時(shí)間管理傾向?qū)︶t(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的影響：自我同情的中介作用

康 蓉，梁玉猛，申正付，楊秀木

在我們?nèi)粘W(xué)習(xí)與生活中，拖延行為無處不在。學(xué)業(yè)拖延是指個(gè)體處理學(xué)業(yè)任務(wù)時(shí)總是有意作出不合理的推遲行為，并伴有焦慮、愧疚等負(fù)面情緒[1]。我國有超過一半的大學(xué)生具有學(xué)業(yè)拖延行為，其中醫(yī)學(xué)生重度學(xué)業(yè)拖延者超過10%[2]。時(shí)間管理傾向是指個(gè)體在使用時(shí)間方式上所展現(xiàn)出來的具有多元化的心理與行為特征，也體現(xiàn)了一種人格特質(zhì)[3]。SILVER[4]認(rèn)為時(shí)間成分是拖延概念的核心，且大量實(shí)證研究[5-6]表明，時(shí)間管理傾向與學(xué)業(yè)拖延呈顯著負(fù)相關(guān)，時(shí)間管理愈強(qiáng)的個(gè)體，其學(xué)業(yè)拖延的程度就愈低；自我同情是指個(gè)體遭受創(chuàng)傷、挫折與痛苦事件時(shí)，持有自我寬容的態(tài)度，積極處理消極情緒，展現(xiàn)的是一種積極的人格特質(zhì)[7]。相關(guān)研究[8]表明：學(xué)業(yè)拖延與自我同情呈顯著負(fù)相關(guān)，自我同情高的個(gè)體其在學(xué)業(yè)情境下更多不會(huì)采取拖延行為。時(shí)間動(dòng)機(jī)理論也指出，積極的人格特質(zhì)可以對拖延行為的易感性產(chǎn)生較大的影響，從而達(dá)到減輕拖延行為的目標(biāo)[9]。目前，國內(nèi)針對這三者變量之間的關(guān)系研究較少，本文旨在以自我同情為中介變量，探討時(shí)間管理傾向?qū)︶t(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的內(nèi)在影響機(jī)理，為今后制定學(xué)業(yè)拖延有效干預(yù)策略提供理論支持。

1 對象與方法

1.1 調(diào)查對象 采用分層隨機(jī)抽樣法選取2020年9-10月安徽省某市醫(yī)學(xué)院校的臨床、護(hù)理、藥學(xué)、預(yù)防4個(gè)本科專業(yè)的醫(yī)學(xué)生為研究對象，納入標(biāo)準(zhǔn)：在校醫(yī)學(xué)生、自愿參加，無嚴(yán)重心理障礙問題的學(xué)生。本次調(diào)查共回收535份問卷，其中有效問卷499份，有效率為93.27%。其中，被試對象年齡16～22歲，平均年齡(19.47±1.23)歲。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查問卷 根據(jù)本次研究目的，自行設(shè)計(jì)，包括性別、是否為獨(dú)生子女、年級(jí)、專業(yè)、家庭所在地、進(jìn)入大學(xué)以后的成績等。

1.2.2 大學(xué)生時(shí)間管理傾向量表 采用2001年黃希庭等[3]編制的時(shí)間管理傾向量表，共44個(gè)條目。量表的得分愈高時(shí)間管理的水平也愈高，總體Cronbach′s α系數(shù)為0.791。

1.2.3 API學(xué)業(yè)拖延量表 采用2008年陳曉莉等[10]修訂的中文版API學(xué)業(yè)拖延量表，共19個(gè)條目，單一維度。量表得分愈高，其學(xué)業(yè)拖延的程度也愈高。本次調(diào)查中，API學(xué)業(yè)拖延量表總體Cronbach′s α系數(shù)為0.828。

1.2.4 自我同情量表 采用2016年陳健等[11]翻譯Neff編制的自我同情量表，共26個(gè)題項(xiàng)。該量表得分與自我同情程度呈正比。本次調(diào)查中，自我同情量表總體Cronbach′s α系數(shù)為0.817。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用t檢驗(yàn)、方差分析、Pearson相關(guān)分析、中介作用檢驗(yàn)和Bootstrap分析。

2 結(jié)果

2.1 醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延現(xiàn)狀 醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延得分為(46.19±8.74)分，處于中等水平。不同性別、專業(yè)、家庭所在地和父母親文化程度者學(xué)業(yè)拖延得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)；獨(dú)生子女得分高于非獨(dú)生子女(P<0.01)；大一學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延程度比大二、大三的低(P<0.05)；進(jìn)入大學(xué)后成績等級(jí)間的比較顯示，優(yōu)秀生學(xué)業(yè)拖延得分比成績良好的低(F=7.370,P<0.05)，良好生學(xué)業(yè)拖延得分又比中等生與一般生的低(F=9.240,P<0.01)(見表1)。

表1 不同人口學(xué)特征的醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延得分比較

2.2 時(shí)間管理傾向、自我同情與學(xué)業(yè)拖延相關(guān)分析 時(shí)間管理傾向與學(xué)業(yè)拖延呈負(fù)相關(guān)(r=-0.522，P<0.01)，與自我同情呈正相關(guān)(r=0.334，P<0.01)，自我同情與學(xué)業(yè)拖延呈負(fù)相關(guān)(r=-0.317，P<0.01)(見表2)。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)及其相關(guān)分析(n=499)

2.3 自我同情在時(shí)間管理傾向與學(xué)業(yè)拖延間的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 時(shí)間管理傾向?yàn)樽宰兞浚瑢W(xué)業(yè)拖延為因變量，自我同情為中介變量，采用HAYES[12]編制的SPSS Process v3.3插件中的模型4對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。所有數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)化，第一步，檢驗(yàn)中介的前半段：時(shí)間管理傾向→自我同情(β=0.203，t=7.891，R2=0.111，P<0.01)，則時(shí)間管理傾向顯著正向預(yù)測自我同情；第二步，檢驗(yàn)中介的后半段：時(shí)間管理傾向→學(xué)業(yè)拖延(β=-0.231，R2=0.295，P<0.01)、自我同情→學(xué)業(yè)拖延(β=-0.131，P<0.01)，表明時(shí)間管理傾向負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)拖延，自我同情正向預(yù)測學(xué)業(yè)拖延；第三步：時(shí)間管理傾向→學(xué)業(yè)拖延(β=-0.258，R2=0.272，P<0.01)，則加入自我同情變量后，時(shí)間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)拖延的影響依然有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01)(見表3)。自我同情在時(shí)間管理傾向與學(xué)業(yè)拖延之間起到部分中介的作用。

表3 時(shí)間管理傾向、自我同情與學(xué)業(yè)拖延的中介模型(n=499)

其次，采用Bootstrap法(樣本為5000)評(píng)估計(jì)算95%的置信區(qū)間。結(jié)果顯示，檢驗(yàn)路徑所對應(yīng)的置信區(qū)間未包含0，說明本研究中介效應(yīng)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。路徑(-0.027)：時(shí)間管理傾向→自我同情→學(xué)業(yè)拖延，自我同情的中介效應(yīng)量為10.46%(見表4)。

表4 自我同情在時(shí)間管理傾向和學(xué)業(yè)拖延之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

3 討論

3.1 影響醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的因素 本研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延整體處于中等水平，這與國內(nèi)學(xué)者[2]的研究結(jié)果大致相同。醫(yī)學(xué)生較其他專業(yè)的學(xué)業(yè)任務(wù)重，實(shí)習(xí)壓力以及就業(yè)壓力都較大，由此醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延整體處于中等水平，仍然有較大的下降空間[13]。本研究還顯示：獨(dú)生子女的學(xué)業(yè)拖延程度比非獨(dú)生子女的高，這可能是由于獨(dú)生子女對外界環(huán)境的依賴性較強(qiáng)，較缺乏自律與責(zé)任心，導(dǎo)致其遇到棘手的學(xué)業(yè)任務(wù)時(shí)，有極大可能性會(huì)采取逃避等拖延行為[14]；大一醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延程度比大二、大三的低，較高年級(jí)的醫(yī)學(xué)生由于能夠更好地融入大學(xué)生活，被豐富的社團(tuán)、兼職等活動(dòng)占據(jù)了大部分時(shí)間，從而對學(xué)業(yè)任務(wù)采取了消極的拖延行為；此外，進(jìn)入大學(xué)以后成績優(yōu)秀的學(xué)業(yè)拖延得分比成績良好的低，而成績良好的學(xué)業(yè)拖延得分又比成績中等以及一般的低，依據(jù)自我調(diào)節(jié)理論：成績越優(yōu)秀的學(xué)生，其自我調(diào)節(jié)能力、自我效能感越強(qiáng)，因此這類學(xué)生對學(xué)業(yè)任務(wù)的執(zhí)行度也越強(qiáng)[15]。

3.2 時(shí)間管理傾向?qū)︶t(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的直接效應(yīng) 本研究結(jié)果表明：時(shí)間管理傾向?qū)︶t(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延有顯著直接效應(yīng)，這與邢雅萍[6]的研究結(jié)果相一致。時(shí)間管理傾向高的個(gè)體，其時(shí)間效能感越高，更能夠高效利用時(shí)間，高動(dòng)力性促使個(gè)體有計(jì)劃做某事，不會(huì)選擇將學(xué)業(yè)任務(wù)推遲到截止日期再做。此外，自我控制理論也指出時(shí)間管理能力強(qiáng)的學(xué)生，為了實(shí)現(xiàn)既定的目標(biāo)，排除其他誘惑因素督促并端正自己的行為，較少存在有逃避等消極拖延行為的出現(xiàn)[16]。同時(shí)，學(xué)業(yè)拖延也是一種動(dòng)機(jī)行為，時(shí)間管理能力強(qiáng)的學(xué)生還可以增強(qiáng)其學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，減少學(xué)生消極怠工等拖延行為[17]。

3.3 自我同情的中介效應(yīng) 本研究結(jié)果進(jìn)一步說明自我同情在時(shí)間管理傾向與醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系中起到部分中介作用。一方面，時(shí)間管理傾向可以正向預(yù)測自我同情：時(shí)間管理效應(yīng)高的個(gè)體，能夠合理并高效安排時(shí)間，使得個(gè)體持有較強(qiáng)的意志力、親和力等積極心理品質(zhì)[18]；在這種優(yōu)秀的、積極的心理特質(zhì)的影響下，即便個(gè)體遭受困境的折磨，也能正確看待自己所承受的苦難，不過分夸大自己所經(jīng)歷的挫折，自我同情水平亦得到提升，從而減少消極情緒的籠罩。另一方面，自我同情對學(xué)業(yè)拖延有顯著負(fù)向預(yù)測作用：自我同情的概念中包括正念與過度認(rèn)同，正念是指對當(dāng)下發(fā)生的一切僅僅去覺察，并持有不評(píng)判地態(tài)度的一種精神訓(xùn)練方式，這種方式可以幫助我們不偏不倚地了解自己承受的苦楚，而不是過分感知到這些苦痛給自己帶來的傷害，深陷消極情緒中無可自拔；覺知當(dāng)下并不過分認(rèn)同，對個(gè)體采取積極行動(dòng)，摒棄拖延行為具有重要意義[19]。此外，特質(zhì)一致性理論也指出：個(gè)體積極的人格特質(zhì)會(huì)影響認(rèn)知強(qiáng)化并加工的過程，從而使得個(gè)體捕捉到更多與積極人格特質(zhì)相似的信息[20]。在時(shí)間管理傾向與自我同情這兩種積極的人格特質(zhì)的長期影響下，是能夠啟發(fā)個(gè)體產(chǎn)生積極認(rèn)知與情緒反應(yīng)的，減少錯(cuò)誤認(rèn)知對學(xué)生的影響，增強(qiáng)求學(xué)理性信念，從而減少學(xué)業(yè)拖延行為的產(chǎn)生[21]。綜上，時(shí)間管理傾向高的個(gè)體，是可以通過提高自我同情水平，來減少醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延程度的。