青少年網(wǎng)絡(luò)成癮與學(xué)業(yè)拖延的關(guān)聯(lián)：基于個體資源視角

王迎軍 于洋

摘要：作者探討了青少年網(wǎng)絡(luò)成癮與學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系及自我和諧的中介作用與自我調(diào)節(jié)的調(diào)節(jié)作用，并采用整群抽樣法抽取984名青少年為研究對象，采用相關(guān)調(diào)查方法進(jìn)行調(diào)查。最終明確，促進(jìn)青少年積極發(fā)展應(yīng)從恢復(fù)青少年生動的學(xué)校生活、降低網(wǎng)絡(luò)成癮、充實(shí)個體資源入手。

關(guān)鍵詞：網(wǎng)絡(luò)成癮；自我調(diào)節(jié)；自我和諧；學(xué)業(yè)拖延

中圖分類號：G434? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 論文編號：1674-2117（2023）10-0090-03

青少年正處于積極發(fā)展和自我認(rèn)同的關(guān)鍵期，對于在新冠疫情中度過三年青春的青少年而言，個體資源在網(wǎng)絡(luò)成癮與學(xué)業(yè)拖延中扮演重要角色。具體而言，自我和諧是心理健康的重要資源，與網(wǎng)絡(luò)成癮和學(xué)業(yè)拖延都密切相關(guān)[1-2]，起到了中介作用；自我調(diào)節(jié)是自我發(fā)展能力中的核心能力和優(yōu)勢資源，在青少年期應(yīng)對負(fù)性事件中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。[3-6]基于上述分析，筆者于2022年11—12月選擇部分青少年為研究對象，探討新冠疫情暴發(fā)三年后，青少年網(wǎng)絡(luò)成癮和學(xué)業(yè)拖延的關(guān)系及自我和諧、自我調(diào)節(jié)在其中的作用，以期為促進(jìn)后疫情時(shí)期青少年健康恢復(fù)提供科學(xué)依據(jù)。

對象與方法

1.對象

山東省兩所中學(xué)一所高中，一所初中）的984名青少年。

2.方法

（1）抽樣方法

采用整群抽樣法，以班級為單位。

（2）調(diào)查方法

①網(wǎng)絡(luò)成癮問卷：采用Young編制[7]的網(wǎng)絡(luò)成癮量表，共20題，采用Likert 6點(diǎn)計(jì)分（0=“幾乎不”，5=“總是”），分值范圍0～100分，分值越高網(wǎng)絡(luò)成癮越嚴(yán)重。本研究中Cronbachs α系數(shù)為0.89。②自我調(diào)節(jié)問卷：采用高麗[8]編制的自我調(diào)節(jié)量表。量表共38題，采用Likert 4點(diǎn)評分（1=“完全不符合”，4=“完全符合”），分值范圍38～190分，得分越高自我調(diào)節(jié)能力越強(qiáng)。量表分為動機(jī)自我調(diào)節(jié)、策略自我調(diào)節(jié)、行為自我調(diào)節(jié)3個維度。本研究中的Cronbachs α系數(shù)為0.91。③自我和諧問卷：采用自我和諧量表，共35題，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分（1=“非常不符合”，5=“非常符合”），分值范圍35～175分，得分越高自我和諧程度越低。為便于分析，本研究用量表總分175減去被試問卷得分獲得自我和諧總分，即自我和諧總分越高說明自我和諧程度越高。量表分為自我與經(jīng)驗(yàn)的不和諧、自我靈活性、自我的刻板性3個維度。本研究中的Cronbachs α系數(shù)為0.83。④學(xué)業(yè)拖延問卷：采用Aitken編制[9]并由國內(nèi)研究者劉明珠和陸桂芝[10]修訂的學(xué)業(yè)拖延量表，共13題，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分（1=“完全不符合”，5=“完全符合”），分值范圍13～65分，得分越高學(xué)業(yè)拖延程度越嚴(yán)重。量表分為任務(wù)厭惡和失敗恐懼兩個維度。本研究中的Cronbachs α系數(shù)為0.81。

3.質(zhì)量控制

調(diào)查前對所有主試進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)和指導(dǎo)，對研究對象所有信息保密，調(diào)查結(jié)果僅用于科學(xué)研究；不得對研究對象使用暗示或誘導(dǎo)性言語，堅(jiān)持實(shí)事求是和中立原則。使用Epidata3.0完成數(shù)據(jù)雙錄和比對，確保數(shù)據(jù)科學(xué)準(zhǔn)確。

4.統(tǒng)計(jì)分析

本研究采用Epidata3.0建數(shù)據(jù)庫采用SPSS 26.0統(tǒng)計(jì)分析（共同方法偏差檢驗(yàn)、描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析），采用SPSS宏程序PROCESS V4.0的模型7進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析，以α=0.05以及95%的置信區(qū)間（Bootstrap=5000）為檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。

結(jié)果

1.基本情況

共發(fā)放問卷1020份，剔除系統(tǒng)作答和空白問卷后，收集有效問卷984份（有效率96.47%）。

2.共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman[11]單因子檢驗(yàn)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，第一個因子解釋率為17.23%，小于40%的臨界值，表明本實(shí)驗(yàn)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3.變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

根據(jù)數(shù)據(jù)得出如下結(jié)果：網(wǎng)絡(luò)成癮與自我調(diào)節(jié)（r=-0.519***）、自我和諧（r=-0.272***）均呈顯著負(fù)相關(guān)，與學(xué)業(yè)拖延（r=0.487***）呈顯著正相關(guān)；自我調(diào)節(jié)與自我和諧（r=0.169***）呈顯著正相關(guān)，自我調(diào)節(jié)與學(xué)業(yè)拖延（r=-0.718***）呈顯著負(fù)相關(guān)，自我和諧與學(xué)業(yè)拖延（r=-0.191***）呈顯著負(fù)相關(guān)。根據(jù)Young和Abreu[12]的分類標(biāo)準(zhǔn)，10人（1.02%，分值80～100分）為嚴(yán)重網(wǎng)絡(luò)成癮者，195人（19.82%，分值50～79分）為中度網(wǎng)絡(luò)成癮者，429人（43.60%，分值31～49分）為輕微網(wǎng)絡(luò)成癮者，352人（35.77%，30分以下）為網(wǎng)絡(luò)正常使用者。其中，大于50分即可判定為網(wǎng)絡(luò)成癮者。

4.有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)結(jié)果及相關(guān)研究數(shù)據(jù)可知：

方程1，網(wǎng)絡(luò)成癮對學(xué)業(yè)拖延的直接效應(yīng)顯著（β=0.494，t=16.763***），說明青少年網(wǎng)絡(luò)成癮傾向越高，學(xué)業(yè)拖延越嚴(yán)重。

方程2，網(wǎng)絡(luò)成癮對自我和諧的預(yù)測作用顯著（β=-0.190，t=-8.092***），說明青少年網(wǎng)絡(luò)成癮傾向越高，自我和諧程度越低。網(wǎng)絡(luò)成癮與自我調(diào)節(jié)的交互項(xiàng)顯著預(yù)測自我和諧（β=-0.167，t=-3.592***），說明自我調(diào)節(jié)對網(wǎng)絡(luò)成癮與自我和諧的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

方程3，網(wǎng)絡(luò)成癮（β=0.473，t=15.447***）和自我和諧（β=-0.120，t=-2.373*）顯著預(yù)測學(xué)業(yè)拖延。

以上三個方程均將性別與是否獨(dú)生作為控制變量。

綜上可得，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型成立（如下圖）。

為進(jìn)一步解釋自我調(diào)節(jié)如何調(diào)節(jié)網(wǎng)絡(luò)成癮對自我和諧的影響，筆者以網(wǎng)絡(luò)成癮的取值進(jìn)行高低分組（±1SD），并用簡單斜率檢驗(yàn)繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖。結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)成癮與自我和諧的負(fù)向關(guān)聯(lián)在低自我調(diào)節(jié)組（βsimple=-0.127，t=-5.53***）顯著高于高自我調(diào)節(jié)組（βsimple=-0.252，t=-7.355***）。

討論

1.網(wǎng)絡(luò)成癮是學(xué)業(yè)拖延的重要關(guān)聯(lián)因素

從上述研究結(jié)果可知，在新冠疫情期間，由于生活、學(xué)習(xí)和社會環(huán)境發(fā)生了重大改變，青少年缺少面對面的人際溝通互動，無法保持相對平衡的社會功能，使得網(wǎng)絡(luò)成癮、學(xué)業(yè)拖延問題凸顯。因此，青少年要積極參與學(xué)校生活，以此來發(fā)展認(rèn)知、行為和情感能力。

2.自我和諧在網(wǎng)絡(luò)成癮與學(xué)業(yè)拖延的影響中發(fā)揮中介作用

青少年正處于自我認(rèn)同的關(guān)鍵期，對網(wǎng)絡(luò)的過度依賴使網(wǎng)絡(luò)世界中“全知全能”的虛擬自我與生活中的現(xiàn)實(shí)自我無法整合，導(dǎo)致自我內(nèi)部及其外部經(jīng)驗(yàn)的不和諧，進(jìn)而產(chǎn)生學(xué)業(yè)拖延。研究結(jié)果說明，有限的個體或社會資源的消耗導(dǎo)致個體無法有效應(yīng)對學(xué)習(xí)中的挑戰(zhàn)，影響學(xué)業(yè)效果。

3.自我調(diào)節(jié)調(diào)節(jié)了網(wǎng)絡(luò)成癮→自我和諧→學(xué)業(yè)拖延前半段路徑

研究發(fā)現(xiàn)，對于低網(wǎng)絡(luò)成癮的青少年，較高的自我調(diào)節(jié)能力能使其受益；對于高網(wǎng)絡(luò)成癮的青少年，即使具有一定的自我調(diào)節(jié)能力，也無法緩沖網(wǎng)絡(luò)成癮帶來的消極影響，反而因網(wǎng)絡(luò)成癮經(jīng)驗(yàn)與能力經(jīng)驗(yàn)（自我調(diào)節(jié)）的矛盾導(dǎo)致自我不和諧及學(xué)業(yè)拖延的加重。

本研究表明，網(wǎng)絡(luò)成癮對學(xué)業(yè)拖延的風(fēng)險(xiǎn)作用相對強(qiáng)勢，而自我調(diào)節(jié)的保護(hù)作用相對薄弱。因此，在干預(yù)中對自我調(diào)節(jié)的積極作用不可過分樂觀，對網(wǎng)絡(luò)成癮帶來的消極影響應(yīng)給予更多重視。

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作者簡介：王迎軍（1970—），男，山東淄博人，本科學(xué)歷，高級教師，主要研究方向?yàn)榻逃畔⒒Ｓ谘螅ㄓ嵶髡撸校┦浚v師，研究方向?yàn)榻】到逃⑿睦韺W(xué)研究。

基金項(xiàng)目：泰安市社會科學(xué)課題（22-YB-078）；泰安市教育科學(xué)規(guī)劃專項(xiàng)課題（TJk202106ZX027）；泰山學(xué)院教師教育研究專項(xiàng)課題（JY-01-202234）。