医学生应对方式在自悯与主动拖延行为间的中介作用

秦 倩，金 婷，聂胜楠，陈明炫，曹 俊

(1.上饶师范学院，江西 上饶 334001；2.江西医学高等专科学校，江西 上饶 334000；3.贵州医科大学，贵州 贵阳 550004)

传统观念上将拖延视为以推迟的方式逃避执行任务或做决定的一种特质或行为倾向[1]，它通常影响个体的身心健康发展[2]。Chu和Choi将拖延分为主动拖延和被动(传统)拖延，并系统地探讨了两者的关系。与传统拖延相比，主动拖延是有意图的做出拖延的决定，利用时间压力下强烈的动机，在任务期限之前完成任务并达到满意的结果[3]。有研究表明主动拖延行为与积极的应对策略密切相关[4]，可以认为是一种积极的拖延行为。自悯又称自我怜悯，是Neff在2003年提出来的，指个人面临失败和面对心理或生理痛苦时，对自己的一种宽容、友善的态度倾向[5]，主要包括自我友善、普遍人性和正念[6]，作为一种积极的人格品质，影响着个体的身心健康发展[7]。应对是指个体在面对应激的情景时为了减少压力或伤害而做出认知或行为努力[8]，应对方式是个体长时间下逐渐形成的一种具有特质的惯性行为。研究表明个体遭遇应激性事件时易产生强烈的负面情绪，自悯能帮助其有效应对压力事件，调节情绪状态[8]。

目前，对于自悯与应对方式的研究主要来自于国外，自悯跟积极的认知紧密联系，不仅如此，自悯能提高个体应对能力[9]。目前尚未有研究直接探索自悯、应对方式和主动拖延行为三者间的关系，尤其是自悯对主动拖延行为的影响。因此本研究以医学生为例，探讨自悯、应对方式和主动拖延行为的关系，并着重探讨应对方式在自悯与主动拖延中的中介作用。为医学生拖延行为的干预工作提供参考依据。

1 对象与方法

1.1 调查对象 本研究采用整群随机抽样法,在贵州省某医科院校，以班级为单位进行集中施测，主试为经过培训的心理学专业研究生。调查时间为2020年6月3日至7月5日，共发放750份问卷，有效问卷716份(有效回收率 95.5%)。其中男生260人(36.3%)，女生456人(63.7%)；平均年龄(19.951.18)岁；大一187人(26.1%)，大二175人(24.5%)，大三190人(26.5%)，大四164人(22.9%)；城市125人(17.5%)，农村591人(82.5%)；班干123人(17.2%)，非班干593人(82.8%)。

1.2 调查工具

1.2.1 一般情况调查表 采用自编的基本情况调查表，主要包括性别，年龄，年级，民族，生源地，是否班干/独生子女等人口学资料。

1.2.2 主动拖延行为量表(A new active procrastination scale,NAPS)[10]本研究采用由Choi 和Moran编制,倪士光、李虹等人修订的主动拖延量表，量表分为4个维度，使用likert 7点计分，“1”为“非常不同意”，“7”为“非常同意”，共15个项目。被试分数越高表明主动拖延水平越高，本次调查中该量表的Cronbach α系数为0.788。

1.2.3 自悯量表(Self-Compassion Scale, SCS)[11]此量表是由陈健等人修订的中文版自悯量表(SCS)，共6个维度,使用5点计分，“1”表示题目表述内容与自己的情况“非常不符合”，“5”表示“非常符合”，共26个项目。本次调查中该量表的Cronbach α系数为0.780。

1.2.4 简易应对方式(Simplified Coping Style Questionnaire,SCSQ)[12]采用解亚宁综合国内外有关应对方式的理论和中国文化背景下编制而成的简易应对方式问卷(SCSQ)，分为积极应对方式(1～12题)和消极应对方式(13～20题)两个分量表。使用4级计分，“0”为“不采取”，“4”为“经常采取”，共20个项目，本次测试中两个分量表的Cronbach α系数分别为0.814(积极应对)和0.747(消极应对)，全量表的Cronbach α系数为 0.798。

1.3 统计方法 对所有问卷进行核查，将无效问卷剔除后对有效问卷进行编号，使用Epidata3.1建立数据库，采用双人双录。应用SPSS25.0统计软件对数据进行描述统计，独立样本t检验，Pearson相关分析，采用AMOS17.0统计软件进行中介作用检验，检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验 本研究数据均来自于被试主观作答，为减少共同方法偏差问题，合理设计问卷，采用匿名作答。数据处理时，采用Harman单因子检验法进行检验。分析发现，旋转和不旋转情况下，均得到14个特征值大于1的因子，且第一个因子解释变异量分别5.63%与12.57%，均小于40%的统计标准。因此，可认为本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.2 医学生自悯、应对方式和主动拖延行为的总体情况 医学生自悯得分为(3.19±0.36)，其维度平均分除过度沉迷外均高于理论中值3分，属于中等水平，主动拖延行为得分(3.90±0.71)处于中等水平，两种应对方式平均分均低于其理论均值2分。见表1。

表1 医学生自悯、应对方式和主动拖延行为的总体情况(n=716)

2.3 自悯，应对方式与主动拖延行为在人口学上的差异比较 比较自悯、应对方式上和主动拖延行为上在生源地和是否为班干上的差异，结果发现，城市和农村相比，自悯水平更高(P<0.05)，表现出更多的积极应对(P<0.05)，班干会表现出更高的积极应对(P<0.05)。见表2。

表2 应对方式在医学生生源地和是否为班干的比较分析

2.4 自悯、应对方式和主动拖延的相关分析 对被试自悯、应对方式和主动拖延行为进行相关分析，结果显示，自悯与积极应对方式(r=0.338,P<0.05)和主动拖延行为(r=0.294,P<0.05)均为正相关关系，与消极应对方式(r=-0.200,P<0.05)为负相关。见表3。

表3 自悯、应对方式及主动拖延行为的相关分析(n=716)

2.5 应对方式在自悯与主动拖延行为之间的中介作用 根据中介作用的检验方法，采用AMOS17.0对其进行检验，采用极大似然法进行估计，以自悯为预测变量，主动拖延为因变量，检验应对方式的中介作用，并考察整个模型拟合情况。得到的路径分析模型系数，模型拟合指数良好(χ2/df值小于3，RMSEA值小于0.05，GFI、AGFI、CFI值均大于0.90)。见图1。

图1 应对方式的中介效应模型

采用Bootstrap程序对中介效应进行检验，利用重复随机抽样的方法在原始数据(n=716)中抽取2 000个Bootstrap样本，生成一个近似抽样分布，若“0”不在间接效应的95%置信区间内，则说明中介效应成立。结果发现，积极应对方式和消极应对方式在医学生自悯与主动拖延行为之间起中介作用。见表4。

表4 应对方式在自悯与主动拖延行为之间的中介分析

3 讨论

本研究发现，医学生在自悯和主动拖延行为的得分高于理论中值，表明医学生对于自己的拖延行为表现出更多的宽容和理解；对自悯、应对方式和主动拖延行为进行人口学变量的差异比较，结果显示来自城市的医学生具有更高的自悯水平和更多的积极应对，这与艾娟[13]等人的研究结果基本一致。这与她们的生活环境有关，生活在城市的孩子，家长会比较重视孩子的身心健康，使她们遇事采用更加积极乐观的心态，选择积极的应对方式去解决遇到的难题。农村孩子家庭经济压力较大，从小经历的事情较多，受过较多磨练，在面对压力时，更倾向于选择默默忍受，采用消极的应对方式。此外，担任班干的医学生表现出更强的积极应对，担任班干需要与老师同学打交道，可以得到更多帮助，且在完成各种任务的同时，也能不断提高其应对能力。

Pearson相关分析结果显示，医学生自悯及其各维度与主动拖延和积极应均呈正相关，与消极应对呈负相关。即医学生的自悯程度越高，表现出的积极应对方式和主动拖延水平也越高，自悯水平越低，表现出消极应对方式的程度越高。从积极心理学角度来看，个体应该从积极心理品质角度出发，促进其幸福与和谐发展[14]，而自悯作为一种对自己友善和宽容的态度倾向，可从积极心态面对其日常生活中的压力事件，主动拖延行为是一种有目的的拖延行为，为了满意的完成任务，在过程中必须承受压力，此时利用自悯可以帮助个体更加有效应对主动拖延行为带来的负面影响。由此表明，医学生自悯、应对方式和主动拖延行为有着紧密的联系，自悯为主动拖延行为提供了一个积极的心理环境，使医学生能够采取积极的应对方式缓解其被动拖延行为。

对医学生自悯，应对方式及主动拖延行为进行中介效果检验，结果表明积极应对方式在自悯和主动拖延行为之间起完全中介作用，消极应对方式在这两者之间起部分中介作用。即自悯不仅可以直接影响着医学生的主动拖延行为，也能通过应对方式影响主动拖延行为。这一现象可以解释为：自悯水平高的医学生在完成任务过程中，在主动决定拖延后，能更好的运用情绪调节策略，直到预设时间完成任务，若个体采取积极的应对方式，认为事情发展处于可控范围内，为了追求完美的结果会有明显的拖延行为；而消极的应对方式导致主动拖延行为的减少，反而增加了个体被动拖延行为[15]。因此，以一种积极的心态和方式主动应对拖延行为，医学生将会更加出色的完成任务。

总体而言，本研究以医学生为例，验证了应对方式在自悯与主动拖延行为之间起中介作用这一假设，同时也验证了前人研究中应对方式与拖延行为存在相关关系这一结论。但本研究也存在一些不足：首先，本研究是一次小范围内的横断面研究，暂且不能进行因果推论；其次，本研究调查方式较单一，在未来研究中可辅以个人访谈与实验测量结合进行深度研究，以使调查结果更客观，丰富研究结果。