大學(xué)生手機成癮對學(xué)業(yè)自我效能感的影響
——學(xué)業(yè)拖延的中介作用

林白樺 趙 琴 陳雨婷

0 引言

隨著手機自媒體軟件的不斷更新和各種服務(wù)平臺的逐漸豐富，越來越多的高校學(xué)生沉迷于手機的娛樂功能，甚至影響正常的學(xué)業(yè)及生活。手機成癮（Mobile phone addiction）也稱手機依賴、病理手機使用[1]，手機成癮在大學(xué)生群體中具有較高的檢出率（21.4%～27.4%）[2]。此外，陳娟娟（2020）發(fā)現(xiàn)，手機成癮能夠顯著正向預(yù)測學(xué)生的抑郁、焦慮及壓力[3]。

以往研究表明，手機成癮對學(xué)業(yè)拖延和學(xué)業(yè)自我效能感均存在影響。學(xué)業(yè)拖延（Aca demic procrastination）學(xué)生在學(xué)習(xí)活動或者學(xué)習(xí)情況中，將學(xué)業(yè)任務(wù)延后、推遲完成的行為或行為傾向[4]。主要表現(xiàn)在學(xué)業(yè)任務(wù)因各種原因擱置不理，考試前幾天“臨時抱佛腳”等，常常伴有焦慮不安、抑郁失落等不良的情緒體驗。陳保華(2007)在我國大學(xué)生群體中進行的調(diào)查研究顯示，80%的大學(xué)生存在拖延行為[5]。學(xué)業(yè)拖延不僅會導(dǎo)致學(xué)生成績下降，還會影響學(xué)生健康人格的塑造。黃明明等人（2019）的研究表示，大學(xué)生手機成癮對學(xué)業(yè)拖延的發(fā)生比很高，二者呈正相關(guān)[6]。由此看來，手機成癮是導(dǎo)致學(xué)業(yè)拖延的重要原因之一。

學(xué)業(yè)自我效能感（Learning self- efficacy）是一種學(xué)業(yè)的效能期望，指在學(xué)業(yè)上某一行為對結(jié)果的預(yù)測，它的高低影響著人們對學(xué)業(yè)的熱情、效率和完成度等。劉衍素（2017）等研究表明，手機成癮和學(xué)業(yè)自我效能感兩者間呈顯著負(fù)相關(guān)，學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感特別是學(xué)習(xí)能力自我效能感越高，學(xué)生越不容易手機上癮，學(xué)生的學(xué)業(yè)成績越好[7]。此外，曹果果（2016）等研究表示，大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延與學(xué)業(yè)自我效能感之間呈顯著負(fù)相關(guān)。高自我效能感的學(xué)生對學(xué)習(xí)能力有更準(zhǔn)確地認(rèn)知，學(xué)習(xí)目標(biāo)的堅持性、學(xué)業(yè)耐挫性也相對較高，因此較少出現(xiàn)學(xué)業(yè)拖延現(xiàn)象[8]。

目前，國內(nèi)就手機成癮、學(xué)業(yè)拖延和學(xué)業(yè)自我效能感的獨立研究或兩兩之間的研究較多，前人的研究大多將學(xué)業(yè)自我效能感作為內(nèi)在因素，探究其對手機成癮和學(xué)業(yè)拖延的影響。但較少以手機成癮或?qū)W業(yè)拖延為自變量，探究它們對學(xué)業(yè)自我效能感的預(yù)測作用。因此，本研究將探討大學(xué)生手機成癮、學(xué)業(yè)拖延與學(xué)業(yè)自我效能感之間的相關(guān)關(guān)系，并檢驗三者間是否存在中介效應(yīng)，為提高大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感提出建設(shè)性的建議。

1 研究方法

1.1 研究對象

本研究采用簡單隨機抽樣方法，抽取了廣東省廣東培正學(xué)院的526 名大學(xué)生作為被試參與問卷調(diào)查。其中男生201 人，女生324 人；大一162 人，大二172 人，大三192 人；獨生子女109人，非獨生子女415 人。

1.2 研究工具

1.2.1 手機成癮量表

手機成癮指數(shù)量表MPAI (mobile phone addiction index，MPAI)由香港中文大學(xué)梁永熾編制，主要用于診斷青少年和大學(xué)生手機成癮。本研究采用黃海等人（2014）修訂的《手機依賴指數(shù)量表中文版》，共17 項目，包括四個維度：失控性、戒斷性、逃避性和低效性。如果被試對8 道手機成癮篩選題中的任意5道做了肯定回答，則被鑒定為手機成癮。總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.91[9]。本研究中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.89。

1.2.2 大學(xué)生學(xué)業(yè)拖沓問卷

大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延問卷由趙婉黎（2007）編制，包括延遲行動、完成不佳、計劃不足三個維度。全量表由19 道題組成，總分越高意味著個體的學(xué)業(yè)拖延程度越嚴(yán)重。趙婉黎將學(xué)業(yè)拖延為高拖延組（70- 95）、中拖延組（45- 69）和低拖延組（19- 44）。該問卷及各維度的內(nèi)部一致性信度在0.85- 0.95 之間[10]。本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87。

1.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感量表

該量表由梁宇頌(2000)根據(jù)Pintrich &DeGroot(1990)的學(xué)業(yè)自我效能問卷編制而成，將學(xué)業(yè)自我效能感分為學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自我效能感兩個獨立的維度，共22 個項目。兩個分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.820 和0.752[11]。本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78。

1.3 數(shù)據(jù)處理

本研究采用SPSS21.0 軟件對所得數(shù)據(jù)進行基礎(chǔ)分析，并使用Process v3.3 進行中介效應(yīng)校驗，最后在此基礎(chǔ)上運用Bootstrap 法進行進一步的中介效應(yīng)顯著性檢驗。

2 研究結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計分析

結(jié)果顯示，526 名大學(xué)生被試的手機成癮平均分為2.75±0.71 分，手機成癮檢出率為18.25%。學(xué)業(yè)拖延平均分為3.11±0.58 分，學(xué)業(yè)拖延高拖延組有90 人，中拖延組有387 人，低拖延組有49 人，分別占總體的17.11%、73.57%、9.32%。學(xué)業(yè)自我效能感最低分1 分，最高分5 分，平均分為3.16±0.40 分，學(xué)業(yè)自我效能感得分高于理論中值3 分的有364 人，占總樣本的69.2%。

2.2 人口學(xué)變量差異分析

運用獨立樣本t 檢驗和單因素方差分析，對大學(xué)生手機成癮、學(xué)業(yè)拖延及學(xué)業(yè)自我效能感在人口學(xué)變量上的差異進行檢驗。

結(jié)果顯示，是否為獨生子女在三個變量中無顯著差異。性別在手機成癮和學(xué)業(yè)自我效能感上的差異顯著，在學(xué)業(yè)拖延上的差異無統(tǒng)計學(xué)意義。具體表現(xiàn)為女生的手機成癮程度顯著高于男生，女生在學(xué)業(yè)自我效能感上的得分顯著低于男生。年級在手機成癮和學(xué)業(yè)拖延中的差異顯著，在學(xué)業(yè)自我效能感中無顯著差異。具體表現(xiàn)為，大一學(xué)生手機成癮程度顯著低于大二學(xué)生，大三學(xué)生與大一、大二學(xué)生的手機成癮程度均無顯著差異。在學(xué)業(yè)拖延上，大一學(xué)生得分顯著低于大二和大三學(xué)生，大二學(xué)生與大三學(xué)生無顯著性差異。詳情可見表1。

2.3 相關(guān)分析

運用Pearson 積差相關(guān)對大學(xué)生手機成癮、學(xué)業(yè)拖延及學(xué)業(yè)自我效能感進行相關(guān)分析。統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，手機成癮與學(xué)業(yè)拖延呈顯著正相關(guān)（0.514，p<0.01）；手機成癮與學(xué)業(yè)自我效能感呈顯著負(fù)相關(guān)（- 0.232，p<0.01）；學(xué)業(yè)拖延與學(xué)業(yè)自我效能感呈顯著負(fù)相關(guān)（- 0.389，p<0.01）。

2.4 中介效應(yīng)檢驗

在控制性別、年級、是否獨生的情況下檢驗學(xué)業(yè)拖延在手機成癮與學(xué)業(yè)自我效能感中的中介作用。具體結(jié)果為，手機成癮顯著正向預(yù)測學(xué)業(yè)拖延（β=0.51，p<0.0001），手機成癮顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感（β=- 0.22，p<0.0001）。當(dāng)手機成癮和學(xué)業(yè)拖延同時預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感時，學(xué)業(yè)拖延能夠顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感（β=- 0.38，p<0.0001），而手機成癮對學(xué)業(yè)自我效能感的直接預(yù)測作用變得不顯著（β=- 0.02，p>0.05）。

得到初步驗證后，繼續(xù)運用Bootstrap 法對學(xué)業(yè)拖延的中介效應(yīng)顯著性做進一步的檢驗。結(jié)果顯示：間接效應(yīng)Bootstra p95%的置信區(qū)間為（LLCI=- 0.15，ULCI=- 0.08），證明學(xué)業(yè)拖延的中介效應(yīng)顯著。其中介效應(yīng)值為- 0.11，占總效應(yīng)的89.82%。而在控制了中介變量之后，直接效應(yīng)的Bootstrap95%的置信區(qū)間為（LLCI=- 0.07，ULCI=0.04）。表示在中介作用的影響下，手機成癮對學(xué)業(yè)自我效能感的直接影響不顯著。由此可得，學(xué)業(yè)拖延在手機成癮與學(xué)業(yè)自我效能感中起到完全中介的作用。

3 研究討論

3.1 大學(xué)生手機成癮、學(xué)業(yè)拖延及學(xué)業(yè)自我效能感的基本現(xiàn)狀和人口學(xué)差異分析

3.1.1 大學(xué)生手機成癮特點

本研究顯示，大學(xué)生手機成癮程度并不高。性別方面，女生的手機成癮程度顯著高于男生。王超（2019）在對個別學(xué)生的訪談中發(fā)現(xiàn)到，男性使用網(wǎng)絡(luò)更多是用來玩大型游戲、讀新聞、閱讀電子書等，這些行為可以用電腦替代；女生使用網(wǎng)絡(luò)更多的是進行小型游戲、社會交往、網(wǎng)上購物和觀影等活動。由于智能手機功能全面、使用便利，這些活動都可以通過手機進行，因此造成女大學(xué)生對手機的依賴程度更高[12]。而在年級方面，大一學(xué)生的手機成癮程度顯著低于大二學(xué)生，該結(jié)果與前人觀點基本一致。筆者認(rèn)為，大一學(xué)生剛步入大學(xué)，對身邊的事物充滿了新鮮感和好奇心，并投入更多的心思在參加社團、培養(yǎng)興趣、人際交往和學(xué)習(xí)上面，在手機上花的時間相對較少，因此手機成癮總體水平不高。

3.1.2 大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延特點

大學(xué)生學(xué)業(yè)拖延總體水平中等偏高，大一學(xué)生的拖延水平顯著低于大二和大三。大一學(xué)生還未完全脫離高中的教學(xué)模式和時間管理傾向，為了快速適應(yīng)大學(xué)的學(xué)習(xí)模式，較其他年級而言會在學(xué)業(yè)上會投入更多的時間和精力，制定更明確的計劃，從而表現(xiàn)出較低的學(xué)業(yè)拖延水平。

3.1.3 大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感特點

大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的總體水平較高，說明大部分學(xué)生對自己的學(xué)習(xí)能力較為自信。結(jié)果顯示，女生的學(xué)業(yè)自我效能感水平顯著低于男生，這與前人的結(jié)論一致[13]。相對男生而言，女生在體力和社會地位等方面存在劣勢。但在教育上，男女地位相等，均可憑借自身的努力獲取成就，而該途徑對女生來說具有更大的可能性。因此，女生在學(xué)業(yè)上對自己的要求會更高，當(dāng)學(xué)業(yè)成果達(dá)不到目標(biāo)時，自信心受挫，則會表現(xiàn)出更低的學(xué)業(yè)自我效能感。

3.1.4 學(xué)業(yè)拖延在大學(xué)生手機成癮與學(xué)業(yè)自我效能感關(guān)系中的中介作用

本研究顯示，三個變量間存在顯著線性關(guān)系，其中，學(xué)業(yè)拖延在手機成癮對學(xué)業(yè)自我效能感的影響中起到完全中介的作用，即手機成癮主要通過學(xué)業(yè)拖延間接對學(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生影響。卿再花等人（2018）在研究中發(fā)現(xiàn)，沉溺于手機的大學(xué)生往往缺乏對時間的管理和監(jiān)控，花費大量時間在手機媒介中，分配在學(xué)業(yè)上的時間相對較少，從而導(dǎo)致學(xué)業(yè)拖延[14]。學(xué)業(yè)拖延的學(xué)生通常難以完成學(xué)習(xí)任務(wù)或完成質(zhì)量不佳，甚至導(dǎo)致學(xué)業(yè)成績相對下降[15]，此時學(xué)生將懷疑自身學(xué)習(xí)能力，產(chǎn)生焦慮、抑郁等消極情緒，這種挫敗感將降低大學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感。

4 結(jié)論

基于本研究得出以下結(jié)論：手機成癮能夠通過提高學(xué)業(yè)拖延水平，間接地對大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，為了提高大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感，促進其個人成長和發(fā)展，可從減少手機成癮和學(xué)業(yè)拖延這兩個方面進行干預(yù)。