时间管理倾向对医学生学业拖延的影响：自我同情的中介作用

康 蓉，梁玉猛，申正付，杨秀木

在我们日常学习与生活中，拖延行为无处不在。学业拖延是指个体处理学业任务时总是有意作出不合理的推迟行为，并伴有焦虑、愧疚等负面情绪[1]。我国有超过一半的大学生具有学业拖延行为，其中医学生重度学业拖延者超过10%[2]。时间管理倾向是指个体在使用时间方式上所展现出来的具有多元化的心理与行为特征，也体现了一种人格特质[3]。SILVER[4]认为时间成分是拖延概念的核心，且大量实证研究[5-6]表明，时间管理倾向与学业拖延呈显著负相关，时间管理愈强的个体，其学业拖延的程度就愈低；自我同情是指个体遭受创伤、挫折与痛苦事件时，持有自我宽容的态度，积极处理消极情绪，展现的是一种积极的人格特质[7]。相关研究[8]表明：学业拖延与自我同情呈显著负相关，自我同情高的个体其在学业情境下更多不会采取拖延行为。时间动机理论也指出，积极的人格特质可以对拖延行为的易感性产生较大的影响，从而达到减轻拖延行为的目标[9]。目前，国内针对这三者变量之间的关系研究较少，本文旨在以自我同情为中介变量，探讨时间管理倾向对医学生学业拖延的内在影响机理，为今后制定学业拖延有效干预策略提供理论支持。

1 对象与方法

1.1 调查对象 采用分层随机抽样法选取2020年9-10月安徽省某市医学院校的临床、护理、药学、预防4个本科专业的医学生为研究对象，纳入标准：在校医学生、自愿参加，无严重心理障碍问题的学生。本次调查共回收535份问卷，其中有效问卷499份，有效率为93.27%。其中，被试对象年龄16～22岁，平均年龄(19.47±1.23)岁。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料调查问卷 根据本次研究目的，自行设计，包括性别、是否为独生子女、年级、专业、家庭所在地、进入大学以后的成绩等。

1.2.2 大学生时间管理倾向量表 采用2001年黄希庭等[3]编制的时间管理倾向量表，共44个条目。量表的得分愈高时间管理的水平也愈高，总体Cronbach′s α系数为0.791。

1.2.3 API学业拖延量表 采用2008年陈晓莉等[10]修订的中文版API学业拖延量表，共19个条目，单一维度。量表得分愈高，其学业拖延的程度也愈高。本次调查中，API学业拖延量表总体Cronbach′s α系数为0.828。

1.2.4 自我同情量表 采用2016年陈健等[11]翻译Neff编制的自我同情量表，共26个题项。该量表得分与自我同情程度呈正比。本次调查中，自我同情量表总体Cronbach′s α系数为0.817。

1.3 统计学方法 采用t检验、方差分析、Pearson相关分析、中介作用检验和Bootstrap分析。

2 结果

2.1 医学生学业拖延现状 医学生学业拖延得分为(46.19±8.74)分，处于中等水平。不同性别、专业、家庭所在地和父母亲文化程度者学业拖延得分差异无统计学意义(P>0.05)；独生子女得分高于非独生子女(P<0.01)；大一学生的学业拖延程度比大二、大三的低(P<0.05)；进入大学后成绩等级间的比较显示，优秀生学业拖延得分比成绩良好的低(F=7.370,P<0.05)，良好生学业拖延得分又比中等生与一般生的低(F=9.240,P<0.01)(见表1)。

表1 不同人口学特征的医学生学业拖延得分比较

2.2 时间管理倾向、自我同情与学业拖延相关分析 时间管理倾向与学业拖延呈负相关(r=-0.522，P<0.01)，与自我同情呈正相关(r=0.334，P<0.01)，自我同情与学业拖延呈负相关(r=-0.317，P<0.01)(见表2)。

表2 各变量描述性统计及其相关分析(n=499)

2.3 自我同情在时间管理倾向与学业拖延间的中介效应检验 时间管理倾向为自变量，学业拖延为因变量，自我同情为中介变量，采用HAYES[12]编制的SPSS Process v3.3插件中的模型4对中介效应进行检验。所有数据转化为标准化，第一步，检验中介的前半段：时间管理倾向→自我同情(β=0.203，t=7.891，R2=0.111，P<0.01)，则时间管理倾向显著正向预测自我同情；第二步，检验中介的后半段：时间管理倾向→学业拖延(β=-0.231，R2=0.295，P<0.01)、自我同情→学业拖延(β=-0.131，P<0.01)，表明时间管理倾向负向预测学业拖延，自我同情正向预测学业拖延；第三步：时间管理倾向→学业拖延(β=-0.258，R2=0.272，P<0.01)，则加入自我同情变量后，时间管理倾向对学业拖延的影响依然有统计学意义(P<0.01)(见表3)。自我同情在时间管理倾向与学业拖延之间起到部分中介的作用。

表3 时间管理倾向、自我同情与学业拖延的中介模型(n=499)

其次，采用Bootstrap法(样本为5000)评估计算95%的置信区间。结果显示，检验路径所对应的置信区间未包含0，说明本研究中介效应有统计学意义。路径(-0.027)：时间管理倾向→自我同情→学业拖延，自我同情的中介效应量为10.46%(见表4)。

表4 自我同情在时间管理倾向和学业拖延之间的中介效应检验

3 讨论

3.1 影响医学生学业拖延的因素 本研究发现医学生学业拖延整体处于中等水平，这与国内学者[2]的研究结果大致相同。医学生较其他专业的学业任务重，实习压力以及就业压力都较大，由此医学生学业拖延整体处于中等水平，仍然有较大的下降空间[13]。本研究还显示：独生子女的学业拖延程度比非独生子女的高，这可能是由于独生子女对外界环境的依赖性较强，较缺乏自律与责任心，导致其遇到棘手的学业任务时，有极大可能性会采取逃避等拖延行为[14]；大一医学生的学业拖延程度比大二、大三的低，较高年级的医学生由于能够更好地融入大学生活，被丰富的社团、兼职等活动占据了大部分时间，从而对学业任务采取了消极的拖延行为；此外，进入大学以后成绩优秀的学业拖延得分比成绩良好的低，而成绩良好的学业拖延得分又比成绩中等以及一般的低，依据自我调节理论：成绩越优秀的学生，其自我调节能力、自我效能感越强，因此这类学生对学业任务的执行度也越强[15]。

3.2 时间管理倾向对医学生学业拖延的直接效应 本研究结果表明：时间管理倾向对医学生学业拖延有显著直接效应，这与邢雅萍[6]的研究结果相一致。时间管理倾向高的个体，其时间效能感越高，更能够高效利用时间，高动力性促使个体有计划做某事，不会选择将学业任务推迟到截止日期再做。此外，自我控制理论也指出时间管理能力强的学生，为了实现既定的目标，排除其他诱惑因素督促并端正自己的行为，较少存在有逃避等消极拖延行为的出现[16]。同时，学业拖延也是一种动机行为，时间管理能力强的学生还可以增强其学习动机，减少学生消极怠工等拖延行为[17]。

3.3 自我同情的中介效应 本研究结果进一步说明自我同情在时间管理倾向与医学生学业拖延的关系中起到部分中介作用。一方面，时间管理倾向可以正向预测自我同情：时间管理效应高的个体，能够合理并高效安排时间，使得个体持有较强的意志力、亲和力等积极心理品质[18]；在这种优秀的、积极的心理特质的影响下，即便个体遭受困境的折磨，也能正确看待自己所承受的苦难，不过分夸大自己所经历的挫折，自我同情水平亦得到提升，从而减少消极情绪的笼罩。另一方面，自我同情对学业拖延有显著负向预测作用：自我同情的概念中包括正念与过度认同，正念是指对当下发生的一切仅仅去觉察，并持有不评判地态度的一种精神训练方式，这种方式可以帮助我们不偏不倚地了解自己承受的苦楚，而不是过分感知到这些苦痛给自己带来的伤害，深陷消极情绪中无可自拔；觉知当下并不过分认同，对个体采取积极行动，摒弃拖延行为具有重要意义[19]。此外，特质一致性理论也指出：个体积极的人格特质会影响认知强化并加工的过程，从而使得个体捕捉到更多与积极人格特质相似的信息[20]。在时间管理倾向与自我同情这两种积极的人格特质的长期影响下，是能够启发个体产生积极认知与情绪反应的，减少错误认知对学生的影响，增强求学理性信念，从而减少学业拖延行为的产生[21]。综上，时间管理倾向高的个体，是可以通过提高自我同情水平，来减少医学生学业拖延程度的。