王金仙，姚 瑞，曹冰瑩，秦素霞

（黔南民族醫(yī)學高等專科學校，貴州 都勻 558000）

自我效能感的概念由美國心理學家班杜拉首次提出，是指個體對自身能否利用所擁有的技能去達成某項特定成就目標的自信程度[1]。大學生是個體成長的重要時期，自我效能感的高低主要反映個體對自身是否可以利用恰當有效的方法，按時完成學習任務、順利完成學業(yè)目標以及在日常生活中能夠協(xié)調(diào)好學習、生活及人際關系等方面的預期和自信。因此大學生的自我效能感與其學習、生活乃至身心健康都有著密切的聯(lián)系。以往研究表明，自我效能感與學習拖延呈顯著負相關（P＜0.05），自我效能感能夠預測學業(yè)拖延[2-3]。手機成癮又稱手機依賴，是指個體毫無節(jié)制、缺乏自我控制導致的因濫用智能手機而產(chǎn)生的一種行為成癮。當忘帶手機或當手機無法使用時，輕者出現(xiàn)情緒異常波動，重者可出現(xiàn)嚴重的軀體反應[4]。大學生是使用智能手機的重要群體，大學生群體中手機成癮現(xiàn)象比較普遍，手機成癮不僅對其學習、交際等日常生活造成影響[5-6]，同時也給其生理和心理方面帶來許多負面影響[7-8]。本研究就醫(yī)專護生的自我效能感與拖延行為的關系進行驗證性研究，并引入手機成癮這個與其密切相關的重要因素，建立中介假設，探討三者之間的關系及其可能存在的中介作用，以期對護生的健康教育更具有針對性和有效性。

1 對象與方法

1.1 對象

采用整群抽樣法，以班級為單位對我校護理專業(yè)大一、大二年級的8 個班級進行集體施測，主試詳細講解指導語后，要求被試約在30 分鐘內(nèi)完成全部問卷。發(fā)放問卷共450 份，回收整理后得有效問卷421 份（有效應答率93.6%）。被試年齡19～24 歲，平均（20±1.13）歲；其中男生43 名（10.21%），女生378名（89.79%）；大一年級230 名（54.63%），大二年級191 名（45.37%）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般自我效能感量表（General Self-Efficacy Scale，GSES） 該量表由德國心理學家Ralf Schwarzer 等人編制，中文版GSES 由王才康等[9]翻譯修訂。量表共10 個條目，均為單維量表，用于測量非特定領域的自我效能感。采用1（完全不正確）～4（完全正確）4 級計分，量表總得分越高表明個體自我效能感越強。該量表具有良好的信效度，其中內(nèi)部一致Cronbach 's α系數(shù)為0.87。

1.2.2 非理性拖延行為問卷（Irrational Procrastination Scale，IPS）[10]問卷包含9 個項目，采用1（非常不同意）～5（非常同意）5 級計分，項目總得分越高，表明個體非理性拖延程度越嚴重。非理性拖延也常被定義為消極拖延，指的是盡管意識到延遲的糟糕后果，但個體依然因自我調(diào)節(jié)失敗而導致的非理性延遲現(xiàn)象[11]。中文版IPS 具有較好的信效度，其中量表的Cronbach'α 系數(shù)為0.883[11]。

1.2.3 手機成癮傾向量表（Mobile Phone Addiction Tendency Scale，MPATS）[12]該量表由熊婕等人編制，包含戒斷性、凸顯性、社交撫慰和心境改變4 個維度，共16 個條目，各條目均采用1（非常不符）～5（非常符合）5 級計分法，得分越高表明手機成癮傾向越嚴重。該量表具有良好的信效度，在國內(nèi)研究中已被多次應用。

1.3 統(tǒng)計學方法

采用SPSS18.0 軟件對數(shù)據(jù)進行處理，統(tǒng)計學方法包括共同方法偏差分析、Pearson 相關分析、多元線性回歸分析，運用Preacher 等[13]編制的SPSS Process 插件進行Bootstrap 法檢驗，設在95%置信區(qū)間下，隨機抽樣5 000 次完成運算，計算中介效應。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因素檢驗法將問卷所有題項都放到一個探索性因素分析中，檢驗未旋轉的因素分析結果。結果表明，第1個公共因子的解釋率為14.94%，低于臨界值40%的標準[14]。因此，可推斷共同方法偏差效應未對本研究造成較大影響。

2.2 主要變量的描述統(tǒng)計和相關性分析

大二年級護生的自我效能感高于大一年級護生，二者均分差異有統(tǒng)計學意義（t=2.533，P＜0.05）；不同年級護生的手機成癮傾向和拖延均分差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）；不同性別護生的自我效能感、手機成癮傾向和拖延均分差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。醫(yī)專護生自我效能感均分為（2.59±0.42）分，拖延均分為（3.18±0.42）分，手機成癮傾向均分為（2.77±0.47）分。護生拖延均分與自我效能感呈顯著負相關（P＜0.01），與手機成癮傾向呈顯著正相關（P＜0.01），自我效能感與手機成癮傾向呈顯著負相關（P＜0.01）。見表1。

表1 醫(yī)專護生各變量的描述性統(tǒng)計和相關性分析（±s，分）

表1 醫(yī)專護生各變量的描述性統(tǒng)計和相關性分析（±s，分）

注：1）P＜0.01

項目戒斷性凸顯性社交撫慰心境改變MPATS 均分GSES 均分IPS 均分得分3.04±0.59 2.58±0.68 2.79±0.71 2.65±0.66 2.77±0.47 2.59±0.42 3.18±0.42戒斷性凸顯性社交撫慰心境改變MPATS 均分GSES 均分0.4201）0.2501）0.3401）0.6701）-0.2361）0.3511）0.3471）0.4511）0.7741）-0.2381）0.3271）0.3391）0.6921）-0.2161）0.2461）0.7411）-0.1681）0.2761）-0.2971）0.4131）-0.4561）

2.3 手機成癮傾向的中介效應分析

以拖延均分為應變量，自我效能感、手機成癮為自變量進行階層回歸分析。結果顯示：護生自我效能感對其拖延和手機成癮傾向有負向預測作用（P＜0.01），解釋率分別為20.6%、8.6%；手機成癮傾向和自我效能感能共同預測護生的拖延行為（P＜0.01），解釋率為28.9%。采用Bootstrap 法對手機成癮傾向在自我效能感和拖延之間的中介效應進行檢驗。結果表明，護生手機成癮傾向在自我效能感和拖延之間的中介效應顯著，中介效應的95%置信區(qū)間不包含0，中介效應的大小為-0.115。同時，自我效能感對拖延的直接效應也顯著，置信區(qū)間不包含0，表明手機成癮傾向在自我效能感對拖延的影響中起著部分中介作用，中介效應占總效應量的19.9%。因中介效應與直接效應符號相同，表明本研究可能遺漏了與模型中假設的中介效應方向一致的中介變量[15]。具體結果見表2、表3。

表2 中介分析中各變量的回歸分析

表3 手機成癮傾向的中介效應分析

3 討論

3.1 醫(yī)專護生自我效能感、手機成癮傾向、拖延的特點

本研究結果顯示：醫(yī)專護生的自我效能感均分（2.59±0.42）分，處于中等水平，這與以往研究結果相近[9，15]，說明護生總體上能對自身的能力有一個正確的主觀評價與判斷，是護生自尊心與自信心的反映，同時表明護生在自我效能感上仍有很大的提升空間。其中大二年級護生的自我效能感高于大一年級護生（P＜0.05），大一年級護生在面對新的學習和生活環(huán)境時，尤其是面臨各種繁重復雜的醫(yī)學課程和考核時，因缺乏適應的自信心，自我效能感降低。隨著適應性的增強，大二年級護生開始呈現(xiàn)比較穩(wěn)定的上升趨勢。護生拖延均分為（3.18±0.42）分，手機成癮傾向均分為（2.77±0.47）分，呈中等偏上水平，表明護生手機依賴和拖延行為較為普遍，應引起教育工作者的足夠重視。不同性別護生的自我效能感、拖延和手機成癮傾向均分差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。自我效能感和手機成癮傾向是否存在性別差異目前尚有爭議[9，15-17]，有待進一步深入研究。

3.2 自我效能感、手機成癮傾向、拖延三者之間的相關性

Pearson 相關性分析顯示，護生的自我效能感與拖延呈顯著負相關（P＜0.01），即自我效能感越高的護生其拖延行為越輕，和已有的研究結果一致[2-3，18]。護生的自我效能感反映他們對自己能否利用自身能力或現(xiàn)有資源去完成相應的學習和生活任務的一種自信程度，是護生對自身控制行為和能力的一種主觀評價及感受。自我效能感高的護生對自身期望值較高，面對困難或挑戰(zhàn)性任務時，他們樂于付出努力和采取策略，所以能夠按時完成任務，減少拖延。自我效能感低的護生則恰恰相反，他們對自己克服困難的能力表示懷疑，不能堅持以最大的努力去迎接挑戰(zhàn)，從而導致拖延。本研究還表明，護生手機成癮傾向與自我效能感呈顯著負相關（P＜0.01），與拖延呈顯著正相關（P＜0.01）。即自我效能感較低的護生較自我效能感較高的護生更容易手機成癮；手機成癮傾向越重，拖延行為越嚴重。一方面，當個體自我效能感的發(fā)展遇到威脅時，個體出于自我保護的需求，會借助一定的行為加以補償，從而彌補其在現(xiàn)實生活中無法獲取的自信和成就感，手機成癮就屬于其中的一種；另一方面，因對任務興趣的缺乏或難度的增加導致個體的完成動機缺乏，從而表現(xiàn)出懶惰和回避或拖延任務，并沉溺于玩手機等一些能夠帶來即時快樂的活動，甚至無法自拔，因而手機成癮傾向越重，拖延行為越嚴重。

3.3 手機成癮傾向在自我效能感和拖延之間的中介效應

本研究結果顯示，醫(yī)專護生手機成癮傾向和自我效能感對其拖延分別具有正向和負向預測作用。自我效能感可以負向預測手機成癮傾向，提示提高護生自我效能感可以有效降低手機成癮傾向，二者共同減少拖延。中介效應檢驗結果表明，護生手機成癮傾向在自我效能感與拖延之間的中介作用成立。說明自我效能感低可以直接導致護生拖延行為，也可以因護生自信心不強，堅持和努力程度不足，沒有產(chǎn)生良好的自我效能感導致的自卑和挫敗感而引發(fā)較高的手機成癮，手機成癮進一步導致拖延。這個結果對預防和降低護生的拖延行為有一定的參考價值。大學生個性尚不成熟和穩(wěn)定，缺乏駕馭情感的意志力，對自我的認識還在不斷進行中，因此呈現(xiàn)出自我效能感的不穩(wěn)定性[19]。班杜拉認為，成功體驗是提高個體自我效能感最有效的方式。提示護理教育者在教學活動中應考慮護生的個體差異，盡量安排難度不同的任務，多對護生進行表揚和鼓勵，同時發(fā)揮榜樣示范作用，以增強護生的自信心和學習成就，提高護生的自我效能感。

4 結語

本研究提示自我效能感對護生拖延行為同時存在直接與間接效應，手機成癮傾向在自我效能感與拖延之間有部分中介效應。這提示提升護生自我效能感，減少其手機依賴，有助于改善護生拖延行為。