学业自我效能在医学生反刍思维和学业拖延关系中的中介效应

梁俊凤，李梦琪，白 璐

西安交通大学：1. 宗濂书院；2. 第一附属医院，陕西 西安 710061

医学生受学业压力、学制长、医患矛盾、就业压力及医疗环境等多方面因素的影响，医学生心理健康水平不佳［1］。学业拖延是学生将预定的时期应当并且希望完成的学习任务延迟到将来的非理性行为，主要包括延迟行动、完成不佳、计划不足等。学生进入大学后，学习模式由中学时期的被动学习逐渐转换为主动学习，在不受约束或约束力很小的大学环境学习，个体主观上拖延和回避，甚至麻痹自己的想法和倾向被逐渐放大。学业自我效能是个体对自己能否胜任某学习任务的主观评价，它是学习领域中自我效能的具体体现［2］。学业自我效能较高的学生能合理分析形成失败的原因，效能感高的学生更不容易出现学业困难的问题［3］。

首先，本研究可以帮助学生自我省察，及时调整学习状态，减少学习拖延；其次，探究影响学生学业拖延的因素，帮助家长和教师用更合理的方式教育孩子，使大学生拥有更高的学业自我效能，从而获得良好的学业成就和心理健康。最后，通过本研究可以探明大学生反刍思维、学业自我效能和学业拖延的关系，并明确这些因素的综合作用机制，能够对降低大学生学业拖延现象提供有针对性的教育建议与对策。

虽有研究表明三者关系（丁文，高中生反刍思维、学习自我效能感与学业拖延的关系研究；马颖，大学生反刍思维对学业拖延的影响：学业自我效能的中介作用），但相关研究仍较少。本研究试图了解反刍思维、学业自我效能、学业拖延症的关系，以期为大学生提供一定参考。本研究提出了2个假设：①反刍思维、学业自我效能和学业拖延三者之间存在相关关系。②学业自我效能在反刍思维和学业拖延关系中起中介作用。

1 研究设计

1.1 研究对象

随机选取西安某高校医学大学生填写问卷，共收集问卷500份，有效问卷422份，回收率为84.4%。

1.2 研究工具

1.2.1 反刍思维量表（RRS）［4］

本研究采用韩秀等（2009）等修改的反刍思维量表（RRS）。该量表总条目数为22，采用正向计分。问卷使用4点计分（总是=4，有时=2，经常=3，从不=1），总分越高代表反刍思维水平越高。本研究中反刍思维量表的α系数为0.938，具有良好的信效度。

1.2.2 学业自我效能问卷

采用梁颂宇和周宗奎（2000）的修编问卷“学业自我效能问卷”。该量表共22 题，有19 题为正向计分题，3题为反向计分题（14、16、17题）。问卷采用5点计分法，正向计分题从“非常不同意”到“非常同意”，分别计1、2、3、4、5分，在本研究中反向处理了对应题项，因此总分越高表示个体学业自我效能越高。本研究中该量表的α系数为0.893，具有良好的信效度。

1.2.3 学业拖延量表［5］

本研究采用Aitken（1982）编制的量表。该量表共19个条目，其中9条为反向计分（2、4、7、11、12、14、16、17、18）。量表采用5点计分法，正向计分题从“完全不符合”到“完全符合”分别计1、2、3、4、5分，总分越高代表学业拖延症程度越高。本研究中该量表的α系数为0.863，信效度较好。

1.3 统计处理

问卷数据采用SPSS 27.0 和AMOS 26.0 进行数据分析，数据的频数分析等描述性统计和皮尔逊相关分析采用SPSS 27.0软件分析，中介效应模型采用AMOS 26.0建模分析。本研究还采用了Harman’s single-factor test（Harman 单因子检验法）来检查和验证共同方法偏差。未旋转的因子分子载荷数字显示，特征根大于1的因子总共有3个，其中第一个因子的总变异量为32.12%小于临界数值40%，由此可见本研究不太可能存在严重的共同方法偏差。

2 调查结果

2.1 调查对象的一般特征

根据表1 统计信息可以看出人口学变量的数值特征，反映了本次被调查对象的分布情况。本次参与问卷调研的男生占总调查人数的39.8%，女生占总调查人数的60.2%；独生子女占总调查人数的40.5%，非独生子女占总调查人数的59.9%；调研对象多为大一、大二学生，大一、大二学生分别占总数的50.7%、32.7%；有62.4%的调查对象来自城市，其余调查对象来自农村以及城乡接合部。综合调查对象的基本信息，基本符合调研要求。

2.2 描述性统计

由表2描述性统计结果可知：422名医学生的反刍思维量表总分为（44.81±12.342），病症反刍分量表总分为（23.69±6.699），强迫思考分量表总分为（10.26±3.161），反省深思分量表总分为（10.86±3.128），说明参与本次问卷调研学生的反刍思维水平处于中等偏低；医学生的学业自我效能总分均值为（58.65±7.215），这反映出医学生的学业自我效能处于中等偏低水平。学习能力自我效能感和学习行为自我效能感均值分别为（27.96±5.455）、（30.69±2.860），表明医学生学习能力自我效能感和学习行为自我效能感也处于中等偏低水平，学习行为自我效能感水平相对较高。学业拖延得分为（51.17±11.130），说明参与本次问卷调研学生的学业拖延症水平处于中等水平。

表2 医学生反刍思维、学业自我效能以及学业拖延量表得分（n=422）

2.3 相关性分析

表3 可知，反刍思维评分与学业自我效能评分的相关性系数为-0.465（P＜0.05），说明反刍思维评分与学业自我效能评分呈现出显著负相关关系；反刍思维评分与学业拖延症评分的相关性系数为0.326（P＜0.05），说明反刍思维评分与学业拖延症评分呈现出显著正相关关系；学业自我效能评分与学业拖延症评分的相关性系数为-0.463（P＜0.05），说明学业自我效能评分与学业拖延症评分呈现出显著负相关关系。

表3 反刍思维、学业自我效能及学业拖延描述统计及相关性分析

2.4 差异分析

2.4.1 学业拖延症在性别不同水平上的差异分析

从表3-1 看出学业拖延症在性别不同水平上的显著性为0.013（P＜0.05），由此可知学业拖延症在性别不同水平上差异显著。男大学生的学业拖延评分平均值高于女大学生，说明调查范围内，男生的学业拖延程度高于女生。

表3-1 各个变量在性别不同水平上的差异分析

2.4.2 学业拖延在家庭结构不同水平上的差异分析

从表3-2 看出，学业拖延在家庭结构不同水平上的显著性为0.02（P＜0.05），由此可知学业拖延在家庭结构不同水平上差异显著。非独生子女的学业拖延评分平均值高于独生子女，说明调查范围内，非独生子女的学业拖延程度高于独生子女。

表3-2 各个变量在家庭结构不同水平上的差异分析

2.4 中介效应分析

本文使用AMOS 26.0 分析了以反刍思维为自变量，自我效能为中介变量，学业拖延为因变量的中介模型。反刍思维对学业拖延的直接效应为c，反刍思维对学业自我效能效应为b，学业自我效能对学业拖延的效应为b，a*b为反刍思维经过学业自我效能的中间效应。

以反刍思维为自变量，学业自我效能感为中介变量，学业拖延为因变量，修订模型建立随机扰动项e1和e6、e1和e7、e4和自变量反刍思维相关关系，该结构方程模型CMIN/DF 为1.230，小于标准水平3；RMSEA为0.023，小于标准水平0.08；IFI为0.999，大于标准水平0.9；TLI为0.998，大于标准水平0.9；GFI为0.999，大于标准水平0.8；所有拟合优度指标均达到标准水平，说明以反刍思维为自变量，学业自我效能为中介变量，学业拖延为因变量的结构方程模式有效且数据匹配度较好。

图1 是学业自我效能为中介的反刍思维和学业拖延的结构方程模型图，且中介效应的95%置信区间估计，如果区间估计含有0就表示中介效应不显著，如果区间估计不含有0则表示中介效应显著。从图1可以看出，反刍思维对学业拖延的直接效应显著（c=0.206，P=0.031，95% 的置信区间为［-0.389，-0.016］）。从表5中反刍思维通过学业自我效能预测学业拖延的间接效应显著为0.312（a*b=0.312，P=0.01，95%的置信区间为［0.193，0.443］）。

图1 反刍思维-学业自我效能-学业拖延的中介效应路径

反刍思维显著影响学业拖延；反刍思维显著影响学业自我效能；学业自我效能显著影响学业拖延症。结合图1、表4可知，当反刍思维和学业自我效能都进入结构方程模型时，反刍思维对学业拖延的影响显著。从表5可知，反刍思维在结构方程中对学业拖延的直接效应为0.206，95%的置信区间为［0.016，0.389］不包含0；间接效应为0.312（P＜0.05）置信区间是［0.193，0.443］不包含0，占总效应值的66%，综合上述说明学业自我效能在反刍思维和学业拖延中起到部分中介作用。

表4 反刍思维、自我效能及学业拖延中介效应路径图

表5 学业自我效能中介效应、直接效应、总效应分析

由此分析，反刍思维影响学业拖延有两条路径：①反刍思维直接影响学业拖延症（P＜0.05），且二者呈现正相关关系。②反刍思维通过影响学业自我效能进而影响学业拖延症（P＜0.05）。

3 讨论

3.1 医学生的反刍思维影响学业自我效能感

当今社会发展迅速，医学生课程多，课时长，培养医生的周期较长，生活、学习和工作等方面的压力无处不在且日益增加，与其他专业不同的是医学专业学生学习更多注重辩证思维，需要去思考和反省，并且随着医学教育以及就业体制的改革，医学生面临更大的学习和就业压力，促使其在日常生活中不断关注自己的消极情绪［6］。本研究中病症反刍维度得分明显高于强迫思考与反省深思，可能是因为医学生有较强的求知欲望和钻研探索精神，会不断产生疑问并想破解疑问，一定程度上会使他们陷入不断问自己为什么会有不良情绪以及这种不良情绪的来源这种循环中。

反刍思维可能是失眠的易感因素，睡眠质量直接影响行为结果的质量进而影响学业自我效能［7］。反刍思维个体常用消极视角看待事物，包括自己自我效能感状况，他们对自我效能的主观评价可能低于实际情况［8］。此外，游志麒等人研究认为，反刍思维个体有更多的焦虑、内疚和自责等负性情绪，更想将注意力转移到自己喜欢的事情以调节当前情绪，加重紧张情绪，降低个体自我效能［9］。

合理认知，无论是对于需要实现的目标还是自己本身，合理的认知能够合理化对目标的预期，减少消极完美心理对反刍思维的正反馈。了解自己的情绪触发器，记录哪些因素会触发你的反刍思维，比如什么时间、什么地点、看到了什么，然后想办法规避和管理它；合理倾诉。当产生反刍思维时，可以选择信任的、合适的倾诉对象，将脑海中的内部语言转化为外部语言释放；同时转移注意力，寻找爱好及时打断循环反刍，将注意力转移到电影电视剧、美食、游戏、工作等等一系列活动中去。也可以进一步寻找热爱的事情，借此进入心流状态，避免反刍思维。理智规划。有了合理的认知后，一般情况下可以做出理智的规划，因为合理的安排有助于提高实现目标的积极性，可以增加积极情绪，减少反刍思维带来的负面情绪，也可以减少负面情绪的进一步加重。

3.2 医学生学业自我效能对学业拖延症有负向预测，与以往研究相似［10-11］

具有较高学业自我效能的医学生，自信程度更高，在学习活动中，即使面对困难和负面情绪［12-13］。提示医学教育工作者可以对日常教学环节中布置的任务进行考量，太高或太低的任务难度均不利于学业自我效能的培养，布置给医学生的任务难度要适中，确保医学生有较好的学业自我效能。本研究中学业自我效能对学业拖延症有负向预测关系，这与以往研究的结果一致。当学生的学业自我效能较低时，常常受到自卑情绪、学习兴趣和动机下降等影响。曹果果的研究中提到，与学业自我效能低的学生相比，高学业自我效能的学生一方面对自己的学习能力有着更准确的认知，另一方面对学习目标的坚持性和学业耐挫性也相对较高，因此较少出现学业拖延现象［14］。

首先包容自己。认识到犯错是正常的事，不应因犯错而过度感到窘迫与自责，相反可以从中总结经验。同时认识到人是可以不断成长的，不足的能力可以通过锻炼得以提高。掌握正确的反思方法，当遭遇挫折时，应及时思考如何正面解决问题并付诸实践，如在成绩不好时及时处理错题和掌握自己不会的部分，避免过度反思内耗进而产生自我怀疑。

其次，关注自己的进步与成就。当获得阶段性的成功时，可以通过写日记、拍照等方式记录下自己自豪的心情，或通过满足自己的小愿望等庆祝自己的成就，逐步建立自信。主动学习新的技能，走出舒适区，并培养自己对一些困难、陌生的科目的兴趣，用自己的付出改变弱势，这样获得的成就感会比在熟悉的领域进步而获得的成就感更多。寻求观察者与榜样一致的替代经验，可以帮助大学生有效提高学业自我效能。

3.3 反刍思维和学业拖延症的关系

根据Grunschel的研究，反刍思维造成的认知偏差和情绪低落会导致自我调节失败，导致学业拖延［15］。当个体持续消极地思考过去失败的经历，而非积极寻求解决问题的办法时，就容易陷入痛苦、失望的情绪，从而无法正常进行各种学习活动，这进一步就加剧了学业拖延。与以往研究结果相似，参与本次问卷调研学生的学业拖延症水平处于中等水平［16-17］。对于不同性别医学生的学业拖延得分差异有统计学意义（t=2.229，P＜0.05），男医学生的学业拖延情况多于女医学生。这一结果可能与本研究中女医学生在学业中付出更多时间精力，更少受到游戏等网络诱惑的影响有关。这也提示医学教育工作者应培养医学生的担当意识和责任心，促进健康轻松、良性竞争的学习氛围，从而有效减少学业拖延。

3.4 学业自我效能在反刍思维与学业拖延的中介作用分析讨论

可以分析发现学业自我效能在反刍思维与学业拖延的关系中起着部分中介作用。反刍思维既可以直接作用于学业拖延，又可以间接通过学业自我效能进而作用于学业拖延。此中介模型可解释为：当个体持续消极地思考过去失败的经历，而非积极寻求解决问题的办法时，个体会重复抽取负面讯息，产生自卑心理，使得学业自我效能下降，进而无法正常进行各种学习活动，学业拖延；同时反刍思维造成的认知偏差和情绪低落会直接导致学业拖延。