馬靖 黃列玉 白霞 劉蓉 王婷張吉

(貴州醫(yī)科大學(xué)醫(yī)學(xué)人文學(xué)院,貴陽,550025)

就寢拖延指“在沒有外界因素阻礙時(shí),個(gè)體依舊選擇推遲了自己事先設(shè)定的睡眠時(shí)間”[1],區(qū)別于失眠障礙,是一種自主的不良睡眠衛(wèi)生習(xí)慣,發(fā)生率近50%[2],已成為大學(xué)生產(chǎn)生睡眠質(zhì)量問題的重要預(yù)測因素之一[3],也是醫(yī)學(xué)生抑郁情緒的獨(dú)立風(fēng)險(xiǎn)因素[4]。因此,探討對就寢拖延行為的干預(yù)將有助于醫(yī)學(xué)生睡眠質(zhì)量及心理健康問題的防治。

正念訓(xùn)練對部分拖延行為具有良好的干預(yù)效果[5-6],特質(zhì)正念亦可預(yù)測個(gè)體的拖延程度[7],醫(yī)學(xué)生的拖延行為與自我同情有關(guān)[8],而自我同情中包含正念。因此,正念或許可作為醫(yī)學(xué)院校大學(xué)生就寢拖延行為的干預(yù)方案之一。

此外,正念再感知模型的認(rèn)知-情緒-行為靈活性補(bǔ)充機(jī)制認(rèn)為,更高的正念水平可以促進(jìn)個(gè)體認(rèn)知與情緒上靈活反應(yīng),進(jìn)而減少自動(dòng)化的行為反應(yīng)模式[9];而基于拖延的短期修復(fù)理論,就寢拖延可能是個(gè)體應(yīng)對負(fù)性情緒的調(diào)節(jié)手段[10], 因此,正念對就寢拖延行為的干預(yù),可能會(huì)通過影響個(gè)體的負(fù)性情緒或易感性而產(chǎn)生作用。其中,無聊傾向指個(gè)體在缺乏興趣、意義及挑戰(zhàn)的情境中更容易體驗(yàn)到單調(diào)、空虛與不愉悅[11]的無聊情緒易感性[12],可認(rèn)為是相對恒定、并不靈活的情緒反應(yīng)[13],可由更高的正念水平減少;而實(shí)證研究表明無聊傾向更高的個(gè)體就寢拖延行為更多[14]。因此,正念、無聊、就寢拖延三者可能符合正念的再感知模型,無聊傾向可能中介正念對就寢拖延的影響。

綜上,本研究旨在調(diào)查某醫(yī)學(xué)院校大學(xué)生的就寢拖延行為現(xiàn)狀,探討正念與無聊傾向?qū)ζ涞挠绊懖?gòu)建中介模型,為提升醫(yī)學(xué)院校大學(xué)生的睡眠質(zhì)量、干預(yù)不良睡眠衛(wèi)生行為提供一定理論依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

于2022年3—6月,選取貴州省某醫(yī)科大學(xué)學(xué)生為被試,采用便捷取樣,共發(fā)放問卷847份,剔除無效問卷后,回收有效問卷763份,有效回收率90.08%。

1.2 研究工具

1.2.1一般資料調(diào)查問卷 該量表自行編制。一般人口學(xué)資料包括性別、年齡、年級、專業(yè)。

1.2.2兒童青少年正念量表 采用Greco等[15]編制,劉曉鳳等[16]修訂的中文版兒童青少年正念量表。該量表共10個(gè)項(xiàng)目,采用5點(diǎn)計(jì)分(0從不～4總是),所有項(xiàng)目反向計(jì)分,得分越高表明被試正念水平越高。已被證明具有良好的穩(wěn)定性與信效度[17]。本研究該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.864。

1.2.3單維短式無聊傾向量表 采用Struk等[12]編制,彭嘉熙等[18]修訂的中文版單維短式無聊傾向量表(SBPS)。SPBS量表共有8個(gè)項(xiàng)目,原中文版采用7點(diǎn)計(jì)分;本研究改選用5點(diǎn)計(jì)分(1完全不同意～5完全同意)。所有項(xiàng)目正向計(jì)分,得分越高,表明被試的無聊傾向程度越高。本研究該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.874。

1.2.4中文版就寢拖延量表 采用Kroese等[1]編制,張陸等[19]修訂的中文版就寢拖延量表(CBPS)。該量表共9個(gè)項(xiàng)目,4個(gè)項(xiàng)目反向計(jì)分,采用5點(diǎn)計(jì)分(1從未～5總是),總分越高表明被試就寢拖延程度越高。本研究該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.803。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

使用SPSS26.0與PROCESS V3.5,采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因素方差分析、Pearson相關(guān)分析、Harman單因素因子分析和Bootstrap法進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。以P<0.05表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)的方法進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果顯示,特征根大于1的公因子共5個(gè),其中第一個(gè)公因子解釋的變異量為28.86%,小于臨界值40%。表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差[20]。

2.2 一般資料分析

研究對象年齡為17～23歲,平均年齡(19.53±1.15)歲。各變量得分比較情況詳見表1。

表1 某醫(yī)學(xué)院校大學(xué)生不同人口學(xué)特征中各變量得分比較(分,

2.3 大學(xué)生正念水平與無聊傾向、就寢拖延的相關(guān)性

醫(yī)學(xué)院校大學(xué)生個(gè)體正念水平與其無聊傾向、就寢拖延呈負(fù)相關(guān),個(gè)體的無聊傾向與就寢拖延成正相關(guān)。見表2。

表2 某醫(yī)學(xué)院校大學(xué)生各變量間的相關(guān)性分析(N=763)

2.4 無聊傾向的中介作用

中介模型分析使用SPSS PROCESS,選用模型model 4,采用Bootstrap法設(shè)置抽樣5000[21],將正念水平設(shè)為預(yù)測變量,就寢拖延為結(jié)果變量,無聊傾向作為中介變量。將性別與年級納入為控制變量。在控制了性別與年齡之后,正念水平可負(fù)向預(yù)測就寢拖延,而放入中介變量無聊傾向后,正念水平不再顯著預(yù)測就寢拖延;正念水平可負(fù)向預(yù)測無聊傾向,無聊傾向可正向預(yù)測就寢拖延,見表3、表4與圖1。因此,無聊傾向的中介效應(yīng)顯著,無聊傾向在正念水平與就寢拖延間起到完全中介作用。

表3 中介模型中變量關(guān)系的回歸分析

表4 中介效應(yīng)的Bootstrap分析

圖1 中介效應(yīng)模型

3 討論

比照一般院校大學(xué)生的過往研究[17-18],本研究被試正念水平較高、無聊傾向較低、就寢拖延較低。高等教育階段醫(yī)學(xué)學(xué)習(xí)難度較大、壓力較重,對學(xué)生適應(yīng)學(xué)習(xí)生活所需具備的素養(yǎng)有較高的要求。不同年級之間的學(xué)生表現(xiàn)出的差異也側(cè)面證明,學(xué)習(xí)適應(yīng)性等因素可能是導(dǎo)致差異的主要原因。因此,盡管在本研究中專業(yè)不同的學(xué)生差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,但與其他研究對比,仍在一定程度上體現(xiàn)了醫(yī)學(xué)院校學(xué)生的特殊性。

與以往研究類似,本研究中正念水平負(fù)向預(yù)測就寢拖延行為,是就寢拖延行為的保護(hù)性因素[5,7]。拖延的時(shí)間決策模型認(rèn)為,低自我控制與情緒調(diào)節(jié)能力的不足意味著個(gè)體會(huì)對負(fù)性過程產(chǎn)生非適應(yīng)性調(diào)節(jié),表現(xiàn)為個(gè)體采取拖延行為回避任務(wù)執(zhí)行過程中的不愉快體驗(yàn)[22]。而正念的再感知模型提出,有利于減少情緒對個(gè)體的控制及相關(guān)的自動(dòng)化反應(yīng)模式[9]。因此,更高水平的正念意味著更好的情緒調(diào)節(jié)與自控能力,有更少的就寢拖延行為。

除此之外,本文發(fā)現(xiàn)無聊傾向在正念與就寢拖延之間起完全中介作用,這一結(jié)果支持了正念再感知模型的認(rèn)知-情緒-行為靈活性補(bǔ)充機(jī)制。一方面,正念可負(fù)向預(yù)測個(gè)體的無聊傾向[17],符合無聊傾向的注意理論,當(dāng)個(gè)體具有更高的正念水平,意味著個(gè)體能更靈活地將注意力指向當(dāng)前,降低無聊易感性[23];另一方面,無聊傾向可正向預(yù)測就寢拖延水平[14],符合拖延的短期修復(fù)理論,無聊傾向更高則更易產(chǎn)生負(fù)性情緒,更多的負(fù)性情緒可能引發(fā)更多的拖延行為。因此,理解認(rèn)知與情緒將有利于我們理解正念與就寢拖延的關(guān)系。結(jié)合正念的再感知模型,未來可發(fā)展正念冥想訓(xùn)練作為就寢拖延的干預(yù)方案之一,正念可減少認(rèn)知和情緒的非靈活性反應(yīng)(如無聊傾向) ,進(jìn)而緩解行為上的非適應(yīng)性反應(yīng)(就寢拖延) 。

利益沖突:所有作者均申明不存在利益沖突。