大學生手機成癮對學業(yè)拖延的影響
——學業(yè)延遲滿足的中介作用

阮 慷

(廈門大學 教育研究院，福建 廈門361005)

學業(yè)拖延(academic procrastination)是指不必要地拖延學習任務以至于產(chǎn)生心理不適感的行為[1]，或是在學業(yè)上表現(xiàn)出來的自愿地延遲學業(yè)任務的行為[2]。學業(yè)拖延現(xiàn)象普遍存在于國內(nèi)外各大高校，已有數(shù)據(jù)顯示，80%的北美大學生存在學業(yè)拖延問題[3]，國內(nèi)相關研究顯示，有69%的大學生受到學業(yè)拖延帶來的消極影響[4]。這些消極影響不僅會阻礙個體學術方面的發(fā)展[5]，還會引發(fā)焦慮、抑郁、愧疚等一系列負性情緒[6]。因此，關注大學生學業(yè)拖延問題并進行深入調(diào)查和研究，兼具實踐和理論意義。手機成癮(mobile phone addiction)被視作導致學業(yè)拖延新的前因變量之一。但當前關于手機成癮對大學生學業(yè)拖延內(nèi)在影響機制的研究仍然較少，基于此，本研究探索手機成癮對大學生學業(yè)拖延的影響以及驗證學業(yè)延遲滿足(academic delay of gratification)的中介作用，以期為改善當前大學生學業(yè)拖延狀況提供參考。

1 資料與方法

1.1 研究對象 2018年1月1日，采用滾雪球法向浙江省各大高校發(fā)放線上調(diào)查問卷。問卷全部設定為匿名填寫。截止至當月20日，共回收問卷442份。在剔除無效問卷，如填寫時間過短、連續(xù)五題及以上選項相同的問卷后，最終納入本次研究的有效問卷為400份，有效率90.5%。400例研究對象來自浙江省26所高校，男生172人，女生228人；“985”、“211”高校48人，非“985”、“211”的一本、二本高校162人，獨立學院125人，高職高專65人；人文社科185人，理工科215人；大一260人，大二61人，大三37人，大四42人。

1.2 研究工具

1.2.1 學業(yè)拖延量表-學生版(PASS)Part 1 由Solomon和Rothblum聯(lián)合編制，中文版經(jīng)關雪菁修訂而成[7]，共含18個項目，旨在測量學生在撰寫學期論文、備考、完成課程作業(yè)、學業(yè)管理任務、參與任務、其他一般學校活動等六種不同學習任務上的拖延頻率、拖延是否會帶來麻煩、減少拖延行為的意愿。采用Likert5點計分，在拖延頻率和拖延是否會帶來麻煩兩方面得分越高，拖延行為傾向越嚴重。量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.84[8]、0.85[9]，而本研究中Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.938。

1.2.2 大學生智能手機成癮量表(SAS-C) 國內(nèi)首個中文版本的智能手機成癮量表，由蘇雙等人編制[10]，共22個項目，分為戒斷行為、突顯行為、社交安撫、消極影響、App使用、App更新等6個維度。采用Likert5點計分，從1分代表“非常不符合”到5分代表“非常符合”，評分越高代表智能手機成癮程度越高。其Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.88，重測信度為0.93，在本研究中為0.946，具有良好的信度。

1.2.3 大學生學業(yè)延遲滿足量表(ADOGS) 由Bembenutty及其助手于1998年編制，后經(jīng)劉玲花等人進行本土化翻譯修訂后，成為國內(nèi)測量學業(yè)延遲滿足使用最多的一種量表[11]。修訂后量表包含“課堂”、“課下”兩個維度共10個項目，項目均為兩難問題情境。采用Likert4級評分，評分越高，學業(yè)延遲滿足水平越高，反之越低。量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.848，在本研究中則為0.920。

1.3 統(tǒng)計學處理 使用SPSS 21.0統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)整理與分析，運用AMOS 21.0軟件以及Bootstrap法構(gòu)建中介效應的結(jié)構(gòu)方程并作進一步檢驗。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗 在本研究調(diào)查中，因?qū)ν槐辉囃瑫r使用3個量表進行測量，容易產(chǎn)生由共同方法變異所導致的共同方法偏差問題。對此，本研究采用Harman單因子檢驗方法予以檢驗，結(jié)果顯示，在未旋轉(zhuǎn)情況下共有八個因子的初始特征值大于1，并且第一個因子解釋的變異量為34.767%，低于40%的臨界標準。因此可判定，本研究中的共同方法偏差問題并不明顯。

2.2 大學生學業(yè)拖延的基本現(xiàn)狀分析 400名大學生被試的學業(yè)拖延得分呈正態(tài)分布，分值1～5分，平均2.71±0.84分。得分高于中間值3分的被試有126名，占總樣本的31.5%。在考察的六項學習任務中，備考、學業(yè)管理任務、完成課程作業(yè)和撰寫學期論文的拖延程度相對較高。被試減少拖延行為意愿的平均分為3.31±1.13分，最低分1分，最高分5分，得分高于3分的有197人，占總樣本的49.25%。見表1。

表1 大學生學業(yè)拖延的基本現(xiàn)狀(分)

2.3 大學生手機成癮、學業(yè)延遲滿足、學業(yè)拖延的相關分析 運用Pearson相關分析對手機成癮、學業(yè)延遲滿足、學業(yè)拖延三者之間的相關性進行計算發(fā)現(xiàn)，三者兩兩之間均存在0.01水平顯著的相關關系。如表2所示：手機成癮與學業(yè)延遲滿足顯著負相關；手機成癮與學業(yè)拖延顯著正相關；學業(yè)延遲滿足與學業(yè)拖延顯著負相關。這些相關關系的存在是進行中介效應分析的前提條件。

表2 大學生手機成癮、學業(yè)延遲滿足、學業(yè)拖延的相關分析(r)

注：**P<0.01。

2.4 手機成癮組與對照組的學業(yè)延遲滿足、學業(yè)拖延的比較分析 將手機成癮平均分降序排列，設定前27%的108名大學生被試為手機成癮組(平均分>3.50)，后27%的108名大學生為對照組(平均分<2.55)，即手機正常使用組。t檢驗結(jié)果如表3所示，手機成癮組和對照組在學業(yè)延遲滿足、學業(yè)拖延方面差異顯著(P<0.001)。

表3 手機成癮組與對照組學業(yè)

注：***P<0.001。

2.5 學業(yè)延遲滿足的中介效應檢驗 采用AMOS 21.0軟件建立學業(yè)延遲滿足在手機成癮影響學業(yè)拖延中的中介作用模型。在該模型中，以手機成癮、學業(yè)延遲滿足、學業(yè)拖延三個變量為潛變量，變量本身的維度為各自的觀察變量。考慮到學業(yè)拖延這一潛變量沒有明確的維度，故將其包含的12個項目按拖延頻率、拖延是否會帶來麻煩進行分組打包，并以拖延一、拖延二命名作為其觀察變量。最終得到模型擬合度：χ2/df=3.337，RMSEA=0.077，AGFI=0.914，TLI=0.959，GFI=0.950，CFI=0.971，各項擬合指數(shù)良好，模型可以被接受，且所有的路徑系數(shù)均達到顯著水平。通過AMOS分析結(jié)果可知，手機成癮對學業(yè)拖延不僅能進行直接的影響，還能通過學業(yè)延遲滿足進行間接的影響，學業(yè)延遲滿足在手機成癮對學業(yè)拖延的內(nèi)在影響機制中起部分中介作用。見圖1。

圖1 學業(yè)延遲滿足的中介作用模型

在此基礎上，運用Bootstrap法進行進一步分析驗證。設置重復抽樣5000次，計算95%的置信區(qū)間，結(jié)果顯示，區(qū)間(LLCI=0.1023，ULCI=0.2481)中沒有包括0，說明學業(yè)延遲滿足在手機成癮對學業(yè)拖延的影響中起到的中介效應顯著，中介效應為0.1745，占總效應的27.54%(見表4)。在對學業(yè)延遲滿足控制后，區(qū)間(LLCI=0.3586，ULCI=0.5597)仍不含0，說明手機成癮對學業(yè)拖延的直接效應亦顯著。由此可見，學業(yè)延遲滿足在手機成癮對學業(yè)拖延的影響中發(fā)揮的是部分中介效應。此外，由學業(yè)延遲滿足在手機成癮與學業(yè)拖延間的中介效應(0.1745)與直接效應(0.4591)符號相同可知，除學業(yè)延遲滿足外，本研究模型可能尚存其他的互補中介。

表4 學業(yè)延遲滿足在手機成癮對學業(yè)拖延影響的中介效應分析

3 討論

3.1 大學生學業(yè)拖延的現(xiàn)狀 本研究所得大學生學業(yè)拖延水平的結(jié)果與其他學者運用相同量表得出的結(jié)果基本一致：接近但略低于中間值3[12]。總體來說，大學生群體的學業(yè)拖延水平并不嚴重，且有近半被試表示出較高的改變拖延的期望。通過進一步分析發(fā)現(xiàn)，得分高于3分人數(shù)占總?cè)藬?shù)的31.5%，說明有相當一部分大學生存在學業(yè)拖延情況，且這種拖延廣泛體現(xiàn)在備考、完成課程作業(yè)、撰寫學期論文、學業(yè)管理任務等多種學習任務上。

3.2 大學生手機成癮對學業(yè)拖延的影響 本研究結(jié)果顯示，手機成癮能夠直接正向影響學業(yè)拖延，大學生手機成癮程度越高，其學業(yè)拖延行為越嚴重。這與前人的觀點相吻合[13]。近年來，隨著智能手機的普及及其通信功能、網(wǎng)娛應用的快速發(fā)展，大學生群體的手機成癮程度趨向于更高，手機成癮的均分達到67.05±17.3分，高于原量表制作者于2014年所得的60.7±12.8分。手機成癮程度愈高，個體沉迷于手機的時間就愈長，進而學業(yè)任務就愈加地推后與拖延[14-15]。從人格因素角度來看，手機依賴者往往伴隨著較低水平的自尊，而低水平自尊的個體出于自身心理防御的需要，為避免顯露自身能力不足通常會選擇較少地投入時間、精力于學業(yè)任務中，從而造成不同程度的學業(yè)拖延[16]。因此，高校學生工作者，特別是輔導員、心理健康咨詢教師有必要對學生的手機使用情況予以關注和合理的約束，更有必要對表現(xiàn)出手機成癮傾向的學生施以及時的干預與引導，避免手機成癮對學生的學業(yè)發(fā)展產(chǎn)生更大的消極影響。與此同時，學生個人、家長、以及社會等方面也應積極調(diào)動自身力量參與到問題的解決過程中來。

3.3 學業(yè)延遲滿足在手機成癮對學業(yè)拖延影響中的中介作用 從上述檢驗結(jié)果可知，學業(yè)延遲滿足對手機成癮與學業(yè)拖延的關系起了部分中介影響作用，其影響路徑為：手機成癮—學業(yè)延遲滿足—學業(yè)拖延，即手機成癮可通過學業(yè)延遲滿足間接影響學業(yè)拖延。通常情況下，個體的手機成癮程度越高，其學業(yè)延遲滿足水平越低。這在本研究中也已得到驗證：手機成癮與學業(yè)延遲滿足呈顯著負相關，并且手機成癮能夠顯著負向預測學業(yè)延遲滿足。手機成癮者通常伴隨著較差的自控力，缺乏對自身學習行為的有效監(jiān)控，在面對眼前誘惑(如手機)時更易放棄追求更有價值的長遠學習目標，表現(xiàn)出較低的學業(yè)延遲滿足水平。而學業(yè)延遲滿足作為一種優(yōu)秀的自控力，個體的水平越高越能夠?qū)ψ陨韺W業(yè)行為進行有效的調(diào)控，進而減少學業(yè)拖延情況的發(fā)生；反之，則會使個體易為眼前的即時滿足所吸引，做出拖延的決策，進而做出學業(yè)拖延行為。這提醒我們，要想改善當前大學生學業(yè)拖延現(xiàn)狀，除了要考慮矯正大學生手機成癮傾向外，還有必要從提升自我控制能力和學業(yè)延遲滿足水平的角度進行深入的思考。

整體來說，大學生學業(yè)拖延水平處于中等程度，且有近半大學生表示出較高的改變拖延的期望。但是存在約三分之一的大學生表現(xiàn)出較為嚴重的學業(yè)拖延傾向，這一現(xiàn)狀應得到教育者的重視。手機成癮不僅能夠直接影響學業(yè)拖延，亦能夠通過學業(yè)延遲滿足間接影響學業(yè)拖延。學業(yè)延遲滿足在手機成癮對學業(yè)拖延的影響中起著部分中介作用。

4 不足與展望

本研究尚存一些不足，需要在今后的研究中加以突破和完善。首先，本研究只采用了問卷法這樣一種自我報告形式的研究方法。在實際調(diào)查中，被試主觀方面的干擾很可能會對最終研究結(jié)果的客觀性、準確性產(chǎn)生影響。因此，在后續(xù)的研究中可考慮輔之以訪談法、實驗法等其它研究方法。此外，本研究選用的量表雖然均具有良好的信、效度且在相關領域得到廣泛使用，但是存在著老舊、本土化程度不高等弊端，需要進一步修訂，使其更加貼合我國大學生的當前實際。其次，在調(diào)查取樣上，大一學生的樣本量遠多于其他年級，這在一定程度上會影響到本研究的外部效度。因此，在未來的研究中，應注意取樣的均衡性，以形成更可靠、準確的研究結(jié)論。再者，本研究主要調(diào)查臨近考試時大學生的學業(yè)拖延情況，沒有涉及到對平時學習生活中拖延情況的分析，在今后的研究中應加以補充并進行比較分析，以增加研究結(jié)果的可推廣性。其四，在中介效應檢驗的過程中我們發(fā)現(xiàn)，除了學業(yè)延遲滿足這一中介外，還存在其它的互補中介。對此，在未來研究中可進行深入探討，以發(fā)現(xiàn)更多改善大學生學業(yè)拖延的途徑及對策。