1. 引言
手机依赖、行动拖延和意志力不足是当前大学生的三大常见的行为问题。
关于手机依赖,还没有统一的定义,比较一致的看法是,手机依赖(mobile phone dependence)指个体因为使用手机的行为失控,导致生理、心理及社会功能明显受损的痴迷状态(Park, 2005)。手机依赖属于行为成瘾中的技术成瘾,它既具有一般成瘾行为的核心特征,如缺少自我控制、情绪改变、耐受性、戒断症状、认知受阻和复发等特性(Park, 2003),也以“人机交互,无物质摄入”、“在公共场所全然不顾及他人、肆无忌惮地使用手机以致影响他人(Park, 2003)”为独有特征。国内大学生手机依赖的发生率为26.6%~57.5% (杨葛君,2016;欧阳乐,2017;叶开能,2016;史桂蓉,等,2016)。大学生使用手机的目的集中于社交与娱乐两方面(叶开能, 2016)。手机依赖使大学生疏于时间管理和生涯规划、易于学业拖延(张娜,2016),导致成绩下降(Samaha & Hawi, 2016),难以坚持健康的生活方式(彭湃,2016),影响睡眠质量(陈雪红,等,2016)和体质健康(冯红新,王红雨,2018; HOU Yongmei et al., 2018),导致大脑皮层结构和功能的异化(Wang et al., 2016),不利于现实社交能力的培养和现实人际关系的发展(叶开能,2016),导致情绪不良(Li et al., 2016; Mahashen, Bataineh, & Ai-Zoubi., 2016)和认知障碍(Mecacci, Righi, & Rocchetti, 2004),降低生活满意度(欧阳乐,2017)和主观幸福感(冀嘉嘉,吴燕,&田学红,2014)。
一般性拖延是指个体在生活和工作的多数任务上都故意延迟必须完成的任务,直至产生不良情绪和不良后果,从而影响个体身心健康和生活质量的状况(Wolters, 2003)。拖延的后果主要是妨碍任务的完成,增加心理压力,产生焦虑、抑郁、自卑、内疚、自责等负面情绪,导致学习与工作效率的下降(冀嘉嘉,吴燕,田学红,2014;叶艳晖,2014; Klingsieck et al., 2012),不利于生理健康(倪士光,等,2012)和心理健康(卿再花,吴彩虹,曹建平,2018)的维护。国内大学生一般性拖延的发生率为81.7%~95.7%,其中75%的学生意识到自己的拖延问题,并且有改变拖延的强烈意向(张庆华,等,2016;丁婷婷,余秀兰,龚雪,2015;单泓博,等,2016)。
意志力(Willpower)是个体自觉地确定目的,并根据目的支配、调节自己的行动,克服各种困难,从而实现目的的心理素质,我们可以通过自觉性、坚韧性、自制性、果断性、目的性、调节性等指标来衡量意志力水平(彭聃龄,2016)。
既往研究发现,拖延大学生的大脑存在执行功能缺陷(王旭祥,等,2018),因而造成自我监控和自我调节能力的不足(史利红,2016;陈明,等,2018)。有学者(辛自强,郭素然,池丽萍,2007)认为,自我控制与拖延存在直接联系,而其他心理特质对拖延的影响可能是通过自我控制才能发挥作用。如上所述,手机依赖的核心特征之一是缺乏自我控制,意志力的核心品质之一也是自制力(自我控制能力)。由此可见,手机依赖、拖延行为及意志力三者在心理根源上存在同源性。另一方面,实证研究发现,手机依赖、拖延行为和意志力存在显著的两两相关(史桂蓉,等,2016;葛欣欣,2017;张潮,翟琳,王畅,2017)。手机依赖表现为一系列外显的行为和情绪反应,属于结果变量;一般性拖延是行为模式,也就是人格特质,属于远端变量,意志力是克服困难的心理素质,属于近端变量,一般性拖延理应受到意志力的中介作用。由此我们可以假设,意志力在一般性拖延和手机依赖之间起中介作用,其影响路径如图1所示。
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Figure 1. The relationship between the total score of GPS and CSMPDO in undergraduates: the Mediating effect of the total score of NGCSWQ
图1. 意志力在一般性拖延与手机依赖之间的中介效应路径图
2. 对象与方法
2.1. 对象
采用随机抽样法,选取广州大学、华南农业大学、广东工业大学、广东医科大学、广州美术学院、广州体育学院、北京理工大学珠海学院等7所高校大一到大五学生,共发放1000份问卷;回收有效问卷842份,问卷有效率为84.2%。年龄18~24岁(平均20.61 ± 2.08岁),其中男生412人,女生430人;大一153人,大二131人,大三225人,大四255人,大五78人。
2.2. 工具
2.2.1. 大学生手机成瘾问卷(College Student Mobile Phone Dependence Questionnaire, CSMPDQ)
由王正翔(2013)编制,用于调查大学生手机依赖倾向。共20个条目,分为持续性、冲突性、戒断性、技术性和突显性等5个维度,采用Likert 5点计分法,从“完全不符合”至“完全符合”分别评定为1~5分,得分越高则依赖性越强。总分 ≥ 70分为手机依赖倾向,总分 ≥ 80分为手机依赖症。在本研究中,总问卷的Cronbach’a系数为0.832,各维度的Cronbach’s α系数为0.749~0.805。
2.2.2. 新生代大学生意志力量表(New Generation College Student Willpower Questionnaire, NGCSWQ)
由武丽丽(2016)编制,用于测量新生代大学生的意志力。共24个条目,分为目的性、自觉性、坚韧性、自制性、果断性和调节性等6个维度。该量表采用5点计分法,从“完全符合”到“完全不符合”分别为1~5分,得分越高则意志力水平越高。总分 ≤ 72分为低分;总分 ≥ 82分为高分。在本研究中,总量表的Cronbach’s α系数为0.871,各维度的Cronbach’s α系数分别为 0.779~0.822。
2.2.3. 一般拖延行为量表(General Procrastination Scale, GPS)
由Lay (1986)编制,包翠秋(2006)修订为中文版,用于评估个体在多数事务上的拖延程度。共20个条目,归为一个维度,采用Likert 5点计分法,从“完全不符合”到“完全符合”分别为1~5分。总分 > 60分为拖延者,总分 ≤ 60分为非拖延者。在本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.837。
2.3. 数据处理
使用SPSS 20.0对有效数据进行统计分析。采用描述性统计计算被试在各份量表上的平均分和标准差,以及各分数段的人数;采用Pearson 积差相关探讨各项变量间的相关关系;运用线性回归分析分析意志力在手机依赖和拖延行为之间的中介作用。
3. 结果
3.1. 大学生手机依赖、意志力和一般性拖延的现状
本组大学生手机依赖倾向的发生率为59.5% (501/842),手机依赖症的发生率为11.2% (94/842);意志力高者23.6% (199/842),意志力低者59.0% (497/842);一般性拖延的发生率为67.9% (572/842)。
3.2. 各研究变量的描述性统计及相关分析
由表1可见,CSMPDQ、NGCSWQ和GPS的总分之间两两显著相关(r = −0.825、0.490、−0.421;均P < 0.001)。
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Table 1. The Pairwise correlation of all the variables
表1. 各研究变量的相关分析
注:*p < 0.05, **p < 0.01,***p < 0.001 (下同)。
3.3. 意志力在大学生拖延和手机依赖之间的中介效应检验
采用温忠麟等(2005)提出的中介效应检验方法,对意志力在大学生一般性拖延与手机依赖之间的可能中介效应进行分析。具体步骤如图2所示,自变量X是拖延,因变量Y是手机依赖,需要验证的中介变量M是意志力。在第一步,以CSMPDQ总分作为因变量,以GPS总分作为预测变量,进行回归分析,得到回归系数c;第二步,以NGCSWQ总分作为因变量,以GPS总分作为预测变量,进行回归分析,得到回归系数a;第三步,以CSMPDQ总分作为因变量,以GPS和NGCSWQ总分同时作为预测变量,进行回归分析,得到回归系数b和c’,见表2。
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Figure 2. The steps of the mediation test
图2. 中介效应检验的步骤
![](Images/Table_Tmp.jpg)
Table 2. The sequential test of mediating effect for the total score of NGCSWQ in the relationship between the total score of GPS and CSMPDO in undergraduates
表2. 意志力在一般性拖延和手机依赖之间的中介效应检验
注:**, P < 0.01; *, P < 0.05
由表2可知,第一步,一般性拖延正向预测手机依赖,两者之间的回归系数为0.490,回归系数显著进入第二步;第二步,一般性拖延负向预测意志力,两者之间的回归系数为−0.421,回归系数显著进入第三步;第三步,在控制了意志力对手机依赖的影响后,一般性拖延仍然可以正向预测手机依赖,得到的回归系数为0.174,回归系数显著。在因变量手机依赖和自变量一般性拖延之间加入中介变量意志力之后,手机依赖和一般性拖延之间的回归系数的绝对值降低。由此可知,意志力在一般性拖延和手机依赖之间的中介作用显著,且为部分中介效应,中介效应占总效应的64.52%。
回归方程:
第一步:Y = 0.357X
第二步:Y = −0.530X
第三步:Y = 0.127X − 0.434M
4. 讨论
本组大学生手机依赖倾向的发生率为59.5% (501/842)、手机依赖症的发生率为11.2% (94/842)、意志力高者23.6% (199/842)、意志力低者59.0% (497/842)、一般性拖延的发生率为67.9% (572/842),手机依赖、意志力低与拖延行为的发生率比较接近,与既往研究结果一致(杨葛君,2016;欧阳乐,2017;叶开能,2016;史桂蓉,等,2016; Wolters, 2003;张庆华,等,2016;丁婷婷,余秀兰,龚雪,2015;包翠秋,张志杰,2006)。提示手机依赖、意志力低下和拖延是大学生高发的行为问题,且三者之间关系密切。
本研究发现,大学生的一般性拖延与手机依赖之间存在着直接效应和间接效应。
一方面,大学生的一般性拖延与手机依赖显著正相关,这是两者之间的直接效应,与史桂蓉等(2016)的研究结果一致。也就是说,拖延越严重的大学生,其手机依赖倾向越是明显,这是为了逃避现实压力或繁重的任务。拖延严重的大学生更愿意通过手机等外界娱乐手段来缓解学习或工作任务所带来的心理压力,或者减轻因为拖延产生的自责和焦虑等不良情绪,然而这会导致恶性循环,造成手机依赖和拖延带来的双重危害。
另一方面,一般性拖延与手机依赖之间存在间接效应。表现在以下途径:一般性拖延–意志力–手机依赖,也就是意志力在一般性拖延和手机依赖之间起部分中介作用。一方面,严重拖延者往往伴随着较低的意志力,他们缺乏自制力和自我调节能力,更容易出现手机依赖。另一方面,根据时间折扣理论,时间会影响行为的主观价值。低自制力者因为拖延而延长任务完成的时间,从而降低对任务的价值评估,同时由于手机使用所带来的满足感,提高了手机的主观价值,因而转向使用手机。
5. 结论
本研究初步揭示了大学生一般性拖延、意志力和手机依赖的关系,验证了以下假设:意志力在一般性拖延和手机依赖之间起部分中介作用。一方面,一般性拖延与手机依赖之间存在显著的正相关,这是两者之间的直接效应;另一方面,一般性拖延与手机依赖之间存在着间接效应。表现在以下途径:一般性拖延–意志力–手机依赖,意志力在一般性拖延与手机依赖之间起部分中介作用。
综上所述,大学生手机依赖的重要原因之一是由于意志力低下,需要通过频繁甚至过度使用手机来减轻由于拖延而造成的心理压力以及焦虑等不良情绪。根据本研究的结论,我们对家庭和学校教育提出以下参考意见:对大学生手机依赖的干预,应该从加强大学生心理健康教育和心理素质训练入手,帮助他们提高意志力水平和自我控制能力,有计划有步骤地执行行动,避免拖延的发生,以减少手机依赖的发生。未来我们可追加纵向研究的数据对大学生的拖延行为与手机依赖的关系作进一步验证。
基金项目
2016年度广东医科大学科研基金重点培育项目(Z2016007)
参考文献
NOTES
*通讯作者。