梁俊鳳，李夢(mèng)琪，白 璐

西安交通大學(xué)：1. 宗濂書院；2. 第一附屬醫(yī)院，陜西 西安 710061

醫(yī)學(xué)生受學(xué)業(yè)壓力、學(xué)制長(zhǎng)、醫(yī)患矛盾、就業(yè)壓力及醫(yī)療環(huán)境等多方面因素的影響，醫(yī)學(xué)生心理健康水平不佳［1］。學(xué)業(yè)拖延是學(xué)生將預(yù)定的時(shí)期應(yīng)當(dāng)并且希望完成的學(xué)習(xí)任務(wù)延遲到將來的非理性行為，主要包括延遲行動(dòng)、完成不佳、計(jì)劃不足等。學(xué)生進(jìn)入大學(xué)后，學(xué)習(xí)模式由中學(xué)時(shí)期的被動(dòng)學(xué)習(xí)逐漸轉(zhuǎn)換為主動(dòng)學(xué)習(xí)，在不受約束或約束力很小的大學(xué)環(huán)境學(xué)習(xí)，個(gè)體主觀上拖延和回避，甚至麻痹自己的想法和傾向被逐漸放大。學(xué)業(yè)自我效能是個(gè)體對(duì)自己能否勝任某學(xué)習(xí)任務(wù)的主觀評(píng)價(jià)，它是學(xué)習(xí)領(lǐng)域中自我效能的具體體現(xiàn)［2］。學(xué)業(yè)自我效能較高的學(xué)生能合理分析形成失敗的原因，效能感高的學(xué)生更不容易出現(xiàn)學(xué)業(yè)困難的問題［3］。

首先，本研究可以幫助學(xué)生自我省察，及時(shí)調(diào)整學(xué)習(xí)狀態(tài)，減少學(xué)習(xí)拖延；其次，探究影響學(xué)生學(xué)業(yè)拖延的因素，幫助家長(zhǎng)和教師用更合理的方式教育孩子，使大學(xué)生擁有更高的學(xué)業(yè)自我效能，從而獲得良好的學(xué)業(yè)成就和心理健康。最后，通過本研究可以探明大學(xué)生反芻思維、學(xué)業(yè)自我效能和學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系，并明確這些因素的綜合作用機(jī)制，能夠?qū)档痛髮W(xué)生學(xué)業(yè)拖延現(xiàn)象提供有針對(duì)性的教育建議與對(duì)策。

雖有研究表明三者關(guān)系（丁文，高中生反芻思維、學(xué)習(xí)自我效能感與學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系研究；馬穎，大學(xué)生反芻思維對(duì)學(xué)業(yè)拖延的影響：學(xué)業(yè)自我效能的中介作用），但相關(guān)研究仍較少。本研究試圖了解反芻思維、學(xué)業(yè)自我效能、學(xué)業(yè)拖延癥的關(guān)系，以期為大學(xué)生提供一定參考。本研究提出了2個(gè)假設(shè)：①反芻思維、學(xué)業(yè)自我效能和學(xué)業(yè)拖延三者之間存在相關(guān)關(guān)系。②學(xué)業(yè)自我效能在反芻思維和學(xué)業(yè)拖延關(guān)系中起中介作用。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 研究對(duì)象

隨機(jī)選取西安某高校醫(yī)學(xué)大學(xué)生填寫問卷，共收集問卷500份，有效問卷422份，回收率為84.4%。

1.2 研究工具

1.2.1 反芻思維量表（RRS）［4］

本研究采用韓秀等（2009）等修改的反芻思維量表（RRS）。該量表總條目數(shù)為22，采用正向計(jì)分。問卷使用4點(diǎn)計(jì)分（總是=4，有時(shí)=2，經(jīng)常=3，從不=1），總分越高代表反芻思維水平越高。本研究中反芻思維量表的α系數(shù)為0.938，具有良好的信效度。

1.2.2 學(xué)業(yè)自我效能問卷

采用梁頌宇和周宗奎（2000）的修編問卷“學(xué)業(yè)自我效能問卷”。該量表共22 題，有19 題為正向計(jì)分題，3題為反向計(jì)分題（14、16、17題）。問卷采用5點(diǎn)計(jì)分法，正向計(jì)分題從“非常不同意”到“非常同意”，分別計(jì)1、2、3、4、5分，在本研究中反向處理了對(duì)應(yīng)題項(xiàng)，因此總分越高表示個(gè)體學(xué)業(yè)自我效能越高。本研究中該量表的α系數(shù)為0.893，具有良好的信效度。

1.2.3 學(xué)業(yè)拖延量表［5］

本研究采用Aitken（1982）編制的量表。該量表共19個(gè)條目，其中9條為反向計(jì)分（2、4、7、11、12、14、16、17、18）。量表采用5點(diǎn)計(jì)分法，正向計(jì)分題從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)1、2、3、4、5分，總分越高代表學(xué)業(yè)拖延癥程度越高。本研究中該量表的α系數(shù)為0.863，信效度較好。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

問卷數(shù)據(jù)采用SPSS 27.0 和AMOS 26.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，數(shù)據(jù)的頻數(shù)分析等描述性統(tǒng)計(jì)和皮爾遜相關(guān)分析采用SPSS 27.0軟件分析，中介效應(yīng)模型采用AMOS 26.0建模分析。本研究還采用了Harman’s single-factor test（Harman 單因子檢驗(yàn)法）來檢查和驗(yàn)證共同方法偏差。未旋轉(zhuǎn)的因子分子載荷數(shù)字顯示，特征根大于1的因子總共有3個(gè)，其中第一個(gè)因子的總變異量為32.12%小于臨界數(shù)值40%，由此可見本研究不太可能存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2 調(diào)查結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象的一般特征

根據(jù)表1 統(tǒng)計(jì)信息可以看出人口學(xué)變量的數(shù)值特征，反映了本次被調(diào)查對(duì)象的分布情況。本次參與問卷調(diào)研的男生占總調(diào)查人數(shù)的39.8%，女生占總調(diào)查人數(shù)的60.2%；獨(dú)生子女占總調(diào)查人數(shù)的40.5%，非獨(dú)生子女占總調(diào)查人數(shù)的59.9%；調(diào)研對(duì)象多為大一、大二學(xué)生，大一、大二學(xué)生分別占總數(shù)的50.7%、32.7%；有62.4%的調(diào)查對(duì)象來自城市，其余調(diào)查對(duì)象來自農(nóng)村以及城鄉(xiāng)接合部。綜合調(diào)查對(duì)象的基本信息，基本符合調(diào)研要求。

2.2 描述性統(tǒng)計(jì)

由表2描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知：422名醫(yī)學(xué)生的反芻思維量表總分為（44.81±12.342），病癥反芻分量表總分為（23.69±6.699），強(qiáng)迫思考分量表總分為（10.26±3.161），反省深思分量表總分為（10.86±3.128），說明參與本次問卷調(diào)研學(xué)生的反芻思維水平處于中等偏低；醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能總分均值為（58.65±7.215），這反映出醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能處于中等偏低水平。學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自我效能感均值分別為（27.96±5.455）、（30.69±2.860），表明醫(yī)學(xué)生學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自我效能感也處于中等偏低水平，學(xué)習(xí)行為自我效能感水平相對(duì)較高。學(xué)業(yè)拖延得分為（51.17±11.130），說明參與本次問卷調(diào)研學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延癥水平處于中等水平。

表2 醫(yī)學(xué)生反芻思維、學(xué)業(yè)自我效能以及學(xué)業(yè)拖延量表得分（n=422）

2.3 相關(guān)性分析

表3 可知，反芻思維評(píng)分與學(xué)業(yè)自我效能評(píng)分的相關(guān)性系數(shù)為-0.465（P＜0.05），說明反芻思維評(píng)分與學(xué)業(yè)自我效能評(píng)分呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；反芻思維評(píng)分與學(xué)業(yè)拖延癥評(píng)分的相關(guān)性系數(shù)為0.326（P＜0.05），說明反芻思維評(píng)分與學(xué)業(yè)拖延癥評(píng)分呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系；學(xué)業(yè)自我效能評(píng)分與學(xué)業(yè)拖延癥評(píng)分的相關(guān)性系數(shù)為-0.463（P＜0.05），說明學(xué)業(yè)自我效能評(píng)分與學(xué)業(yè)拖延癥評(píng)分呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表3 反芻思維、學(xué)業(yè)自我效能及學(xué)業(yè)拖延描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析

2.4 差異分析

2.4.1 學(xué)業(yè)拖延癥在性別不同水平上的差異分析

從表3-1 看出學(xué)業(yè)拖延癥在性別不同水平上的顯著性為0.013（P＜0.05），由此可知學(xué)業(yè)拖延癥在性別不同水平上差異顯著。男大學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延評(píng)分平均值高于女大學(xué)生，說明調(diào)查范圍內(nèi)，男生的學(xué)業(yè)拖延程度高于女生。

表3-1 各個(gè)變量在性別不同水平上的差異分析

2.4.2 學(xué)業(yè)拖延在家庭結(jié)構(gòu)不同水平上的差異分析

從表3-2 看出，學(xué)業(yè)拖延在家庭結(jié)構(gòu)不同水平上的顯著性為0.02（P＜0.05），由此可知學(xué)業(yè)拖延在家庭結(jié)構(gòu)不同水平上差異顯著。非獨(dú)生子女的學(xué)業(yè)拖延評(píng)分平均值高于獨(dú)生子女，說明調(diào)查范圍內(nèi)，非獨(dú)生子女的學(xué)業(yè)拖延程度高于獨(dú)生子女。

表3-2 各個(gè)變量在家庭結(jié)構(gòu)不同水平上的差異分析

2.4 中介效應(yīng)分析

本文使用AMOS 26.0 分析了以反芻思維為自變量，自我效能為中介變量，學(xué)業(yè)拖延為因變量的中介模型。反芻思維對(duì)學(xué)業(yè)拖延的直接效應(yīng)為c，反芻思維對(duì)學(xué)業(yè)自我效能效應(yīng)為b，學(xué)業(yè)自我效能對(duì)學(xué)業(yè)拖延的效應(yīng)為b，a*b為反芻思維經(jīng)過學(xué)業(yè)自我效能的中間效應(yīng)。

以反芻思維為自變量，學(xué)業(yè)自我效能感為中介變量，學(xué)業(yè)拖延為因變量，修訂模型建立隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)e1和e6、e1和e7、e4和自變量反芻思維相關(guān)關(guān)系，該結(jié)構(gòu)方程模型CMIN/DF 為1.230，小于標(biāo)準(zhǔn)水平3；RMSEA為0.023，小于標(biāo)準(zhǔn)水平0.08；IFI為0.999，大于標(biāo)準(zhǔn)水平0.9；TLI為0.998，大于標(biāo)準(zhǔn)水平0.9；GFI為0.999，大于標(biāo)準(zhǔn)水平0.8；所有擬合優(yōu)度指標(biāo)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)水平，說明以反芻思維為自變量，學(xué)業(yè)自我效能為中介變量，學(xué)業(yè)拖延為因變量的結(jié)構(gòu)方程模式有效且數(shù)據(jù)匹配度較好。

圖1 是學(xué)業(yè)自我效能為中介的反芻思維和學(xué)業(yè)拖延的結(jié)構(gòu)方程模型圖，且中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間估計(jì)，如果區(qū)間估計(jì)含有0就表示中介效應(yīng)不顯著，如果區(qū)間估計(jì)不含有0則表示中介效應(yīng)顯著。從圖1可以看出，反芻思維對(duì)學(xué)業(yè)拖延的直接效應(yīng)顯著（c=0.206，P=0.031，95% 的置信區(qū)間為［-0.389，-0.016］）。從表5中反芻思維通過學(xué)業(yè)自我效能預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)拖延的間接效應(yīng)顯著為0.312（a*b=0.312，P=0.01，95%的置信區(qū)間為［0.193，0.443］）。

圖1 反芻思維-學(xué)業(yè)自我效能-學(xué)業(yè)拖延的中介效應(yīng)路徑

反芻思維顯著影響學(xué)業(yè)拖延；反芻思維顯著影響學(xué)業(yè)自我效能；學(xué)業(yè)自我效能顯著影響學(xué)業(yè)拖延癥。結(jié)合圖1、表4可知，當(dāng)反芻思維和學(xué)業(yè)自我效能都進(jìn)入結(jié)構(gòu)方程模型時(shí)，反芻思維對(duì)學(xué)業(yè)拖延的影響顯著。從表5可知，反芻思維在結(jié)構(gòu)方程中對(duì)學(xué)業(yè)拖延的直接效應(yīng)為0.206，95%的置信區(qū)間為［0.016，0.389］不包含0；間接效應(yīng)為0.312（P＜0.05）置信區(qū)間是［0.193，0.443］不包含0，占總效應(yīng)值的66%，綜合上述說明學(xué)業(yè)自我效能在反芻思維和學(xué)業(yè)拖延中起到部分中介作用。

表4 反芻思維、自我效能及學(xué)業(yè)拖延中介效應(yīng)路徑圖

表5 學(xué)業(yè)自我效能中介效應(yīng)、直接效應(yīng)、總效應(yīng)分析

由此分析，反芻思維影響學(xué)業(yè)拖延有兩條路徑：①反芻思維直接影響學(xué)業(yè)拖延癥（P＜0.05），且二者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。②反芻思維通過影響學(xué)業(yè)自我效能進(jìn)而影響學(xué)業(yè)拖延癥（P＜0.05）。

3 討論

3.1 醫(yī)學(xué)生的反芻思維影響學(xué)業(yè)自我效能感

當(dāng)今社會(huì)發(fā)展迅速，醫(yī)學(xué)生課程多，課時(shí)長(zhǎng)，培養(yǎng)醫(yī)生的周期較長(zhǎng)，生活、學(xué)習(xí)和工作等方面的壓力無處不在且日益增加，與其他專業(yè)不同的是醫(yī)學(xué)專業(yè)學(xué)生學(xué)習(xí)更多注重辯證思維，需要去思考和反省，并且隨著醫(yī)學(xué)教育以及就業(yè)體制的改革，醫(yī)學(xué)生面臨更大的學(xué)習(xí)和就業(yè)壓力，促使其在日常生活中不斷關(guān)注自己的消極情緒［6］。本研究中病癥反芻維度得分明顯高于強(qiáng)迫思考與反省深思，可能是因?yàn)獒t(yī)學(xué)生有較強(qiáng)的求知欲望和鉆研探索精神，會(huì)不斷產(chǎn)生疑問并想破解疑問，一定程度上會(huì)使他們陷入不斷問自己為什么會(huì)有不良情緒以及這種不良情緒的來源這種循環(huán)中。

反芻思維可能是失眠的易感因素，睡眠質(zhì)量直接影響行為結(jié)果的質(zhì)量進(jìn)而影響學(xué)業(yè)自我效能［7］。反芻思維個(gè)體常用消極視角看待事物，包括自己自我效能感狀況，他們對(duì)自我效能的主觀評(píng)價(jià)可能低于實(shí)際情況［8］。此外，游志麒等人研究認(rèn)為，反芻思維個(gè)體有更多的焦慮、內(nèi)疚和自責(zé)等負(fù)性情緒，更想將注意力轉(zhuǎn)移到自己喜歡的事情以調(diào)節(jié)當(dāng)前情緒，加重緊張情緒，降低個(gè)體自我效能［9］。

合理認(rèn)知，無論是對(duì)于需要實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)還是自己本身，合理的認(rèn)知能夠合理化對(duì)目標(biāo)的預(yù)期，減少消極完美心理對(duì)反芻思維的正反饋。了解自己的情緒觸發(fā)器，記錄哪些因素會(huì)觸發(fā)你的反芻思維，比如什么時(shí)間、什么地點(diǎn)、看到了什么，然后想辦法規(guī)避和管理它；合理傾訴。當(dāng)產(chǎn)生反芻思維時(shí)，可以選擇信任的、合適的傾訴對(duì)象，將腦海中的內(nèi)部語言轉(zhuǎn)化為外部語言釋放；同時(shí)轉(zhuǎn)移注意力，尋找愛好及時(shí)打斷循環(huán)反芻，將注意力轉(zhuǎn)移到電影電視劇、美食、游戲、工作等等一系列活動(dòng)中去。也可以進(jìn)一步尋找熱愛的事情，借此進(jìn)入心流狀態(tài)，避免反芻思維。理智規(guī)劃。有了合理的認(rèn)知后，一般情況下可以做出理智的規(guī)劃，因?yàn)楹侠淼陌才庞兄谔岣邔?shí)現(xiàn)目標(biāo)的積極性，可以增加積極情緒，減少反芻思維帶來的負(fù)面情緒，也可以減少負(fù)面情緒的進(jìn)一步加重。

3.2 醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能對(duì)學(xué)業(yè)拖延癥有負(fù)向預(yù)測(cè)，與以往研究相似［10-11］

具有較高學(xué)業(yè)自我效能的醫(yī)學(xué)生，自信程度更高，在學(xué)習(xí)活動(dòng)中，即使面對(duì)困難和負(fù)面情緒［12-13］。提示醫(yī)學(xué)教育工作者可以對(duì)日常教學(xué)環(huán)節(jié)中布置的任務(wù)進(jìn)行考量，太高或太低的任務(wù)難度均不利于學(xué)業(yè)自我效能的培養(yǎng)，布置給醫(yī)學(xué)生的任務(wù)難度要適中，確保醫(yī)學(xué)生有較好的學(xué)業(yè)自我效能。本研究中學(xué)業(yè)自我效能對(duì)學(xué)業(yè)拖延癥有負(fù)向預(yù)測(cè)關(guān)系，這與以往研究的結(jié)果一致。當(dāng)學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能較低時(shí)，常常受到自卑情緒、學(xué)習(xí)興趣和動(dòng)機(jī)下降等影響。曹果果的研究中提到，與學(xué)業(yè)自我效能低的學(xué)生相比，高學(xué)業(yè)自我效能的學(xué)生一方面對(duì)自己的學(xué)習(xí)能力有著更準(zhǔn)確的認(rèn)知，另一方面對(duì)學(xué)習(xí)目標(biāo)的堅(jiān)持性和學(xué)業(yè)耐挫性也相對(duì)較高，因此較少出現(xiàn)學(xué)業(yè)拖延現(xiàn)象［14］。

首先包容自己。認(rèn)識(shí)到犯錯(cuò)是正常的事，不應(yīng)因犯錯(cuò)而過度感到窘迫與自責(zé)，相反可以從中總結(jié)經(jīng)驗(yàn)。同時(shí)認(rèn)識(shí)到人是可以不斷成長(zhǎng)的，不足的能力可以通過鍛煉得以提高。掌握正確的反思方法，當(dāng)遭遇挫折時(shí)，應(yīng)及時(shí)思考如何正面解決問題并付諸實(shí)踐，如在成績(jī)不好時(shí)及時(shí)處理錯(cuò)題和掌握自己不會(huì)的部分，避免過度反思內(nèi)耗進(jìn)而產(chǎn)生自我懷疑。

其次，關(guān)注自己的進(jìn)步與成就。當(dāng)獲得階段性的成功時(shí)，可以通過寫日記、拍照等方式記錄下自己自豪的心情，或通過滿足自己的小愿望等慶祝自己的成就，逐步建立自信。主動(dòng)學(xué)習(xí)新的技能，走出舒適區(qū)，并培養(yǎng)自己對(duì)一些困難、陌生的科目的興趣，用自己的付出改變?nèi)鮿?shì)，這樣獲得的成就感會(huì)比在熟悉的領(lǐng)域進(jìn)步而獲得的成就感更多。尋求觀察者與榜樣一致的替代經(jīng)驗(yàn)，可以幫助大學(xué)生有效提高學(xué)業(yè)自我效能。

3.3 反芻思維和學(xué)業(yè)拖延癥的關(guān)系

根據(jù)Grunschel的研究，反芻思維造成的認(rèn)知偏差和情緒低落會(huì)導(dǎo)致自我調(diào)節(jié)失敗，導(dǎo)致學(xué)業(yè)拖延［15］。當(dāng)個(gè)體持續(xù)消極地思考過去失敗的經(jīng)歷，而非積極尋求解決問題的辦法時(shí)，就容易陷入痛苦、失望的情緒，從而無法正常進(jìn)行各種學(xué)習(xí)活動(dòng)，這進(jìn)一步就加劇了學(xué)業(yè)拖延。與以往研究結(jié)果相似，參與本次問卷調(diào)研學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延癥水平處于中等水平［16-17］。對(duì)于不同性別醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延得分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=2.229，P＜0.05），男醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)拖延情況多于女醫(yī)學(xué)生。這一結(jié)果可能與本研究中女醫(yī)學(xué)生在學(xué)業(yè)中付出更多時(shí)間精力，更少受到游戲等網(wǎng)絡(luò)誘惑的影響有關(guān)。這也提示醫(yī)學(xué)教育工作者應(yīng)培養(yǎng)醫(yī)學(xué)生的擔(dān)當(dāng)意識(shí)和責(zé)任心，促進(jìn)健康輕松、良性競(jìng)爭(zhēng)的學(xué)習(xí)氛圍，從而有效減少學(xué)業(yè)拖延。

3.4 學(xué)業(yè)自我效能在反芻思維與學(xué)業(yè)拖延的中介作用分析討論

可以分析發(fā)現(xiàn)學(xué)業(yè)自我效能在反芻思維與學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系中起著部分中介作用。反芻思維既可以直接作用于學(xué)業(yè)拖延，又可以間接通過學(xué)業(yè)自我效能進(jìn)而作用于學(xué)業(yè)拖延。此中介模型可解釋為：當(dāng)個(gè)體持續(xù)消極地思考過去失敗的經(jīng)歷，而非積極尋求解決問題的辦法時(shí)，個(gè)體會(huì)重復(fù)抽取負(fù)面訊息，產(chǎn)生自卑心理，使得學(xué)業(yè)自我效能下降，進(jìn)而無法正常進(jìn)行各種學(xué)習(xí)活動(dòng)，學(xué)業(yè)拖延；同時(shí)反芻思維造成的認(rèn)知偏差和情緒低落會(huì)直接導(dǎo)致學(xué)業(yè)拖延。