手機依賴對大學生學習投入的影響：社會支持和延遲滿足的鏈式中介作用

陽澤，張競文，譚穎，劉祿森

西南大學 教育學部，重慶 400715

手機依賴已成為年輕人的重要標志，大學生作為使用手機的主力軍，更容易受到手機依賴的影響[1].過度的手機依賴會對人生理與心理的諸多方面產生負面影響[2]，同時還會讓學生產生學習倦怠[3]，而學習倦怠會顯著負向預測學習投入[4]，這就意味著較高的手機依賴會導致學生學習投入顯著降低.因此探究大學生手機依賴對學習投入的影響及其作用機制，對矯正大學生手機依賴、促進大學生學習發展具有重要的現實意義.

已有研究表明，手機依賴對學生課堂與學習行為具有消極影響[5]，在手機的使用上大學生更多的是打電話、拍照、上網而不是學習[6].盛忠光[7]系統探討了手機依賴對大學生學習投入產生影響的機制，指出手機依賴通過戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰、心境改變4個維度對大學生的學習動機、學習過程、學習結果產生顯著的負面影響.但該研究僅止步于探討二者間負面影響的直接關系，并未對其間的過程性因素做進一步挖掘.目前針對手機依賴與學習投入相關的研究雖然不少，但多為研究兩者的直接關系，缺乏過程性因素探索.本研究在探究手機依賴與學習投入之間關系的基礎之上，引入社會支持和延遲滿足2個中介變量，對此進行深入研究.

就社會支持與學習投入的關系而言，有研究表明，高社會支持可以緩解學生的孤獨感，提升主觀幸福感[8]，并通過大學生主觀支持感知、客觀支持轉化和支持利用度影響學習投入[9]，大學生的教師、家庭、同伴支持與大學生學習適應水平呈顯著正相關[10].就社會支持與手機依賴的關系而言，當個體的社會支持缺乏時，會選擇網絡這種媒介滿足自身需要[11]，從而導致對手機的依賴，但手機依賴越強的大學生會獲得越低的社會支持[12]，手機依賴減少了個體間的面對面交流，導致個體產生人際關系問題[13].由于社會支持與手機依賴、學習投入都存在關系，故本研究假設：社會支持在手機依賴與大學生學習投入關系中起中介作用.

作為個體成功適應社會的核心能力之一，延遲滿足能力可以有效預測兒童日后的學業表現和社會適應[14]，促進學習者的學習及信息加工[15].有研究發現[16]，自控能力低的個體趨于選擇及時行樂而拖延學業，且有研究[17]表明手機依賴能負向預測學生自我效能感、社會適應以及自我控制，因此手機依賴對延遲滿足可能具有負向預測作用.此外亦有研究[18]表明學業延遲滿足在手機依賴對學業拖延的影響中起部分中介作用，故本研究假設：延遲滿足在手機依賴與大學生學習投入中起中介作用.

有研究表明，社會支持會通過影響延遲滿足作用于學生的學習品質，教師支持作為學生社會支持系統的重要組成部分[19]，對學生堅毅品質具有重要影響[20]，而教師支持正是通過延遲滿足作用于學生的堅毅品質[19].延遲滿足的冷熱框架系統會受社會支持的刺激，表現為高低不同的自我控制能力，進而影響學習生活.延遲滿足的冷熱框架系統[20]認為，熱系統的激活會削弱控制沖動的能力，而冷系統的激活則會提高抵御誘惑的能力，且熱系統可以通過一定的策略被轉化為“冷系統”，從而達到為實現長遠目標提高自我控制力的目的.社會支持可以提高個體的自我控制能力[21]，當個體的自我控制行為或觀念得到周圍群體的支持后會激活“冷系統”，個體自信心得到強化并促使其完成自我控制行為，從而更好地投入到學習生活中.相關實驗也表明[22]，延遲滿足感較低的個體得到了較高的社會支持后，會在實踐中與延遲滿足感高的人一樣選擇延遲滿足.故本研究假設：手機依賴通過依次影響社會支持與延遲滿足，間接影響大學生學習投入，即社會支持與延遲滿足在手機依賴對大學生學習投入的影響中起鏈式中介作用.

1 研究方法

1.1 研究對象

采用隨機抽樣的方法從重點大學、一般大學共抽取600名大學生作為研究對象，線上線下共發放600份問卷，回收問卷520份，剔除流失被試并進行問卷整理后獲得有效問卷472份，有效回收率為78.67%.其中，男生180人(38.14%)，女生292人(61.86%)；重點大學277人(58.69%)，一般大學195人(41.31%)；大一學生52人(11.02%)，大二學生196人(41.53%)，大三學生156人(33.05%)，大四學生68人(14.41%).

1.2 研究工具

1.2.1 手機依賴量表

采用熊婕等[23]編制的手機成癮量表(MPATS)，該量表共16道題，包括戒斷癥狀、凸顯行為、社交撫慰、心境改變4個維度.采用5點評分法，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表明個體手機依賴程度越高.該量表的Cronbach’sα系數在本研究中為 0.91.

1.2.2 社會支持量表

采用Blumenthal等[24]編制、姜乾金[25]翻譯并修編的領悟社會支持量表(PSSS)，該量表共12道題，包括家庭、朋友及社會支持3個部分.采用5點評分法，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表明個體感受到的社會支持越多.該量表的Cronbach’sα系數在本研究中為0.92.

1.2.3 延遲滿足量表

采用Ray等[26]編制的延遲滿足量表，該量表由馮華萍[27]翻譯并修編，該量表共11道題，包括克制、沖動滿足2個維度.采用5點評分法，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表明個體延遲滿足能力越強.該量表的Cronbach’sα系數在本研究中為0.83.

1.2.4 學習投入量表

采用廖友國[28]編制的大學生學習投入量表.該量表共20道題，包括認知投入、行為投入、情感投入3個維度.采用5點評分法，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表明個體學習投入越高.該量表的Cronbach’sα系數在本研究中為0.94.

1.3 數據分析

采用SPSS 22.0以及Hayes開發的SPSS宏程序PROCESS進行數據的整理與分析.

2 研究結果

2.1 共同方法偏差控制與檢驗

本研究在測試過程中采用不記名方法、一些條目反向計分方式等進行控制，收集數據之后，采用Harman單因子檢驗法對共同方法偏差進行檢驗[29].結果顯示，共有10個因子的特征值大于1，并且第一個因子只解釋了26.49%，遠小于臨界值40%，表明共同方法偏差不會對研究結果造成顯著影響.

2.2 主要變量的描述統計及其相關分析

描述及相關分析結果表明(表1)，手機依賴與延遲滿足、學習投入、社會支持均呈顯著負相關；延遲滿足與學習投入、社會支持呈顯著正相關；社會支持與學習投入呈顯著正相關.該分析結果符合中介調節效應檢驗的條件，適合進一步做中介效應分析.

表1 描述統計、相關分析結果

2.3 社會支持和延遲滿足的中介作用

本研究相關分析結果符合進一步對社會支持和延遲滿足進行中介效應檢驗的統計學要求[30].使用Hayes[31]編制的SPSS宏程序，利用Bootstrapping的方法重復抽樣5 000次，構建95%的無偏校正置信區間.使用PROCESS插件中模型6即鏈式中介模型檢驗，同時放入2個中介變量的鏈式作用，控制性別、學校、年級、專業等人口學信息.

回歸分析的結果顯示(表1)，手機依賴顯著負向預測學習投入(β=-0.16，p<0. 001)；將社會支持和延遲滿足納入回歸方程后，回歸分析結果顯示(表2)，手機依賴顯著負向預測社會支持(β=-0.19，p<0. 001)和延遲滿足(β=-0.26，p<0. 001)；社會支持顯著正向預測延遲滿足(β=0.37，p<0. 001)，顯著正向預測學習投入(β=0.23，p<0. 001)；延遲滿足顯著正向預測學習投入(β=0.51，p<0. 001)；此時手機依賴未能顯著預測學習投入(β=0.05，p>0. 05).

中介效應量分析結果顯示(表3，圖1)，社會支持和延遲滿足在手機依賴與學習投入間起顯著的中介作用，總的標準化中介效應值為-0.21.中介效應具體由3條路徑產生的間接效應組成：手機依賴→社會支持→學習投入的路徑形成的間接效應1(效應值-0. 04)；手機依賴→延遲滿足→學習投入的路徑形成的間接效應2(效應值-0.13)；手機依賴→社會支持→延遲滿足→學習投入的路徑形成的間接效應3(效應值-0.04)，3個間接效應占總效應的比值分別為16.58%、50.38%和13.80%，且以上間接效應的95%置信區間均不包含0值，表明3個間接效應均達到顯著水平.選擇PROCESS插件中模型6的間接效應比較選項，對不同路徑的間接效應進行兩兩比較，考察是否存在顯著的路徑差異：比較1表明，間接效應1與間接效應2差異的Bootstrap95%置信區間不包含0值，表明間接效應1與間接效應2存在顯著差異；采用同樣的思路，間接效應1和間接效應3不存在顯著差異；間接效應2和間接效應3存在顯著差異.

表2 社會支持和延遲滿足在手機依賴與學習投入之間的中介模型的回歸分析

表3 社會支持、延遲滿足的中介作用檢驗

圖1 中介效應檢驗路徑圖

3 討 論

3.1 手機依賴與大學生學習投入的關系

本研究結果顯示手機依賴能顯著負向預測大學生學習投入，這與以往的研究結果相一致[7].Kahneman提出的注意資源理論(注意的能量分配模型)認為，個體的心理資源分配到2個以上任務，會形成對注意資源的爭奪[32].已有研究顯示，大學生多將手機用于游戲、網購等與學習無關的活動，因此手機依賴會阻礙注意資源分配到學習上，但本研究引入社會支持和延遲滿足2個中介變量后發現，手機依賴對大學生學習投入的直接預測作用并不顯著，說明手機依賴對學習投入的負向影響并不是根據注意資源競爭的機制直接起作用，而是通過減少社會支持及減弱延遲滿足來間接起作用.這打破了手機依賴會直接影響學生學習的一般印象，既說明手機依賴對學生學習的影響并沒有那么直接和明顯，也說明手機依賴對學生學習的影響機理很復雜.

3.2 社會支持和延遲滿足的單獨中介作用

從社會支持的單獨中介作用來看，高手機依賴會影響個體心理健康，使個體更容易產生孤獨感及更高的焦慮抑郁狀態[33]，更重要的是沉迷網絡疏遠現實會影響人際交往，導致領悟社會支持感降低[10].而領悟社會支持對個體心理健康的增益性功能顯著[34]，有利于緩解孤獨感，提升主觀幸福感[8]，從而提升大學生學習投入.可見高手機依賴的學生由于社會互動匱乏，人際關系閉塞，很難感受到社會的支持，導致其學習動力不足，影響學習投入.

從延遲滿足的單獨中介作用來看，過度使用手機會產生焦慮等負面情緒，出現失眠等不良生理狀況[35]，減弱學生的自我控制力，從而降低學生的延遲滿足水平.高延遲滿足的大學生，會放棄即時滿足的短期利益[15]，具備實現既定目標的堅毅品質[19]，更擅長制訂適宜的學習計劃并付諸實踐，表現出高度的學習投入；相反低延遲滿足的大學生易被外界誘惑因素干擾，容易為及時享樂而放棄長遠目標，具體表現為學業拖延與學業倦怠等.

社會支持和延遲滿足的單獨中介效應存在顯著差異，即手機依賴對延遲滿足的負向預測作用要大于對社會支持的預測作用，且延遲滿足對學習投入的正向預測作用要大于社會支持的預測作用.手機依賴程度直接影響延遲滿足表現為學生自控能力強弱.手機依賴對社會支持的影響則處于個體與環境交互的水平，需通過外界環境產生作用，因此手機依賴與延遲滿足的關系更密切.內因是事物變化發展的根據，外因是事物變化發展的條件，外因通過內因起作用，當學生自控能力更強時，學習投入程度更高.因此延遲滿足(內因)與學習投入的關系比社會支持(外因)更密切.

3.3 社會支持與延遲滿足的鏈式中介作用

本研究結果表明，社會支持可顯著正向預測延遲滿足，這與研究假設相一致，同時也驗證了社會支持的主效應模型與社會支持緩沖器模型，即社會支持能夠通過各種因素促進個體心理健康水平的提高.個體在無法感知較強烈的社會支持后會逐漸對自己正確的行為與判斷產生動搖，即低社會支持非常容易使個體的自我控制能力發展受到限制，而自我控制能力是延遲滿足的關鍵因素.依據延遲滿足的冷熱框架系統[20]，較低的自我控制能力難以使個體的冷系統被激活，在這樣的情況下，個體選擇即時滿足(手機依賴)的傾向性會增加，而選擇延遲滿足(學習投入)的傾向性會降低.從現實情況看，相較于高中生涯，大學生活往往遠離家鄉、父母和朋友，且大學老師、學校與大學生的關系相較于高中階段也更為疏遠，因此大學生的社會支持來源相較更少.此外，大學生由于地區、習慣差異以及群體住宿的影響，矛盾極容易在日常的宿舍相處中被激發，這使得社會支持的來源減少更嚴重.因此在社會支持相較于高中階段大幅降低之后，大學生的自我控制能力急劇下降，延遲滿足能力受挫，最終嚴重影響大學生的學習投入水平.

4 結 論

1) 手機依賴、社會支持、延遲滿足和大學生學習投入之間兩兩顯著相關，且手機依賴能顯著負向預測大學生學習投入.

2) 手機依賴并不直接影響學習投入，社會支持和延遲滿足在手機依賴與大學生學習投入之間起完全中介作用，社會支持和延遲滿足都單獨具有中介作用，同時社會支持通過作用于延遲滿足而產生鏈式中介作用.

本研究的啟示是：社會支持與延遲滿足對學習投入具有直接作用，要降低手機依賴對學習投入的負面影響，應抑制其對社會支持和延遲滿足的破壞性影響.