中学生手机成瘾对学业自我效能感的影响分析

陈雨婷 赵琴 林白桦

摘要：随着手机智能化，中学生的手机使用频率逐渐上升，严重者则出现手机成瘾的现象，对中学生生理及心理产生不良影响。研究采用问卷调查法，针对中学生手机成瘾、学业拖延与学业自我效能感三者的关系进行探讨。结果显示：（1）中学生手机成瘾与学业拖延呈显著正相关;中学生手机成瘾与学业自我效能感呈显著负相关;中学生学业拖延与学业自我效能感呈显著负相关。（2）学业拖延在中学生手机成瘾与学业自我效能感中起到部分中介的作用。

关键词：手机成瘾;学业拖延;自我效能感;中介效应

一、引言

随着科技水平的高速发展，智能手机的性能、功能得到逐步地更新和完善，具有便利性和隨时性的特点。因此，手机上网正逐步取代电脑上网，成为中学生间最受欢迎的网络冲浪方式。

手机成瘾（Mobile phone addiction）指由于手机使用不当而造成的生理及心理的不适症状，这是一种心理成瘾现象。截止2019年8月，根据《中国互联网络发展状况统计报告》中的数据显示，我国网民规模已达8.54亿，其中10-19岁网民的人数占总体的16.9%[1]。中学生正处于自我同一性发展的关键期，当学生过度沉迷于手机中的虚拟世界，将对其人际关系、心理品质、学习生活等方面产生负面影响，阻碍自身发展。

刘海波的研究表明，初中生手机成瘾与学业拖延之间存在显著正相关，且年级越高学业拖延水平越高[2]。此外，焦宇杰发现，初中生学业自我效能感与手机成瘾呈显著负相关，高学业自我效能感有助于阻碍手机成瘾水平的发展[3]。多数研究表明，低自我效能感将预测学业拖延行为。王莹等人发现，中学生学业自我效能感对学业拖延具有显著负向预测作用[4]。高学业自我效能感的学生，具有较强的学习自我监督和执行能力;而低学业自我效能感的学生，对完成学习任务自信心不足，最终导致学业拖延[5]。然而，也有研究得出相反的结论，左艳梅等人表示，部分高学业自我效能感的学生，对学业成就充满信心，动机水平低，因此这部分学生认为如果没有最后期限或者外部压力就难以行动起来，造成学业拖延[6]。

综上所述，国内就手机成瘾、学业拖延和学业自我效能感的独立研究或两两之间的研究较多，且集中在大学生群体，对中学生群体的关注较少。此外，前人研究大多将学业自我效能感作为内在因素，探究其对手机成瘾和学业拖延的影响。但较少以手机成瘾和学业拖延为自变量，探究它们对学业自我效能感的预测作用。因此，本研究将探讨手机成瘾、学业拖延与学业自我效能感之间的关系，为提高中学生学业自我效能感提供更多实质性的参考。

二、研究方法

（一）研究对象

本研究采用简单随机抽样的方法，抽取了广东省两所初中以及一所高中的798名中学生为被试进行问卷调查，其中初一196人，初二196人，初三189人，高一83人，高二74人，高三60人;独生子女137人，非独生子女661人;男生380人，女生418人。

（二）研究工具

1.手机成瘾量表

手机成瘾指数量表（mobile phone addiction index， MPAI）由香港中文大学梁永炽编制。黄海等人修订的《手机依赖指数量表中文版》，共17个项目，此量表有四个维度：失控性、戒断性、逃避性和低效性。总量表的内部一致性系数为0.91，四个分量表的内部一致性系数分别为0.84、0.83、0.87、0.81[7]。本研究中的内部一致性系数为0.88。

2.中学生学业拖延问卷

采用左艳梅编制的中学生学业拖延问卷，该问卷包括四个维度，分别是延迟计划、延迟完成、延迟补救和延迟总结。问卷总得分越高，学业拖延越严重。总问卷和四个维度的内部一致性系数在0.723-0.913之间[8]。本研究中的内部一致性系数为0.90。

3.学业自我效能感量表

采用梁宇颂编制的学业自我效能感问卷，该问卷将学业自我效能感分为学习能力自我效能感和学习行为自我效能感两个维度。两个分量表的内部一致性系数分别为0.820和0.752[9]。本研究中的内部一致性系数为0.89。

（三）数据处理

本研究采用SPSS21.0软件对所得数据进行基础分析，并使用Process v3.3进行中介效应校验，最后在此基础上运用Bootstrap法进行进一步的中介效应显著性检验。

三、研究结果

（一）中学生手机成瘾、学业拖延与学业自我效能感的描述性统计分析

798名中学生的手机成瘾平均分为2.25±0.73，被鉴定为手机成瘾的有57人，占总体的7.14%。在学业拖延上，中学生总体学业拖延水平较低，平均得分为2.49±0.70，高于理论中值3的有161人，占总体的20.18%。中学生在学业自我效能感上的平均得分为3.33±0.55，高于理论中值3的人数占总体的72.93%，表明大多数中学生拥有较强的学业自我效能感。

（二）中学生手机成瘾、学业拖延与学业自我效能感的人口学差异分析

人口学变量差异分析的结果显示，手机成瘾在性别及是否为独生子女上均不存在显著差异，在年级上则差异显著。具体表现为，初一学生得分最低;从初一到高二，学生手机成瘾的得分随着年级的增高而上升，而高二到高三的得分则显著下降，整体手机成瘾变化趋势呈倒“?”型。在学业拖延方面，是否为独生子女在得分上的差异无统计学意义，性别及年级因素的差异显著。男生的学业拖延水平要显著高于女生，学业拖延在年级上的差异表现为与手机成瘾相同的趋势。在学业自我效能感上，独生子女的得分显著高于非独生子女，在性别和年级上不存在显著差异。详见表1和表2。

（三）中学生手机成瘾、学业拖延与学业自我效能感的相关性分析

通过Pearson积差相关分析可得，中学生手机成瘾与学业拖延呈显著正相关（0.352，p<0.01）;手机成瘾与学业自我效能感呈显著负相关（-0.289，p<0.01）;学业拖延与学业自我效能感呈显著负相关（0.629，p<0.01）。

（四）中介效应检验

以手机成瘾为自变量、学业拖延为中介变量、学业自我效能感为因变量，采用Hayes的PROCESS程序对学业拖延的中介效应进行检验。

结果表明，手机成瘾既能显著正向预测学业拖延（β=0.34，p<0.001），也能显著负向预测学业自我效能感（β=-0.29，p<0.001）。当手机成瘾和学业拖延同时预测学业自我效能感时，学业拖延能够显著负向预测学业自我效能感（β=-0.62，p<0.001），手机成瘾对学业自我效能感的回归系数从-0.29降到-0.08，其预测作用仍然显著。

运用Bootstrap法对学业拖延的中介效应显著性進行检验。结果显示：间接效应Bootstrap95%的置信区间为（LLCI=-0.20，ULCI=-0.12），证明学业拖延的中介效应显著，其中介效应值为-0.16，占总效应的72.73%。中介变量介入后，直接效应的Bootstrap95%的置信区间为（LLCI=-0.10，ULCI=-0.02），即在中介作用的影响下，手机成瘾对学业自我效能感的直接影响仍然显著，其效应值为-0.06，占总效应的27.27%。因此得出研究结论：学业拖延在中学生手机成瘾与学业自我效能感中起到部分中介的作用。

四、研究讨论

（一）中学生手机成瘾、学业拖延及学业自我效能感的基本现状和人口学变量差异分析

1.中学生手机成瘾的特点

本研究中，手机成瘾在中学生中表现为较低水平。人口学变量差异上，手机成瘾在年级上差异显著，初一到高三，学生手机成瘾变化趋势呈倒“?”型。初一学生对校园的新事物及管理模式较为陌生，面对学校手机管理制度抱有严格遵守的态度。处于青春期的初二初三学生具有较强的逆反心理，开始挑战学校权威，玩手机就是其表现之一。对于高中生而言，为了方便联络，家长基本会给孩子配备手机。但由于学生多为住校，家长难以实现远程监管，加之学校的管理力度有限，手机成瘾现象则更为严重。

2.中学生学业拖延的特点

研究结果显示，中学生总体学业拖延水平不高，与葛操等人的结果一致[10]。在性别上，男生的学业拖延水平显著高于女生。根据发展心理学的理论，女生发育早于男生，在思想方面表现得比男生成熟，自我控制能力更强。因此，女生在学业上更遵守纪律和规范，积极性更强。此外，学业拖延在年级方面的差异显著，初一到高三，学生学业拖延发展趋势呈倒“?”型。随着年级升高，学习难度不断加大，学习任务越发繁重，学生易对学习产生逃避心理，导致学业拖延。相对于其他年级，高三学生面临高考，目标更加明确，任务更加紧急，在环境的影响下，对学习更为重视，从而自发地控制手机使用频率，改善学业拖延现象。

3.中学生学业自我效能感的特点

中学生学业自我效能感总体水平较高，独生子女在学业自我效能感上的得分显著高于非独生子女。独生子女作为家中独苗，父母在教育上将付出更多的精力和心血，对其有着更高的期望和关注。独生子女在学业上遭遇挫折时，父母更能及时地察觉孩子的心理问题，给予安慰和鼓励。因此独生子女对自身学习能力更有自信，学业自我效能感水平更高。

（二）学业拖延在中学生手机成瘾与学业自我效能感中的中介作用

研究表明，学业拖延在手机成瘾和学业自我效能感中起到部分中介的作用。手机成瘾主要表现为将大量时间花费在手机上，当中学生无法从手机媒介中脱身，用于学业上的时间自然减少，学业拖延状况也就会更多地出现。此外，当剩余的时间不足以完成学习任务时，学生将把任务想象得更为困难，产生畏难和逃避心理，加重学业拖延。陈秋珠在其研究中表示，初中生由于心智尚不完全成熟，对自身能力的评判主要根据外部及他人评价内化而来。他们将考试结果以及他人对其学习能力的评价进行整合，进而做出自身学习能力的最后评定[11]。综上所述，当手机成瘾导致的拖延使学生无法按时完成学习任务时，其学习效果并不理想，学生将对自身学习能力产生怀疑。加上外界对其学习成果的负面评价，学业拖延的学生会产生深深的挫败感，失去信心，从而降低学业自我效能感。

参考文献：

[1] 中国互联网络信息中心.第44次《中国互联网络发展状况统计报告》.引自http：//www.cnnic.cn/hlwfzyj/hlwxzbg/hlwtjbg/201908/P020190830356787490958.pdf，2019-08

[2] 刘海波.初中生手机成瘾与学业拖延关系[J].广东经济.2017（8）：131-131.

[3] 焦宇杰.初中生学业自我效能感与手机以来的关系与干预研究.硕士学位论文.河北师范大学.

[4] 王莹.农村初中生学业拖延与时间管理倾向、学习自我效能感关系研究[D].福建：福建师范大学，2011：35-37.

[5] 祝姗，学业自我效能感与成就动机对高中生学业拖延的影响[J].心理月刊.2019（3）：2-3.

[6] 左艳梅，张大均.学业拖延影响因素研究述评[J].哈尔滨学院学报（3）：134-138.

[7] 黄海，牛露颖，周春燕，吴和鸣.手机依赖指数中文版在大学生中的信效度检验[J].中国临床心理学杂志，2014，22（05）：835-838.

[8] 左艳梅. 中学生学业拖延的问卷编制及其与父母教养方式的关系研究[D].西南大学，2010.

[9] 梁宇颂. 大学生成就目标、归因方式与学业自我效能感的研究[D].华中师范大学，2000.

[10] 葛操，李春豆，李世杰.初中生自我效能感对学业拖延的影响：性别的调节作用[J].周口师范学院学报，2018，35（02）：146-152.

[11] 陈秋珠.初中生学业拖延与学业自我效能感关系研究[J].华东师范大学学报（教育科学版），2016，34（03）：100-106+123.

作者简介：

陈雨婷（1999年—），女，广东惠州人，本科，广东培正学院学生。

赵琴（1999年—），女，广东梅州人，本科，广东培正学院学生。

林白桦（2000年—），女，广东阳江人，本科，广东培正学院学生。