大学生手机成瘾对学业拖延的影响——学业延迟满足的中介作用

阮 慷

(厦门大学 教育研究院，福建 厦门361005)

学业拖延(academic procrastination)是指不必要地拖延学习任务以至于产生心理不适感的行为[1]，或是在学业上表现出来的自愿地延迟学业任务的行为[2]。学业拖延现象普遍存在于国内外各大高校，已有数据显示，80%的北美大学生存在学业拖延问题[3]，国内相关研究显示，有69%的大学生受到学业拖延带来的消极影响[4]。这些消极影响不仅会阻碍个体学术方面的发展[5]，还会引发焦虑、抑郁、愧疚等一系列负性情绪[6]。因此，关注大学生学业拖延问题并进行深入调查和研究，兼具实践和理论意义。手机成瘾(mobile phone addiction)被视作导致学业拖延新的前因变量之一。但当前关于手机成瘾对大学生学业拖延内在影响机制的研究仍然较少，基于此，本研究探索手机成瘾对大学生学业拖延的影响以及验证学业延迟满足(academic delay of gratification)的中介作用，以期为改善当前大学生学业拖延状况提供参考。

1 资料与方法

1.1 研究对象 2018年1月1日，采用滚雪球法向浙江省各大高校发放线上调查问卷。问卷全部设定为匿名填写。截止至当月20日，共回收问卷442份。在剔除无效问卷，如填写时间过短、连续五题及以上选项相同的问卷后，最终纳入本次研究的有效问卷为400份，有效率90.5%。400例研究对象来自浙江省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，独立学院125人，高职高专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 学业拖延量表-学生版(PASS)Part 1 由Solomon和Rothblum联合编制，中文版经关雪菁修订而成[7]，共含18个项目，旨在测量学生在撰写学期论文、备考、完成课程作业、学业管理任务、参与任务、其他一般学校活动等六种不同学习任务上的拖延频率、拖延是否会带来麻烦、减少拖延行为的意愿。采用Likert5点计分，在拖延频率和拖延是否会带来麻烦两方面得分越高，拖延行为倾向越严重。量表的Cronbach’s ɑ系数为0.84[8]、0.85[9]，而本研究中Cronbach’s ɑ系数为0.938。

1.2.2 大学生智能手机成瘾量表(SAS-C) 国内首个中文版本的智能手机成瘾量表，由苏双等人编制[10]，共22个项目，分为戒断行为、突显行为、社交安抚、消极影响、App使用、App更新等6个维度。采用Likert5点计分，从1分代表“非常不符合”到5分代表“非常符合”，评分越高代表智能手机成瘾程度越高。其Cronbach’s ɑ系数为0.88，重测信度为0.93，在本研究中为0.946，具有良好的信度。

1.2.3 大学生学业延迟满足量表(ADOGS) 由Bembenutty及其助手于1998年编制，后经刘玲花等人进行本土化翻译修订后，成为国内测量学业延迟满足使用最多的一种量表[11]。修订后量表包含“课堂”、“课下”两个维度共10个项目，项目均为两难问题情境。采用Likert4级评分，评分越高，学业延迟满足水平越高，反之越低。量表的Cronbach’s ɑ系数为0.848，在本研究中则为0.920。

1.3 统计学处理 使用SPSS 21.0统计软件进行数据整理与分析，运用AMOS 21.0软件以及Bootstrap法构建中介效应的结构方程并作进一步检验。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验 在本研究调查中，因对同一被试同时使用3个量表进行测量，容易产生由共同方法变异所导致的共同方法偏差问题。对此，本研究采用Harman单因子检验方法予以检验，结果显示，在未旋转情况下共有八个因子的初始特征值大于1，并且第一个因子解释的变异量为34.767%，低于40%的临界标准。因此可判定，本研究中的共同方法偏差问题并不明显。

2.2 大学生学业拖延的基本现状分析 400名大学生被试的学业拖延得分呈正态分布，分值1～5分，平均2.71±0.84分。得分高于中间值3分的被试有126名，占总样本的31.5%。在考察的六项学习任务中，备考、学业管理任务、完成课程作业和撰写学期论文的拖延程度相对较高。被试减少拖延行为意愿的平均分为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，占总样本的49.25%。见表1。

表1 大学生学业拖延的基本现状(分)

2.3 大学生手机成瘾、学业延迟满足、学业拖延的相关分析 运用Pearson相关分析对手机成瘾、学业延迟满足、学业拖延三者之间的相关性进行计算发现，三者两两之间均存在0.01水平显著的相关关系。如表2所示：手机成瘾与学业延迟满足显著负相关；手机成瘾与学业拖延显著正相关；学业延迟满足与学业拖延显著负相关。这些相关关系的存在是进行中介效应分析的前提条件。

表2 大学生手机成瘾、学业延迟满足、学业拖延的相关分析(r)

注：**P<0.01。

2.4 手机成瘾组与对照组的学业延迟满足、学业拖延的比较分析 将手机成瘾平均分降序排列，设定前27%的108名大学生被试为手机成瘾组(平均分>3.50)，后27%的108名大学生为对照组(平均分<2.55)，即手机正常使用组。t检验结果如表3所示，手机成瘾组和对照组在学业延迟满足、学业拖延方面差异显著(P<0.001)。

表3 手机成瘾组与对照组学业

注：***P<0.001。

2.5 学业延迟满足的中介效应检验 采用AMOS 21.0软件建立学业延迟满足在手机成瘾影响学业拖延中的中介作用模型。在该模型中，以手机成瘾、学业延迟满足、学业拖延三个变量为潜变量，变量本身的维度为各自的观察变量。考虑到学业拖延这一潜变量没有明确的维度，故将其包含的12个项目按拖延频率、拖延是否会带来麻烦进行分组打包，并以拖延一、拖延二命名作为其观察变量。最终得到模型拟合度：χ2/df=3.337，RMSEA=0.077，AGFI=0.914，TLI=0.959，GFI=0.950，CFI=0.971，各项拟合指数良好，模型可以被接受，且所有的路径系数均达到显著水平。通过AMOS分析结果可知，手机成瘾对学业拖延不仅能进行直接的影响，还能通过学业延迟满足进行间接的影响，学业延迟满足在手机成瘾对学业拖延的内在影响机制中起部分中介作用。见图1。

图1 学业延迟满足的中介作用模型

在此基础上，运用Bootstrap法进行进一步分析验证。设置重复抽样5000次，计算95%的置信区间，结果显示，区间(LLCI=0.1023，ULCI=0.2481)中没有包括0，说明学业延迟满足在手机成瘾对学业拖延的影响中起到的中介效应显著，中介效应为0.1745，占总效应的27.54%(见表4)。在对学业延迟满足控制后，区间(LLCI=0.3586，ULCI=0.5597)仍不含0，说明手机成瘾对学业拖延的直接效应亦显著。由此可见，学业延迟满足在手机成瘾对学业拖延的影响中发挥的是部分中介效应。此外，由学业延迟满足在手机成瘾与学业拖延间的中介效应(0.1745)与直接效应(0.4591)符号相同可知，除学业延迟满足外，本研究模型可能尚存其他的互补中介。

表4 学业延迟满足在手机成瘾对学业拖延影响的中介效应分析

3 讨论

3.1 大学生学业拖延的现状 本研究所得大学生学业拖延水平的结果与其他学者运用相同量表得出的结果基本一致：接近但略低于中间值3[12]。总体来说，大学生群体的学业拖延水平并不严重，且有近半被试表示出较高的改变拖延的期望。通过进一步分析发现，得分高于3分人数占总人数的31.5%，说明有相当一部分大学生存在学业拖延情况，且这种拖延广泛体现在备考、完成课程作业、撰写学期论文、学业管理任务等多种学习任务上。

3.2 大学生手机成瘾对学业拖延的影响 本研究结果显示，手机成瘾能够直接正向影响学业拖延，大学生手机成瘾程度越高，其学业拖延行为越严重。这与前人的观点相吻合[13]。近年来，随着智能手机的普及及其通信功能、网娱应用的快速发展，大学生群体的手机成瘾程度趋向于更高，手机成瘾的均分达到67.05±17.3分，高于原量表制作者于2014年所得的60.7±12.8分。手机成瘾程度愈高，个体沉迷于手机的时间就愈长，进而学业任务就愈加地推后与拖延[14-15]。从人格因素角度来看，手机依赖者往往伴随着较低水平的自尊，而低水平自尊的个体出于自身心理防御的需要，为避免显露自身能力不足通常会选择较少地投入时间、精力于学业任务中，从而造成不同程度的学业拖延[16]。因此，高校学生工作者，特别是辅导员、心理健康咨询教师有必要对学生的手机使用情况予以关注和合理的约束，更有必要对表现出手机成瘾倾向的学生施以及时的干预与引导，避免手机成瘾对学生的学业发展产生更大的消极影响。与此同时，学生个人、家长、以及社会等方面也应积极调动自身力量参与到问题的解决过程中来。

3.3 学业延迟满足在手机成瘾对学业拖延影响中的中介作用 从上述检验结果可知，学业延迟满足对手机成瘾与学业拖延的关系起了部分中介影响作用，其影响路径为：手机成瘾—学业延迟满足—学业拖延，即手机成瘾可通过学业延迟满足间接影响学业拖延。通常情况下，个体的手机成瘾程度越高，其学业延迟满足水平越低。这在本研究中也已得到验证：手机成瘾与学业延迟满足呈显著负相关，并且手机成瘾能够显著负向预测学业延迟满足。手机成瘾者通常伴随着较差的自控力，缺乏对自身学习行为的有效监控，在面对眼前诱惑(如手机)时更易放弃追求更有价值的长远学习目标，表现出较低的学业延迟满足水平。而学业延迟满足作为一种优秀的自控力，个体的水平越高越能够对自身学业行为进行有效的调控，进而减少学业拖延情况的发生；反之，则会使个体易为眼前的即时满足所吸引，做出拖延的决策，进而做出学业拖延行为。这提醒我们，要想改善当前大学生学业拖延现状，除了要考虑矫正大学生手机成瘾倾向外，还有必要从提升自我控制能力和学业延迟满足水平的角度进行深入的思考。

整体来说，大学生学业拖延水平处于中等程度，且有近半大学生表示出较高的改变拖延的期望。但是存在约三分之一的大学生表现出较为严重的学业拖延倾向，这一现状应得到教育者的重视。手机成瘾不仅能够直接影响学业拖延，亦能够通过学业延迟满足间接影响学业拖延。学业延迟满足在手机成瘾对学业拖延的影响中起着部分中介作用。

4 不足与展望

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，本研究只采用了问卷法这样一种自我报告形式的研究方法。在实际调查中，被试主观方面的干扰很可能会对最终研究结果的客观性、准确性产生影响。因此，在后续的研究中可考虑辅之以访谈法、实验法等其它研究方法。此外，本研究选用的量表虽然均具有良好的信、效度且在相关领域得到广泛使用，但是存在着老旧、本土化程度不高等弊端，需要进一步修订，使其更加贴合我国大学生的当前实际。其次，在调查取样上，大一学生的样本量远多于其他年级，这在一定程度上会影响到本研究的外部效度。因此，在未来的研究中，应注意取样的均衡性，以形成更可靠、准确的研究结论。再者，本研究主要调查临近考试时大学生的学业拖延情况，没有涉及到对平时学习生活中拖延情况的分析，在今后的研究中应加以补充并进行比较分析，以增加研究结果的可推广性。其四，在中介效应检验的过程中我们发现，除了学业延迟满足这一中介外，还存在其它的互补中介。对此，在未来研究中可进行深入探讨，以发现更多改善大学生学业拖延的途径及对策。