研究結(jié)果表明,在考慮計劃行為理論各變量的效應后,實施意向操縱仍顯著降低拖延程度,提高任務完成的速度。實施意向操縱組的平均任務完成量(

M

=81.28)比無操縱組(

M

=68.46)高19%,任務完成的速度——即時間預測完成量的斜率(分別為15.55和13.60)——則快14%。

通過操縱實施意向來降低拖延行為,需要關(guān)注一個核心問題：實施意向降低拖延程度和提高預定目標完成速度的作用機制是什么。已有研究表明,實施意向可能通過三種機制影響拖延行為：幫助個體提高對預設目標的記憶(Rummel et al.,2012),保持對情境線索的敏感性從而更快啟動相應行動(McCrea et al.,2015;Webb &Sheeran,2007,2008),以及排除額外因素的干擾(van Koningsbruggen et al.,2011;Wieber et al.,2011)。由于沒有對潛在的中介變量進行測量,本研究進行輔助分析以嘗試探索。每名被試列舉擬在未來一周完成的5項學習相關(guān)任務,下面三個指標分別對應于三種機制：(1)自始至終都沒有啟動的任務數(shù)量,很有可能是因為忘記了該任務;(2)在初期(如第一天和第二天)的任務完成量一定程度反映了行動啟動的快慢;(3)已啟動但卻未最終完成的任務數(shù)量,反映了受額外因素干擾的程度。針對這三項指標,協(xié)方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)(見表3),實施意向操縱組未啟動任務數(shù)和已啟動但未最終完成的任務數(shù)均比無操縱組少,初期任務完成量則高于無操縱組。這一定程度上對應于上述的三種作用機制。然而,這僅是基于現(xiàn)有數(shù)據(jù)的探索性分析結(jié)果,后續(xù)研究應該繼續(xù)探討。

表3 實施意向操縱影響拖延行為的輔助分析結(jié)果

本研究另一個理論貢獻是,不但探討了拖延程度的影響因素,還考察任務完成的動態(tài)過程,并檢驗各變量如何影響這一動態(tài)過程,豐富了拖延行為研究的內(nèi)容。已有研究大多關(guān)注拖延行為的前因或后果,少數(shù)幾項研究描述了拖延行為的動態(tài)過程(Dewitte &Schouwenburg,2002;Howell et al.,2006)。本研究則更進一步探討動態(tài)過程受哪些因素會影響。除了實施意向之外,行為控制感也可加速任務完成的動態(tài)過程,行為控制感越高,任務完成的速度越快。另一方面,這對采用計劃行為理論作為總體框架的研究也有借鑒作用。無一例外,已有幾項研究均采用該理論來解釋拖延的程度(Claessens et al.,2010;Payne et al.,2010;Pychyl et al.,2000;林琳,白新文,2014)。正如McEachan等(2011)的元分析結(jié)果顯示,計劃行為理論的諸變量對短期內(nèi)的行為的解釋力度更高,對5個星期之后的行為的解釋力度大幅下降。但是該元分析無法說明預測力為何以及如何隨時間推移而下降,而探討這些變量如何影響行為的動態(tài)變化過程是后續(xù)研究的可行方向之一。

再次,本研究綜合采用了多種研究方法,提高了研究的內(nèi)部效度。和大多數(shù)僅采用橫斷面設計的相關(guān)法研究不同,本研究采用實驗設計操縱關(guān)鍵變量,并采用日記法持續(xù)跟蹤任務完成的整個過程,從而更好地揭示因果關(guān)系。

5.2 實踐啟示

本研究的結(jié)果對于如何進行拖延行為的干預也有一定啟示和借鑒。正如本研究結(jié)果所示,明確實施意向,即根據(jù)預定目標制定何時、何地、以何種方式采取何種行動的行動計劃,不但能有效降低拖延程度,而且能加速任務完成的速度。鑒于實施意向的操縱簡單易行但效果顯著,制定行動計劃本身簡單易行,無論對于通過自助擺脫拖延困擾的拖延者本人,還是指導或協(xié)助他人克服拖延的實踐工作者而言,實施意向的操縱都是有效的干預策略。

通過制定行動計劃來減少拖延行為的關(guān)鍵點是如何制定行動計劃。形成實施意向的精髓在于用“如果?那么(if-then)”的形式來表述的行動計劃(Gollwitzer,1993,1999)?！叭绻辈糠志涂梢允沁m合啟動行為的內(nèi)外部條件,也可以是可能存在的困難或干擾因素,而“那么…”部分則明確哪些行動有助于目標達成。通過這種方式制定的行動計劃,有助于我們保持對情境線索的敏感性,一旦條件具備,能更快地執(zhí)行相應行動。對潛在困難的預估,也可以降低這些分心因素的干擾。

5.3 不足與展望

本研究也存在不足之處,后續(xù)研究可以從這些方面繼續(xù)拓展。第一,本研究證明實施意向有助于降低拖延程度和提高預定目標完成速度,但沒有揭示其作用機制。盡管輔助分析揭示了三種可能的作用機制,但這僅是基于現(xiàn)有數(shù)據(jù)進行的初步探索性分析,所構(gòu)建的三種指標是否能對應于每一種作用機制,還需要后續(xù)研究繼續(xù)加以探討和驗證。

第二,由于被試根據(jù)自身情況列舉任務,無法采用客觀標準來衡量完成程度,只能依賴被試自我報告。我們采取了一系列措施盡量減少測量誤差,例如在線匿名填答以降低社會稱許性的影響,每天晚上及時采集完成率數(shù)據(jù)以減少回憶偏差。從數(shù)據(jù)結(jié)果看,總樣本的平均完成率為 76%,這一定程度說明被試受社會稱許性影響而虛報完成率的傾向不明顯。盡管如此,后續(xù)研究仍需要考慮如何從多個角度來評估拖延程度,力爭在同一項研究中能進行交叉驗證。

第三,本研究雖然采用縱向追蹤設計,但僅持續(xù)一周,整個時程較短,后續(xù)研究應該在較長時程下進一步探討。特別是在探討拖延行為的動態(tài)過程和規(guī)律時,長時程的研究設計非常必要,能更加充分揭示各變量的影響效應如何隨時間變化而變化。

最后,本研究設計上的幾個特點,可能影響結(jié)果的可推廣性。一方面,被試根據(jù)自身情況自主列舉任務,研究結(jié)果可能無法推廣到統(tǒng)一分配任務、明確規(guī)定截止時限的情境中去(如學生提交課程作業(yè)、科研人員提交研究申請書等)。另一方面,本研究探討了學生的學業(yè)拖延行為,研究結(jié)果如果推廣到其他群體或情境,比如在職員工群體,或健康與鍛煉行為時,需要較為謹慎。事實上,探討不同領(lǐng)域的拖延行為的異同正是后續(xù)重要方向之一(Klingsieck,2013b)。

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