1. 引言
随着社会的快速发展，大学生已然成为推动社会发展的主要力量。大学生的学习是高等教育的重要体现，与未来社会和国家的发展密不可分。然而，由于大学生活的相对自由性，学习主要依靠自我监督，学业拖延问题已经成为目前高校教育中的一大挑战。对于学业拖延的定义，国外最早由Steel (2007)定义为大学生尽管知道拖延会导致事情走向糟糕、不利的情况但仍然自愿拖延完成学习任务的行为方式。国内外研究发现，在大学生群体中普遍存在学业拖延现象(楚翘，肖蓉，林倩，2010)。刘苏宁，刘穿石(2024)发现医学生学业拖延发生率为36.89%。同样地，Rezaei-Gazki (2024)等人发现70%的医学生存在不同程度的学业拖延情况。随着对学业拖延研究的不断深入，学者们发现学业拖延不仅会对大学生的学业成绩和学术发展带来负面影响(Patrzek et al., 2014)，还会引发焦虑、抑郁等情绪障碍的出现(Rice et al., 2012)。此外，持续的学业拖延行为还会导致形成个体消极认知的出现(Flett et al., 2012)，从而降低个体的主观幸福感。长期的学业拖延会阻碍大学生完成学业任务，进而影响学生自我效能水平，不利于学生的自我发展和完善。在整个教育的过程中，医学专业的大学生因学业压力繁重，学生见习实习等实践活动多、时间长，导致医学生容易发生学业拖延(Bolbolian et al., 2021)。因此，研究医学生的学业拖延现象对于高校人才培养以及促进医学生的健康成长具有重要的意义。
特质焦虑作为焦虑的子维度，强调个体差异。特质焦虑是指个体在任何情境下预先把外界刺激感知为危险、有威胁的倾向(Spielberger et al., 1983)。有研究表明，特质焦虑作为一种稳定的认知倾向，倾向于把接受任务知觉作为一种威胁，产生焦虑抵触情绪，导致个体产生拖延行为(耿靖宇等，2019)。高特质焦虑的医学生面对学业压力及其威胁感知敏感性更高，可能将常规任务评价为“不可承受的挑战”，进而通过拖延行为缓解短期焦虑。尽管现有研究已广泛探讨焦虑情绪对学业拖延的预测作用(李尚儒，李洁，刘晓芹，2016)，然而针对特质焦虑这一稳定人格特质与学业拖延行为的关系，当前研究仍较为匮乏。
学业自我效能感是自我效能感在学习领域的具体体现，是指个体对自己是否有能力完成学业，取得良好成绩和避免学业失败的估计(Bandura, 1977)。大量研究结果表明，具有高学业自我效能感的个体，在完成学业任务的过程中，对自己的能力更为自信，有较高的坚持性，更有毅力完成相应的学业任务。反之，学业自我效能感低的个体在面临困难的任务时，学习动力不足，更倾向于选择逃避任务，进而导致拖延(贾若莹等，2018)。
目前针对特质焦虑、学业自我效能感、学业拖延单一变量或两两相关的研究较多，但将三者结合探讨其内在联系的研究较少。因此，本研究探讨特质焦虑对学业拖延的影响以及学业自我效能感在二者间的中介作用，以期为构建医学教育场景下以人格特质为导向的学业拖延精准干预策略提供循证依据。
2. 对象与方法
2.1. 对象
本次调查研究选取重庆某高校的医学生为研究对象，共发放问卷691份，剔除无效问卷后回收有效问卷545份(有效率78.9%)。
2.2. 方法
2.2.1. 一般情况问卷
一般情况问卷主要涉及的问题包括性别、年龄、年级、专业、是否独生子女、生源地、是否在校期间担任过学生干部和课程平均成绩在班级排名。
2.2.2. 《特质焦虑量表》(TAI)
本研究采用1970年Spielberger et al. (1983)编制，适用于测量普通情境的特质焦虑量表。特质焦虑量表(TAI)共20项目，包括11个正向计分项目和9个反向计分项目。量表采用1~4级的四级评分法，分数越高代表焦虑水平越高。自郑晓华，李延知(1997)等人对其中文版本进行过信效度检验后，该量表在中国得到广泛应用。本研究采用特质焦虑分量表测量被试的特质焦虑情况，本次量表的Cronbach’s α系数为0.85。
2.2.3. 《学业拖延量表》(PASS)
PASS学生版由Solomon和Rothblum (1984)于1984年编制，本研究采用由侯祎，盖乃诚(2008)修订，使用量表的第一部分，共18个项目，包括6个分项目：撰写学期论文、复习备考、老师布置的学业任务、学业管理任务、列席性任务和一般学校活动。采用Likert 5级评分，每个项目1~5分，分数越高说明总体拖延程度越高。各项任务前两题分值相加，判断学生在该任务上是否存在拖延，得分 ≥ 6分表明在此项任务上存在学业拖延。本次量表的Cronbach’s α系数为0.86。
2.2.4. 《学业自我效能感量表》
本研究采用梁宇颂、周宗奎(2000)修订的《学业自我效能感》问卷中前半部分。量表共11题，评分采用5分制，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”，个体得分越高则代表个体的效能感越高。本次量表的Cronbach’s α系数为0.93。
2.3. 统计分析
本研究采用SPSS 27.0软件进行数据分析。首先通过独立样本t检验和单因素方差分析评估不同人口学特征对学业拖延的组间差异；其次应用Pearson积差相关法探讨特质焦虑、学业自我效能感与学业拖延的关联程度；最后基于Hayes开发的PROCESS宏程序Model 4构建中介效应模型，采用Bootstrap法验证学业自我效能感的中介效应显著性。
3. 研究结果
本文主要运用问卷调查的方式展开调查，而且被试对应相对一致，没有变更。由于测量环境、方式相同，所以容易出现误差，结果同质化，无法有效区分结果。本文运用Harman单因素方法对两个变量内容予以共同方法偏差分析。结果发现一共有7个因子对应数值超过1，公共因子对应解释率为27.35%，小于规定的40%，表明结果之间不存在共同方法偏差现象。
3.1. 医学生学业拖延的总体状况
296名(54.31%)医学生存在总体学业拖延。分别有50.83% (277/545)、55.78% (304/545)、29.72% (162/545)、44.95% (245/545)、22.39% (122/545)和22.57% (123/545)的医学生在完成期末论文、期末考试复习、学业管理任务、每周的阅读作业、参加实践活动和学校一般活动上存在学业拖延(见表1)。
Table 1. The current situation of academic procrastination (M ± SD)
表1. 学业拖延现状(M ± SD)
项目 |
人数 |
比例 |
平均分 |
总拖延 |
296 |
54.31% |
29.02 ± 7.47 |
完成期末论文等任务 |
277 |
50.83% |
5.46 ± 1.59 |
期末考试复习 |
304 |
55.78% |
5.60 ± 1.62 |
学业管理任务 |
162 |
29.72% |
4.34 ± 1.76 |
每周的阅读、作业 |
245 |
44.95% |
5.23 ± 1.76 |
参加实践活动 |
122 |
22.39% |
4.19 ± 1.68 |
学校一般活动 |
123 |
22.57% |
4.20 ± 1.69 |
3.2. 医学生学业拖延在一般人口学因素的差异
将学生成绩在班级的排名按照1%~10%、11%~30%、31%~50%、51%~100%分为1~4个等级(等级越高说明成绩排名越靠后)，学业拖延总分在不同成绩等级学生间存在显著差异(F = 7.478, P < 0.001)。学生学业拖延程度表现为成绩排名越靠前，其拖延程度越低。学业拖延总分在不同生源地间存在显著差异(t = 2.948, P < 0.05) (见表2)。
Table 2. The differences of general demographic factors in academic procrastination
表2. 一般人口学因素在学业拖延上的差异性
项目 |
分类 |
学业拖延总分 |
t/F值 |
P值 |
性别 |
男(n = 148) |
28.32 ± 7.71 |
−1.345 |
0.179 |
女(n = 397) |
29.28 ± 7.37 |
|
|
成绩排名 |
1%~10% (n = 163) |
27.14 ± 7.62 |
7.478 |
0.000 |
11%~30% (n = 202) |
28.95 ± 7.28 |
|
|
31%~50% (n = 131) |
30.46 ± 6.39 |
|
|
50%~100% (n = 49) |
31.73 ± 8.87 |
|
|
独生子女 |
是(n = 176) |
28.24 ± 7.54 |
−1.682 |
0.093 |
否(n = 369) |
29.39 ± 7.41 |
|
|
生源地 |
农村(n = 266) |
29.98 ± 7.74 |
2.948 |
0.003 |
城市(n = 279) |
28.11 ± 7.09 |
|
|
学生干部 |
是(n = 250) |
28.71 ± 7.56 |
−0.892 |
0.373 |
否(n = 295) |
29.28 ± 7.39 |
|
|
3.3. 医学生学业拖延、学业自我效能感与特质焦虑的相关分析
学业拖延与学业自我效能感呈显著负相关(P < 0.01)、与特质焦虑呈显著正相关(P < 0.01)，学业自我效能感与特质焦虑呈显著负相关(P < 0.01)。相关分析结果表明，学业拖延、学业自我效能感与特质焦虑适合进行中介效应分析(温忠麟，侯杰泰，张雷，2005) (见表3)。
Table 3. Correlations (r) among academic procrastination, academic self-efficacy and trait anxiety of medical students
表3. 医学生学业拖延、学业自我效能感与特质焦虑的相关(r)
项目 |
1 |
2 |
3 |
1学业拖延总分 |
1 |
|
|
2学业自我效能感总分 |
−0.426** |
1 |
|
3特质焦虑总分 |
0.533** |
−0.611** |
1 |
注：*P < 0.05，**P < 0.01，***P < 0.001，下同。
3.4. 医学生学业自我效能感在特质焦虑与学业拖延的中介效应分析
采用Hayes编制的SPSS宏程序中的Model 4对医学生特质焦虑、学业自我效能感与学业拖延的关系进行多元线性回归分析及中介效应分析。第1步，以学业拖延为因变量，特质焦虑为自变量进行线性回归分析，结果显示特质焦虑对学业拖延行为有显著正向效应(β = 0.533, P < 0.001)；第2步，以学业自我效能感为因变量，特质焦虑为自变量进行线性回归分析，结果显示特质焦虑对学业自我效能感有显著负向效应(β = −0.611, P < 0.001)；第3步，以学业拖延行为为因变量，学业自我效能感、特质焦虑为自变量进行线性回归分析，结果显示，将学业自我效能感引入回归方程后，特质焦虑对学业拖延行为的回归系数变小，但仍然具有显著正向效应(β = 0.435, P < 0.001)，表明学业自我效能感在特质焦虑与学业拖延行为之间起部分中介作用(见表4)。
Table 4. Multiple linear regression analysis of trait anxiety, academic self-efficacy and academic procrastination among medical students
表4. 医学生特质焦虑、学业自我效能感与学业拖延间的多元线性回归分析
步骤 |
因变量 |
自变量 |
回归系数显著性 |
拟合指数 |
β |
t |
R2 |
F |
第1步 |
学业拖延 |
特质焦虑 |
0.533 |
14.680*** |
0.283 |
215.498*** |
第2步 |
学业自我效能感 |
特质焦虑 |
−0.611 |
−17.977*** |
0.372 |
323.175*** |
第3步 |
学业拖延 |
特质焦虑 |
0.435 |
9.592*** |
0.298 |
116.223*** |
|
|
学业自我效能感 |
−0.160 |
−3.524*** |
|
|
进一步采用Bootstrap法进行区间估计，特质焦虑对学业拖延的直接效应及学业自我效能感在特质焦虑与学业拖延之间的中介效应95%CI均不包括0，表明特质焦虑不仅能直接影响学业拖延，而且可通过学业自我效能感的中介作用间接影响学业拖延，其直接效应值为0.664，中介效应值为0.149，分别占总效应的81.67%、18.33% (见表5，中介效应模型见图1)。
Table 5. The mediating effect of academic self-efficacy on trait anxiety and academic procrastination among medical students
表5. 医学生学业自我效能感在特质焦虑与学业拖延的中介效应
项目 |
标准化效应值 |
标准误 |
Boot 95%CI |
相对效应占比(%) |
总效应 |
0.813 |
0.055 |
0.705~0.922 |
|
直接效应 |
0.664 |
0.069 |
0.528~0.800 |
81.67% |
间接效应 |
0.149 |
0.061 |
0.033~0.273 |
18.33% |
Figure 1. The mediating role of academic self-efficacy between trait anxiety and academic procrastination in medical students
图1. 学业自我效能感在医学生特质焦虑与学业拖延间的中介作用
4. 讨论
4.1. 学业拖延的一般情况
本研究结果显示，54.31%的医学生存在不同程度的学业拖延现象，医学生相对于其他专业的学生来说，面临的学习压力较大、专业课程的难度较高，更容易出现焦虑等负向情绪，进而导致学生出现学业拖延行为(刘苏宁，刘穿石，2024)。在不同的学习任务上，学生拖延的程度不一致，说明学生的拖延行为存在一定倾向性。结果表明，绝大部分医学生在期末考试复习和完成期末论文等任务上存在学业拖延。这可能是因为期末复习内容繁杂、论文写作焦虑等任务本身的厌恶性和高压力而触发逃避行为，任务厌恶是拖延行为的核心诱因之一(Steel, 2007)，同时自我效能感不足，如怀疑自己的复习效率、不能很好地完成论文写作等，会抑制个体的行动动机，从而发生拖延行为(Chiu & Klassen, 2009)。
学业拖延在学生成绩和生源地上存在显著差异。拖延导致任务完成时间压缩，学习质量下降，直接影响考试成绩和作业质量。学业拖延常与自我调节能力不足相关(丁婷婷，余秀兰，龚雪，2015)。自我调节能力强的学生能有效管理时间和任务，减少拖延行为，从而提高学习效率和成绩。来自不同生源地的学生可能因家庭文化资本差异(如父母教育水平、学习资源)形成不同的学习习惯(余秀兰，2004)。城市学生通常拥有更多教育资源，可能更早培养时间管理能力，减少拖延。农村学生可能面临更高的经济压力和家庭期望，产生焦虑或自我怀疑，进而诱发拖延。而在性别、是否为独生子女和是否担任过学生干部上的差异没有统计学意义。这与以往的一些研究结果一致(王孟成，杨忍，戴晓阳，2009)，进入到大学之后教学环境相对轻松，学校和老师的监督以及自我管理的水平下降，容易受到外界环境和自身情绪的影响，从而被动地延迟完成自己的目标，因此出现拖延行为。同时在面对不同学习任务时，学生表现出来的拖延程度有所不同，这与以往的研究一致(陈保华，2007)，这可能是不同的学习任务难度不同，面对难度较高的学习任务更容易产生逃避情绪，发生拖延行为。
4.2. 医学生学业拖延与特质焦虑、学业自我效能感的相关性
本研究通过相关分析发现，特质焦虑与学业拖延呈显著正相关，即特质焦虑得分越高则出现学业拖延的可能性越大，这一结论与以往的研究相一致(曹婧，2020；王安丽，程香晴，张永学，2024)。高特质焦虑个体对焦虑情绪的察觉往往比常人更敏感，当出现超出自己能力范围的任务时，高特质焦虑个体的焦虑易感性使其主动选择拖延，逃避任务带来的威胁而获得暂时的放松(Steel et al., 2001)。大学生活虽然相对轻松，但是仍然面临着学业压力和就业压力，对于高特质焦虑的大学生个体来说，在这些压力下容易逃避现实，促进学业拖延行为的产生。
特质焦虑与学业自我效能感呈显著负相关。特质焦虑者倾向于高估情境威胁并低估自身应对能力，通过负面预期削弱个体对学习能力的信心，这种认知偏差可能削弱学业自我效能感(Beck & Clark, 1997)。而高自我效能感个体通过增强问题解决能力、降低威胁感知，间接缓解特质焦虑。Chemers et al. (2001)针对大学生群体的研究表明，学业自我效能感显著预测低特质焦虑。
学业自我效能感与学业拖延呈显著负相关，这与以往的研究相一致(蔡霞等，2020；李德志，王平，2020)。学业自我效能感较低的医学生，常常感到自卑情绪、学习动力和兴趣下降等情况(梁俊凤，李梦琪，白璐，2024)。与低学业自我效能感的医学生相比，高学业自我效能感的医学生一方面能更精准的认知自身学习能力，另一方面对学习目标的坚持性与学业抗压能力上表现更优，因此学业拖延现象较少出现(曹果果，2016)。
进一步回归分析表明，特质焦虑是学业拖延行为产生的一个重要预测因素，能够显著地正向预测学业拖延行为，符合李尚儒(2016)等人的研究结论。特质焦虑是个体中一种稳定的人格特质，有研究表明，人格特质是拖延行为产生的一种影响因素(曹婧，2020)。在以往的研究中，面对要完成的任务时高特质焦虑个体易出现负向情绪，习惯采用拖延的方式来逃避任务，使特质焦虑能够成为预测拖延行为的一个因子(单泓博等，2016)。学业自我效能感能够显著负向预测学业拖延行为，这与之前的研究相一致(倪士光，徐继红，叶霖，2012；Sirois, 2004)，这可能是因为高学业自我效能感的医学生在面对学业任务时保持积极的态度，对自己的能力更有信心，因而较少出现学业拖延。
4.3. 医学生学业自我效能感在特质焦虑与学业拖延之间具有部分中介作用
中介效应分析结果显示，学业自我效能感在特质焦虑与学业拖延行为之间具有部分中介作用，中介效应占总效应的18.33%。这一结果表明，特质焦虑不仅可以直接预测学业拖延，也可以通过学业自我效能感间接影响学业拖延行为。特质焦虑通过削弱自我效能感间接加剧拖延，从而形成“焦虑→低效能→拖延”的恶性循环(Sirois & Pychyl, 2013)。高学业自我效能感的医学生更倾向于将学业任务视为可控挑战(Bandura, 1977)，而非威胁性刺激，从而减少特质焦虑对学业拖延行为的直接驱动。在医学生群体中，面对高复杂性学业任务情境时，学业自我效能感水平较低者会通过认知–动机路径诱发焦虑易感性驱动的任务回避倾向(Rezaei-Gazki et al., 2024)，这种适应性应对机制的失效最终导致适应不良性学业拖延行为的产生。
5. 结论
(1) 学业拖延行为在医学生中较为普遍；(2) 医学生特质焦虑显著正向预测学业拖延，对学业自我效能感有显著负向预测作用；(3) 学业自我效能感可以显著负向预测学业拖延；(4) 学业自我效能感在特质焦虑与学业拖延之间起部分中介作用。
基金项目
本研究得到重庆市自然科学基金面上项目(CSTB2023NSCQ-MSX0431)、重庆市教育科学“十四五”规划2023年度一般课题(K23YG2040466)的资助。
NOTES
*第一作者。
#通讯作者。