楊鳳姣， 郭洵溢， 陳靜， 田艷， 林峰， 鄒濤*

(1.貴州醫(yī)科大學 臨床醫(yī)學院 精神病學教研室， 貴州 貴陽 550004； 2.貴州醫(yī)科大學 醫(yī)學人文學院 醫(yī)學心理學教研室， 貴州 貴陽 550004)

焦慮是一種對未來潛在威脅的持久恐懼狀態(tài)，伴隨著負面影響、自主癥狀、擔憂、提高警惕及被動回避[1]。大學生作為獨特的群體正處于從校園走向社會的關鍵轉型期，受到學業(yè)、人際關系及生活環(huán)境壓力等影響，容易出現(xiàn)焦慮抑郁等各類心理問題，在極端情況下甚至出現(xiàn)自殺及死亡[2]。廣泛性焦慮障礙患病率越來趙高，其形成是生物、心理、社會多種因素作用的結果，可影響個體的身心健康及社會功能[3-4]。既往研究顯示大學生焦慮情緒與學習壓力、生活事件、身體形象等多種心理應激因素相關[5]，負性生活事件是一種應激源，可導致焦慮情緒增加[6]。拖延是個體延遲預期工作的一種非理性行為，盡管預期會產(chǎn)生消極后果，但卻自愿推遲預期的行動進程[7]；拖延與焦慮密切相關，經(jīng)常拖延的大學生在應對生活事件時會有更多的焦慮情緒[8]。時間管理能力是個體在運用時間方式上所表現(xiàn)出來的心理和行為特征[9]，也是影響拖延行為的重要因素[10]，有研究顯示因時間管理能力不足，可致約96%的大學生存在不同程度的拖延行為[11]；同時也是影響大學生焦慮情緒的重要影響因素，有研究顯示大學生的時間管理能力越強，表現(xiàn)出的焦慮情緒越少[12]。以往研究主要集中于應激性事件與焦慮、抑郁的直接作用或其中兩者或三者之間的關系[13]，較少同時關注四者之間的相互作用。因此，本研究在調(diào)查分析大學生日常應激性事件、時間管理能力、拖延行為及焦慮情緒相關性的基礎上，分析時間管理能力和拖延行為是否在日常應激性事件和焦慮情緒間起中介作用，為醫(yī)學生日常應激性事件導致焦慮情緒的心理作用機制提供理論依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用整群抽樣方法于2019年10月抽取在校大學生850人，于各年級抽取相應班級，以每個班級為1個單位進行量表測試，采用統(tǒng)一的指導語、匿名作答，填寫完成后現(xiàn)場回收，在剔除相關無效問卷后，得到有效問卷820份，問卷回收有效率為96%，年齡17～25歲、平均(20.6±1.56)歲，女生618人、男生202人，1年級189人、2年級124人、3年級293人及4年級214人，農(nóng)村651人、城鎮(zhèn)169人，獨生子女90人、非獨生子女730人，漢族498人、少數(shù)民族322人。所有對象均簽署知情同意書。

1.2 研究方法

1.2.1狀態(tài)—特質(zhì)焦慮量表(state trait anxiety scale，STAI)測評 STAI是1983年由Spielberger編制而成，該量表包含40個條目，由狀態(tài)焦慮量表(state anxiety scale，S-AI)和特質(zhì)焦慮量表(trait anxiety scale，T-AI)2個分量表組成，各包含20個條目，內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.86和0.81；其中S-AI量表采用4點計分法，總分越高代表個體狀態(tài)焦慮水平越高[14]。

1.2.2青少年時間管理傾向量表(time management propensity scale for adolescents，ATMD) 測評 ATMD由黃希庭等[9]共同編制而成，包含時間價值感、時間監(jiān)控觀及時間效能感3個維度，項目數(shù)分別為10、24及10項，合計44項，使用5點等級計分法，總分越高說明時間管理能力越強，該量表應用廣泛且信效度較高；量表內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.62～0.81，重測信度系數(shù)為0.71～0.85，Cronbachα系數(shù)為0.92。

1.2.3學生日常社會與學業(yè)事件量表(student eaily social and academic events scale，SHS)測評 SHS由Blankstein編制、姚樹橋等翻譯并修訂，用于學生在各個方面所經(jīng)歷的應激性事件的自評方式的問卷，包含日常生活關系應激、學業(yè)應激及一般知覺應激3個維度，共30項，采用0～6分的7級等級計分，得分越高說明學生所遇應激的頻率越高、程度越重[15-16]；量表的Cronbachα系數(shù)為0.93～0.97。

1.2.4一般拖延問卷(general delay questionnaire，GPS)測評 GPS由Lay編制，中文版于2010年修訂，共包含20個條目，采用Liker5點式評分法，其中10個條目為反向計分，總分越高，拖延行為越嚴重，修訂后測得內(nèi)部一致性系數(shù)為0.833[17]。

1.2.5評定方法 由2名經(jīng)過統(tǒng)一培訓的心理學碩士研究生以班級為單位、在相同時間內(nèi)進行統(tǒng)一評定，為了控制變量，測試過程由其中1名研究生宣讀指導語，另一名研究生做協(xié)助性工作。由班長協(xié)助量表的發(fā)放、回收，整個量表評定過程耗時30 min；同時告知學生該問卷調(diào)查工作的保密性及自愿性。

1.3 統(tǒng)計學分析

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

在問卷測試過程中采用匿名方式作答，打亂題目順序，為求更進一步減少偏差，根據(jù)量表要求中相關題目使用反向計分。分析數(shù)據(jù)過程中為檢驗共同方法偏差使用Harman單因素檢驗法，檢驗結果示特征根植>1共有8個，按照降序排列后第1個因子解釋的變異量為27.47%，變異量<40%可認為該研究偏差在合理范圍內(nèi)。

2.2 人口統(tǒng)計學特征

除性別、生源地、年級外(P>0.05)，醫(yī)學生GPS總分在是否為獨生子女方面比較，差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)；醫(yī)學生ATMD總分在性別、生源地、是否為獨生子女方面比較，差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05)；在年級方面比較，差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。醫(yī)學生時間價值感和時間效能感均分在性別、生源地、年級、是否為獨生子女方面差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05)。醫(yī)學生時間監(jiān)控觀均分在在性別、生源地、是否為獨生子女方面，差異無統(tǒng)計學意義；在年級方面比較，差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。醫(yī)學生焦慮情緒均分在在性別、生源地、年級方面，差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05)；在是否為獨生子女方面比較，差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。見表1。

表1 不同人口統(tǒng)計學特征醫(yī)學生的ATMD、GPS及Tab.1 The total score of ATMD, GPS， and S-AI of medical students with different

2.3 SHS、ATMD、GPS及S-AI的關系

相關性結果顯示，醫(yī)學生GPS總分與ATMD總分及各個維度呈負相關(P<0.01)，S-AI總分與ATMD及各個維度呈負相關(P<0.01)，S-AI總分與GPS總分呈正相關(P<0.01)，SHS總分與ATMD總分呈正相關(P<0.01)。見表2。

表2 醫(yī)學生SHS、ATMD、GPS及S-AI的關系Tab.2 The relationship between SHS, ATMD, GPS, and S-AI in medical students

2.4 回歸分析

在相關分析基礎上，采用回歸分析進一步探討SHS、ATMD、GPS及S-AI之間的關系，結果表明，SHS、ATMD、GPS對S-AI有一定預測作用(P<0.001)，GPS、ATMD對SHS有一定預測作用(P<0.01),GPS對ATMD有一定預測作用(P<0.001)。見表3。

表3 醫(yī)學生SHS、ATMD、GPS及S-AI的逐層回歸分析Tab.3 Layer-by-layer regression analysis of SHS, ATMD, GPS, and S-AI in medical students

2.5 SHS、ATMD、GPS及S-AI的結構方程模型

在相關分析和回歸分析基礎上，采用AMOS24.0軟件構建路徑模型，分析醫(yī)學生SHS、ATMD、GPS及S-AI之間的路徑關系，可以得到模型指標分別為χ2/df=1.786、GFI=1.786、IFI=0.993、CFI=0.993、NFI=0.985、TLI=0.988、RMSEA=0.039，本研究結果顯示指數(shù)均符合模型擬合較好的指標范圍內(nèi)。表明日常應激性事件→時間管理能力→拖延行為→焦慮情緒是一條重要的作用路徑，時間管理能力和拖延行為均為中介。見圖1。

圖1 醫(yī)學生SHS、ATMD、GPS及S-AI的路徑分析Fig.1 Pathway analysis of SHS, ATMD, GPS, and S-AI in medical students

3 討論

本研究在分析數(shù)據(jù)過程中為檢驗共同方法偏差使用Harman單因素檢驗法，檢驗結果示特征根植>1共有8個，按照降序排列后第1個因子解釋的變異量為27.47%，根據(jù)湯丹丹等[18]對于共同方法偏差的研究表明變異量<40%可認為該研究偏差在合理范圍內(nèi)。故本研究進行進一步的相關分析、回歸分析及中介分析。

本研究結果表明，醫(yī)學生ATMD總分及時間監(jiān)控感均分在年級上的差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)，且4年級大學生得分最高，其次是1年級。這可能與4年級大學生時間管理水平更高有關，利于緩解畢業(yè)和就業(yè)帶來的壓力；1年級大學生從高中步入大學生活，還保留高中良好的應試模式及學習習慣，自制力高，可合理計劃、安排及分配時間；2、3年級同學學習較懈怠，在時間管理水平稍松懈[19]。本研究結果顯示，獨生子女大學生S-AI得分均高于非獨生子女(P<0.05)，獨生子女更容易產(chǎn)生焦慮、抑郁等負性情緒，這與Camemn 等[20]研究結果一致，這可能與缺少兄弟姐妹支持、容易敏感及適應能力差等因素有關。本研究結果顯示，獨生子女大學生GPS均高于非獨生子女(P<0.05)，這與王春曉等[21]研究結果一致，可認為獨生子女家庭的孩子會得到更多寵愛與干涉，很多事情由父母代勞，孩子缺乏獨立行為的能力，容易表現(xiàn)出拖延行為。

本研究相關分析結果顯示，醫(yī)學生的SHS、ATMD、GPS及S-AI均呈相關(P<0.01)，這說明焦慮情緒的形成與這三者密切相關。在相關性分析的基礎上，為進一步探討四者之間的關系，在控制各種人口變量后，以S-AI為因變量，其余3者為自變量進行回歸分析；結果顯示，SHS、ATMD及GPS對S-AI有一定的預測作用(P<0.01)，說明大學生遭遇應激事件頻率越高、拖延行為越多、時間管理能力越弱，表現(xiàn)出來的焦慮情緒越多。為進一步探索三者之間的關系，以SHS為因變量，ATMD、GPS為自變量進行回歸分析；結果顯示，ATMD、GPS對SHS有一定的預測作用(P<0.01)，說明大學生拖延行為越多、時間管理能力越弱，遭遇應激事件頻率越高；GPS對ATMD有負向預測作用(P<0.001)，說明時間管理能力越強，拖延行為越少。

本研究在回歸分析的基礎上進行了中介分析，χ2/df的理論期望值表示模型擬合愈好；探索結果顯示日常應激性事件→時間管理能力→拖延行為→焦慮情緒的這樣一條路徑模擬良好。日常應激性事件是通過時間管理能力和拖延行為之間的鏈式中介來影響焦慮情緒的，日常應激性事件對焦慮情緒有一定的預測作用，這與以往的研究結果一致[22]。除了直接的預測作用外，日常應激性事件還能通過拖延行為的中介作用來影響焦慮情緒，經(jīng)歷了一些應激事件后，個體拖延行為的表現(xiàn)越多，越有可能產(chǎn)生焦慮情緒。個體的拖延程度易受到應激水平的影響，當個體壓力很大的時候，反而更容易出現(xiàn)拖延，拖延行為則導致焦慮情緒的發(fā)生[23]。路徑分析進一步顯示，日常應激性事件還能通過時間管理和拖延行為的鏈式中介作用來影響焦慮情緒，但個體的應激事件對于拖延行為的直接效應不顯著，只能通過時間管理的間接作用來影響拖延行為，這與此前的研究一致，即越善于管理、利用時間的大學生，其焦慮程度就越低[24]。時間管理能力是影響拖延行為的重要因素，大學生可以通過自己有計劃的各種合理安排、時間管理行為來調(diào)節(jié)壓力和緩解緊張[25]。不良時間管理能力可引起大學生的拖延行為，時間管理能力對拖延水平具有預測作用，拖延行為使得學生不能順利地完成任務，給其學業(yè)和心理健康帶來負面影響[23，26]。進行時間管理是對學生的焦慮和學習動機非常有效的方法之一[27]。因此，在遭遇應激事件后，大學生需要加強時間管理能力，更合理的分配時間，提高做事效率、及時完成任務以減少拖延行為的出現(xiàn)，從而減少焦慮情緒的產(chǎn)生。

綜上所述，大學生正處于心理韌性需要完善的過程，會面臨許多應激事件如學習壓力、生活環(huán)境及人際關系等多重因素帶來的影響，容易出現(xiàn)焦慮、抑郁等負性情緒。日常應激性事件-時間管理能力-拖延行為-焦慮情緒的路徑，提示大學生要增強時間管理管理能力，減少拖延行為，更有利于減少大學生負性情緒的產(chǎn)生，從而維護大學生的心理健康。