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(wú)處不在。學(xué)業(yè)拖延是指?jìng)€(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(guó)有超過(guò)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(guò)10%[2]。時(shí)間管理傾向是指?jìng)€(gè)體在使用時(shí)間方式上所展現(xiàn)出來(lái)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?jìng)€(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(duì)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(guó)內(nèi)針對(duì)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。
1.1 調(diào)查對(duì)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(zhuān)業(yè)的醫(yī)學(xué)生為研究對(duì)象,納入標(biāo)準(zhǔn):在校醫(yī)學(xué)生、自愿參加,無(wú)嚴(yán)重心理障礙問(wèn)題的學(xué)生。本次調(diào)查共回收535份問(wèn)卷,其中有效問(wèn)卷499份,有效率為93.27%。其中,被試對(duì)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(wèn)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(zhuān)業(yè)、家庭所在地、進(jìn)入大學(xué)以后的成績(jī)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。
2.1 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(zhuān)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(wú)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(jī)等級(jí)間的比較顯示,優(yōu)秀生學(xué)業(yè)拖延得分比成績(jī)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(jiàn)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(jiàn)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?,學(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(duì)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(cè)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(cè)學(xué)業(yè)拖延,自我同情正向預(yù)測(cè)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(jiàn)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(duì)應(yīng)的置信區(qū)間未包含0,說(shuō)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(jiàn)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)
3.1 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(guó)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(zhuān)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(duì)外界環(huán)境的依賴(lài)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(duì)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(jī)優(yōu)秀的學(xué)業(yè)拖延得分比成績(jī)良好的低,而成績(jī)良好的學(xué)業(yè)拖延得分又比成績(jī)中等以及一般的低,依據(jù)自我調(diào)節(jié)理論:成績(jī)?cè)絻?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(lèi)學(xué)生對(duì)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(shuō)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(cè)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(guò)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(duì)學(xué)業(yè)拖延有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用:自我同情的概念中包括正念與過(guò)度認(rèn)同,正念是指對(duì)當(dāng)下發(fā)生的一切僅僅去覺(jué)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(guò)分感知到這些苦痛給自己帶來(lái)的傷害,深陷消極情緒中無(wú)可自拔;覺(jué)知當(dāng)下并不過(guò)分認(rèn)同,對(duì)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(guò)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(zhǎng)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(duì)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(guò)提高自我同情水平,來(lái)減少醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)拖延程度的。
蚌埠醫(yī)學(xué)院學(xué)報(bào)2021年6期