大學生日常煩心事與學習投入的關系：一個鏈式中介模型

高 斌 張丹丹 王 娟 高顯文

（1 湖北醫藥學院人文社科學院，十堰442000；2 江西交通職業技術學院心理健康中心，南昌330013）

1 引言

隨著積極心理學的興起， 學習投入日益受到研究者的關注（Jung ＆ Lee， 2018）。 學習投入是指學生在學習中表現出對學習的一種持續的、 充滿積極情感的狀態，它以活力、奉獻和專注為主要特征（方來壇， 時勘， 張風華， 2008）。 眾多研究表明，壓力是影響個體學業表現的重要風險因素 （Liu ＆ Lu，2011； 潘斌， 張良， 張文新， 紀林芹， 2016； 趙鳳青， 俞國良， 2018）。 具體而言，學業壓力對中學生的學習投入有顯著負向預測作用（曹新美， 劉在花，2017），大學生所遭遇的壓力性生活事件越多，其學習投入水平越低 （尹忠澤， 孫明月， 梁騰飛，2016）。 需要指出的是，日常煩心事是個體壓力的重要來源， 同時也是壓力研究的一個重要方面（路曉寧， 黃 希 庭， 2010； Stefanek， Strohmeier， Fandrem， ＆ Spiel， 2012），然而，以往研究較多關注壓力生活事件對個體學習投入的影響， 鮮有研究探究日常煩心事對學習投入的影響。鑒于此，本研究旨在探討日常煩心事對學習投入的作用機制， 以此進一步豐富壓力研究的現有成果， 同時為學習投入的干預工作提供實證依據。

日常煩心事（daily hassles）是指個體在日常生活中與環境相互作用所產生的較小卻令人煩惱的事件，比如丟失東西、排隊等候、與人爭執以及加班等（路曉寧等， 2010）。根據Lazarus（1984）提出的認知評價理論，壓力的產生是個體認知評價的結果，日常生活事件之所以被認為是煩心事， 是因為這些事件被個體評價為有害和有威脅的， 并且超出了個體自身能應付的范圍。研究表明，日常煩心事會消耗個人的適應性資源，增加個體的心理壓力，并降低個體的 生 活 質 量 （Sarid， Slonim-Nevo， Sergienko，Peregk， Chernin， ＆ Singer， 2017），損害個體的心理健康（Larsson， Berglund， ＆ Ohlsson， 2016），甚至會引發焦慮、 抑郁情緒 （Bouteyre， Maurel， ＆Bernaud， 2007； Mize ＆ Kliewer， 2017）?？v向研究表明， 日常煩心事可以通過壓力知覺間接影響大學生的學習適應 （蔣海飛， 劉海驊， 苗淼， 甘怡群，2015）。因此，本研究假設：日常煩心事與大學生的學習投入呈負相關（H1）。

依據心理防御機制理論， 大學生在應對日常煩心事所帶來的壓力時， 有可能采取不成熟的心理防御機制（如退避上網、逃避現實）來進行自我保護，進而提升其網絡成癮水平（唐湘寧， 周天涯， 2014），而手機成癮可以視為網絡成癮的新型表現方式（劉勤學， 楊燕， 林悅， 余思， 周宗奎， 2017）。 此外，根據成癮的壓力消解理論和逃避自我理論， 個體在面對壓力時可以將注意力轉向外部， 如借助手機的娛樂功能等外部手段，以此逃避現實達到宣泄情緒、緩解壓力的目的 （張金健， 2014； 魏華， 周宗奎，李雄， 羅青， 高潔， 2014）。 實證研究表明，壓力還可 以 正 向 預 測 手 機 成 癮 （Cho， Kim， ＆ Park，2017）。 更重要的是，手機成癮可以正向預測大學生的拖延行為和學業倦?。ㄇ怯穑?陸愛桃， 宋萍芳，藍伊琳， 蔡潤楊， 2017； 連帥磊， 劉慶奇， 孫曉軍， 周宗奎， 2018）， 降低其學業成績 （Kuss ＆Griffiths， 2011； Hawi ＆ Samaha， 2016）。 由此可知， 日常煩心事會誘發大學生產生回避等不良應對方式，使其手機成癮水平升高，進而對其學習投入產生影響。 由此，本研究假設：手機成癮在日常煩心事與學習投入之間起中介作用（H2）。

依據有限的自制力理論 （譚樹華， 郭永玉，2008），人們可以將自我控制類比成肌肉力量，是一種有限的能量。個體在應對壓力時會消耗自制力，進而引起自我控制的失敗（張璐婷， 2012）。研究指出，壓力與自我控制呈顯著負相關 （劉文俐， 蔡太生，朱虹， 陸瑤， 凌宇， 2016）。 此外，自我控制也會影響個體的學習投入。個體的自我控制水平越低，其學習投入越少（朱海東， 楊飛龍， 李翔， 丁堯， 趙磊，2018）。 由此可知，日常煩心事會消耗大學生的心理資源，使其自我控制水平降低，進而對其學習投入產生影響。 由此，本研究假設：自我控制在日常煩心事與學習投入之間起中介作用（H3）。

依據自我控制的能量模型 （Baumeister， Vohs，＆ Tice， 2007），自我控制（如抑制玩手機的沖動）需要消耗個體有限的心理資源，當心理資源消耗到一定程度，就會導致個體自我控制的失敗。 研究表明手機成癮可以負向預測自我控制（Han， Geng， Jou， Gao，＆ Yang， 2017）。 由此可見，手機成癮與自我控制同時中介于日常煩心事與學習投入的關系時，二者的中介效應或許不僅僅可以通過“并行”的方式起作用，也可以通過“串行”的方式對個體的學習投入產生影響。據此，本研究假設：手機成癮和自我控制在日常煩心事與學習投入之間起鏈式中介作用（H4）。

綜上所述， 本研究為了探討日常煩心事如何影響大學生的學習投入，基于認知評價理論、心理防御機制理論以及自我控制的能量模型構建了一個多重中介模型，以期進一步拓展日常煩心事的研究視角，同時為學習投入的干預實踐提供一定的啟示。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便整群抽樣法， 選取中部地區某兩所高校的大學生進行問卷調查，共發放600 份問卷，回收有效問卷550 份，問卷回收有效率為91.67%，平均年齡19.64 歲（SD＝1.41）。 其中，男生有223 人，女生327 人；大一學生171 人，大二學生188 人，大三學生191 人。

2.2 研究工具

2.2.1 大學生日常煩心事問卷

采用路曉寧（2010）編制的日常煩心事問卷。問卷由26 道題目組成，共四個維度，分別是人際煩惱、學業煩惱、自尋煩惱和未來擔憂，采用5 點計分法（1＝“沒有”，5＝“嚴重”），得分越高，說明個體在日常煩心事上的體驗越嚴重， 本研究中該問卷的α 系數為0.92。

2.2.2 學習投入量表

采用方來壇、時勘和張風華（2008）修訂的中文版學習投入量表。該量表共17 個題目，包含活力、奉獻和專注3 個維度， 采用7 點計分 （1＝“從來不發生”，7＝“總是發生”），總分越高，表明學習投入水平越高，本研究中該量表的α 系數為0.96。

2.2.3 手機成癮傾向量表

采用熊婕等（2012）編制的手機成癮傾向量表，一共16 個項目，包含戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變四個維度，采用5 點計分（1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”），總分越高，表示手機成癮越嚴重。 本研究中該量表的α 系數為0.92。

2.2.4 自我控制雙系統量表

采用謝東杰等（2014）修訂的自我控制雙系統量表，一共21 個項目，采用5 點計分（1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”），得分越高，表示個體自我控制水平越高（曹杏田， 張麗華， 2018），本研究中該量表的α 系數為0.87。

2.3 研究程序

本研究以班級為單位進行團體施測， 由學校的心理健康老師擔任主試， 利用問卷星平臺在班會或者課堂上完成匿名測試， 被試完成所有題目需8 分鐘左右。 施測前，告知被試保密和自愿原則，測試結束后對數據進行整理，刪除信息填寫不完整、規律性作答以及填寫時間過短（低于3 分鐘）或者過長（超過12 分鐘）的問卷。 最后采用SPSS19.0 及Process宏程序進行描述統計和中介模型分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究采用的是問卷調查法，可能存在共同方法偏差，采用了Harman 單因素分析對共同方法偏差進行檢驗，將所有變量進行未旋轉的主成分因素分析。 檢驗結果顯示， 特征值大于1 的因子一共有14個，第一個因子方差貢獻率為19.05%，遠小于40%的臨界值，因此，本研究數據的共同方法偏差不嚴重。

3.2 各變量間的描述統計和相關分析

將日常煩心事、手機成癮、自我控制、學習投入四個變量的平均分做相關分析。結果表明（如表1 所示），日常煩心事與學習投入、自我控制呈顯著負相關，與手機成癮呈顯著正相關，自我控制與學習投入呈顯著正相關。

表1 描述性統計結果和各變量的相關矩陣（n＝550）

3.3 手機成癮和自我控制的多重中介效應

采用偏差校正的百分位Bootstrap 法（重復取樣5000 次，95%置信區間）進行中介效應檢驗，在控制了性別、年齡和年級之后，采用Hayes 編制的SPSS宏的Model 6 進行分析。 回歸分析表明（如表2 所示）：日常煩心事對大學生學習投入的直接預測作用不顯著（β＝-0.01，p＞0.05），但日常煩心事可以負向預測自我控制（β＝-0.34，p＜0.001），正向預測手機成癮（β＝0.47，p＜0.001），手機成癮負向預測自我控制和學習投入 （β＝-0.27，p＜0.001；β＝-0.13，p＜0.001），自我控制正向預測學習投入（β＝0.44，p＜0.001）。

由此可知， 手機成癮和自我控制在日常煩心事與學習投入之間起多重中介作用。具體而言，日常煩心事對學習投入的影響由三條間接路徑組成， 即通過日常煩心事→手機成癮→學習投入的途徑產生的間接效應1， 通過日常煩心事→手機成癮→自我控制→學習投入的途徑產生的間接效應2， 通過日常煩心事→自我控制→學習投入的途徑產生的間接效應3。 中介效應的顯著性檢驗表明，三條間接效應的Bootstrap95%置信區間均不包含0（如表3 所示），因此這三個間接效應均達到了顯著性水平， 三個間接效應依次占總效應的22.50%、19.64%和53.57%。

表3 中介效應的顯著性分析結果

4 討論

本研究進一步豐富了壓力領域相關研究成果，有助于厘清不同性質的壓力源對個體學習投入所產生的影響。 以往研究表明壓力知覺（如學業壓力、壓力性生活事件） 是直接導致學習投入下降的重要原因（曹新美等， 2017； 尹忠澤等， 2016）。 本研究通過考察日常煩心事對學習投入的作用機制， 進一步發現了不同壓力源 （壓力性生活事件vs 日常煩心事）對個體學習投入的影響并不一致。 具體而言，日常煩心事對學習投入的直接預測作用不顯著， 也就是說，日常煩心事不會直接導致學習投入的降低，但可以通過手機成癮和自我控制的多重中介作用對學習投入產生間接影響。換言之，如果個體采用過度使用手機等消極的應對方式來處理煩心事， 有可能會誘發自我控制的失敗， 進而增加個體減少學習投入的風險。

4.1 日常煩心事與學習投入的關系

相關分析表明， 日常煩心事與學習投入呈顯著負相關，證實了研究假設H1。 該結果支持了以往相關研究的觀點。首先，煩心事有可能損害大學生的學校適應 （如學習適應、 生活適應等）（蔣海飛等，2015），從而對其學習投入帶來不良影響。其次，煩心事會誘發個體產生焦慮、 抑郁等消極情緒（Baker，2006； Stefanek et al， 2012； Mize ＆ Kliewer，2017），而消極情緒會損害認知活動，進而對大學生的學習投入產生干擾。值得注意的是，雖然日常煩心事并不能顯著直接預測學習投入， 但是大學生若長期受到日常生活中較小煩惱（如丟失東西、與同學爭執）的影響，也可能通過“滾雪球”的方式累積成壓力性生活事件，進而可能對學習投入產生較大的危害。事實上， 個體在日常生活中所經受的大部分壓力并不來自重大生活事件， 而是隨時間積累起來的一些相 對 較 小 的 煩 惱 （McIntyre， Korn， ＆ Matsuo，2008）。 因此，需要防范日常壓力的累積效應可能對學習投入所帶來的風險。

4.2 手機成癮和自我控制的多重中介作用

結果表明，手機成癮可以顯著預測自我控制，自我控制顯著預測學習投入， 這一結果與以往研究相一致（Han et al， 2017； 朱海東等， 2018）。 手機成癮、 自我控制分別在日常煩心事與學習投入之間起完全中介作用，證實了研究假設H2、H3。 這一結果支持了成癮的壓力消解理論（張金健， 2014），手機已經成為大學生日常生活的重要組成部分， 當他們在學習和生活中遇到煩心事時， 更傾向于利用手機的娛樂功能、社交功能去緩解自身的壓力，進而更有可能過度使用手機，從而減少學習投入的時間。這一結果也支持了媒介依賴理論（Ball-Rokeach ＆ De-Fleur， 1976）。 大學生隨時隨地不由自主地關注手機信息，對手機的依賴心理過強，無法排除手機對學習的干擾，則會對其學習的專注度產生負面影響。手機成癮和自我控制在日常煩心事與學習投入之間起鏈式中介作用，證實了研究假設H4。 這一結果支持了自我控制的能量模型（Baumeister et al.， 2007）。日常煩心事和手機成癮會消耗個體有限的心理資源，當心理資源消耗到一定程度后，就會導致個體自我控制的失敗，進而對學習的自控力帶來消極影響。由此可見， 手機成癮和自我控制的失敗是影響大學生學習投入的重要風險因素。

4.3 研究的意義和不足

本研究具有一定的實踐價值。首先，對大學生而言，需要引導他們積極應對生活中的煩心事，減少對手機的過度依賴，保護自身有限的注意力資源，在學習中抵制無關信息的干擾，提升專注力，進而提升自己的學習投入水平。其次，有條件的高校也應主動采取適當的干預手段， 比如可以采取生物反饋訓練和團體輔導的方式來幫助大學生更好地應對日常壓力源， 提升其自我控制能力 （Kotozaki et al.， 2014；王利剛， 謝東杰， 樊春雷， 高文斌， 2014），進而促進學習投入水平。 此外， 本研究還存在一些不足：（1） 本研究采用橫斷研究， 未來可以采用追蹤研究或者實驗研究， 以期獲得更可靠的因果推論；（2）依據生態系統理論， 個體的壓力是個體因素與環境交互作用的結果（Bronfenbrenner， 1989），本研究所選擇的變量均屬個體因素，缺乏對環境變量的考察，未來研究可以引入環境變量（如同伴關系）來進一步拓展現有研究成果；（3）本研究僅僅探討了日常煩心事影響學習投入的中介機制， 未來研究可以引入調節變量， 以此明晰日常煩心事在何種情況下直接影響學習投入。

5 結論

日常煩心事與學習投入呈顯著負相關； 手機成癮和自我控制在日常煩心事與學習投入之間起多重中介作用。