1、心理控制源和任务难度对拖拉的影响特雷西.詹森 约翰.卡洛斯摘要：作者研究了心理控制源和任务难度对拖拉的影响。42 名大学生参与了本次实验。他们除了要完成学术心理控制源量表外， 还需完成一个与大学典型课后作业类似的任务。他们被随机分配到两个任务难度不同的组中。结果显示，任 务难度对拖拉行为的影响并不显著；但心理控制源对拖拉行为的影响显著。进一步分析表明，内控型学生开始作业早于外控型学生；内控型学生完成和上交作业也早于外控型学生。该结果将以罗特的社会学习理论展开讨论。拖拉是指对事情或任务毫无必要的拖延，耽搁一直到某些不便行为被指出。这是人们基于有规律的事实基础的体验得出的一种行为问题 (Ferra
2、ri, Johnson,Ferrari，1991;Ferrari et al.，1995；Lay，1986，1987;LaySolomon&Rothblum，1984)。为了更好地理解拖拉，研究人员(for a review，see Ferrari et al.，1995)试图确定人格变量与它相关联的一个变量，并进行了研究，它是加强心理控制源。心理控制源是指广义的预期反映的程度，个人认为后果取决于他们自身的行为和能力（内控者） ，而不是取决于某些外部力量，如运气，机会，命运，或其他强大的事情（外控者者；罗特，1990） 。由于内控者认为偶然事件是自身的行为的后果，因此他们的拖拉行为要少于外控者
3、。以往对心理控制源和学术拖拉的研究得出了不同的结果。一些研究认为两者之间不存在相关，但帕克和米尔顿（1987）的研究发现拖拉者比不拖拉者具有更高的外控倾向。此外，Rothblum，Solomon，and Murakami 的研究表明拖拉者比不拖拉者将考试成功更倾向于归因为外部因素。对于产生不同结果的原因之一可能是大多数学者都采用广义的预期量表而不是用专门的学术预期量表来测量学术拖拉(Trice，1985)。根据罗特的社会学习理论，不难发现具体预期量表对具体行为的预测要优于一般预期量表。在本研究中，我们力求对以往研究只用少数几种方法研究心理控制源和学术拖拉关系进行扩展。第一，为了测量学生的学术心
4、理控制源我们采用具体心理控制源量表。第二，为了测量拖拉和提高研究的外部效度，我们运用行为测量的方法来研究拖拉行为，即采用相似的一个典型课程为实验情境。然而先前的许多研究都是采用自陈量表。第三，为了更好的理解拖拉行为产生的过程，我们从几个不同方面给拖拉行为下了操作性定义：在布置作业时就开始计时，直到作业的完成并上交。而以往的研究只是对上交作业的日期进行评估，这种程序只关心开始和完成作业不能确定内控和外控对拖拉行为是否存在不同的影响。第四，为了调查不同难度对拖拉的影响，我们分配了两种不同难度的作业。本研究的假设结果如下：假设 1：内控型学生比外控型学生的拖拉行为少。假设 2：接受较难任务的的学生比
5、接受简单任务的学生拖拉行为多。假设 3：心理控制源与任务的难度存在交互作用。例如，外控型的学生接受较难任务则出现拖拉行为最多。方法被试 本研究抽取了美国中西部地区 42 名大学生（10 名男生和 32 名女生）。他们的平均年龄 19.7 岁（标准差=0.65） ，在入学两年内，心理学课程相对较少。被试主要是白种人（90）和中产阶级，本次参与他们还得到相关课程的学分。测量工具 心理控制源：学术心理控制源量表（ALC） 。ALC 共有 28 个题目来评估心理控制源，其中还包括了测谎题，具有较高的外部效度。Trice（1985年）报告了大学生被试的 ALC 库德-理查森 20 内部一致性系数为 0.
6、70 和 5 周再测信度系数为 0.92 的。此外，ALC 的分数已被证明与预测方向和学业成绩，课堂参与，家庭作业完成相关，记分与罗特内外控量表一致（泰斯，奥格登，史蒂文斯与展位， 1987 年） 。拖拉 我们用时间来测量拖延行为。时间为作业布置的日期、学生开始作业、完成作业和上交给教授助理的日期。具体来说，要求学生回家阅读一篇心理学文章，书面回答文章提出的两个问题，并其把答案交给教授的教学助理。文章的问题印在一个表格上，同时也包括学生开始、完成、上交教授助理的时间和日期的空格（教授助理通过上交的表格来核实返回日期） 。任务难度 我们用两篇长度相同主题相似但难度不同的文章来操纵任务难度。简单一
7、点的文章是关于人类的记忆，一般大众看的心理文章，摘自于今天的心理学 ；难一点的文章是一篇关于人类记忆的研究性文章，摘自于心理科学 。为检查任务难度的操作程度，要求学生用 5 极量表制来评自己所阅读的文章的难度（1 表示很简单，5 表示很难） 。程序 学生随机分为两组接受简单任务和困难任务。在学期开始，学生签订同意书以及完成 ALC。然后教授布置作业（两篇任务不同的文章）和发放表格，作业完成后将表格交给教授教学助理。同时，教授助理尽可能快地为任务难度进行分级。因此，没有具体规定上交日期（以加强变异拖拉行为） ，但他们必须在学期结束前上交。当所有的表格都上交后，学生被告知本次试验的目的。结果为确定
8、学生的心理控制源程度，对每个学生 ALC 分数进行了分析。分数分布在 3 到 18 分之间，总体平均分为 9.64 (SD=3.81)。对性别进行单独分析得：男生平均分为 10.10(SD=2.85)；女生平均分为 9.50 (SD=4.09)。对性别做平均数差异检验，差异不显著。同时与泰斯 1985 年关于大学生的报告相同，以平均分9 作为分界线，以下为内控组（n=22） ；以上为外空组（ n=20） 。用 2 2 2 方差分析来分析数据。其中自变量为性别（男、女） ，心理控制源（内控、外控） ，任务难度（简单、困难） ；因变量为布置任务到学生报告的开始作业、完成作业并上交作业之间的天数。为
9、检查对任务难度的操作情况，我们首先分析了学生对两篇文章任务难度的评定等级。正如所预期的，两篇文章的难度存在显著性的差异，结果为 F（1 ，41）=11.91，P0.01。这表明，学生对研究文章的难度等级（M=3.90 ）远远难于杂志文章（M=2.96） 。关于第一个假设，当拖拉被定义为学生开始作业之前的天数与心理控制源的主效应有灵界显著性差异，F(1，41)=3.04， p0.09。因此，有这样的趋势，内控型学生(M=6.05 天)开始作业早于外控型学生 (M=9.95 天)。当将拖拉定义为之前报道过学生完成作业的天数时，它与心理控制源的主效应有显著关系，F(l, 41)=6.54, p0.0
10、1。正如所预期的，内控型的学生(M=6.05 天 )比外控型的学生(M=9.95 天)完成作业的时间天数要少。最后分析学生报告完成作业到上交作业的时间显示与心理控制源有显著的主效应， F(l, 41)=6.23, p0.05。正如所预期的，内控型学生(M=7.64 天) 比外控型学生花更少的时间上交作业(M=12.15 天)。虽然任务难度的几个平均差异在先前预测的方向上，但都不具统计学意义。此外，所有自变量不存在两种或在三种方式的交互作用。因此，第二和第三假设没有得到支持。此外，在各种计算方法上都没有性别差异，采用协方差分析对年龄不断进行分析，发现年龄的差异不能说明目前的结果。结论研究表明，拖
11、拉所涉及的不仅仅是较差的时间管理技术。更确切地说是情感、行为和认知因素相互作用的结果。本研究认为，其中一个认知因素是强化的心理控制源。具体来讲，在这项研究中，内控倾向的学生对学术文章在完成和上交作业的时间少于外控倾向的学生。同时还存在这样的趋势，内控倾向的学生比外控倾向的学生在开始作业之前的时间短于外控倾向的学生。心理控制源对学生拖拉行为的影响并不取决于任务的难度，因为心理控制源与任务难度的交互作用显示没有统计学意义。然而更多的其他关于任务难度的研究为前面得出的结论：任务难度并不影响拖拉做了保证。尽管学生感到研究性文章比杂志文章要难得多，但可能是在本研究中两篇文章的难度等级还没有产生足够大的差
12、异。在任务难度变量上还缺乏显著成果，还可能与相对较小的样本量有关。正如导言所说的，先前关于心理控制源和拖拉的关系的研究得出了不一致的结论。基于本研究，我们认为心理控制源与拖拉存在一定的关系，而先前对两者关系得出不一致结论可归因于以下两方面：1、研究者们通常用广义预期量表代替专门的学术预期量表来预测学术行为。2、研究者们使用不同的自陈量表来测量拖拉行为，但目前并不知道如何使用不同的测量方法能使他们彼此相关。基于罗特的社会学习理论认为个人之间的行为差异与内控倾向和外控倾向有关而言， 本研究的结果与预期假设是一致的。那些能将偶然事件与自己的行为及周围环境的后果想联系起来的个体的拖拉行为要少于那些将结果归因为外部因素，如运气、机会或命运。尽可能在学龄前儿童拖拉行为发展之前和心理控制源可被有效地测量时，我们可以得出这样的结论：控制儿童的心理控制源有利于改善拖拉行为。然而本研究是横断面和相关的设计，就不可能最终确定因果关系的方向。因此，有可能是拖拉有助于心理控制，但也可能两者之间的关系是双向的。以后也许可以通过纵向研究来确定两者的因果关系。本研究的另一个限制的，结果不能推论到在美国上大学的白人学生以外的人群。虽然本研究主要是研究这部分人口与先前的研究相比较，但研究一般还需要不同年龄、种族、职业的参加者，以确定研究结果的有效性。
