1. 引言
随着社交媒体平台不断迭代演进,信息方式也随着技术升级而日益丰富 [1] ,短视频已逐渐成为社交媒体内容生产的主流。将短视频与生活、学习、娱乐融合已成为大学生使用社交媒体的趋势 [2] 。尤其是在日常学习生活感到无聊的情况下,大学生更倾向于追求刺激的事物,从而导致对短视频的过度使用,这可能会对大学生的学习产生负面影响。
1.1. 短视频过度使用与学习主观幸福感
主观幸福感是指个体认识到自己需要得到满足时产生的一种积极满足的情绪状态 [3] ,学习主观幸福感即学生在学习前、学习过程中或者学习过程之后所体验到的一种满足感、愉悦感和成就感。学生的学习主观幸福感对学校教育和学生自身的学习和发展都具有重要意义,其与学习成绩息息相关 [4] [5] ,学习成绩下降将会导致学生的学习主观幸福感降低。而一旦大学生过度使用短视频,则会对他们的身心健康产生负面影响,进而影响大学生的学习成绩与学习主观幸福感 [6] ,有研究发现短视频的过度使用将更容易导致学生抑郁 [7] 。基于此,本研究提出假设H1:短视频过度使用负向预测大学生的主观幸福感。
1.2. 学习动机的中介作用
学习动机是促使学生参与学习活动的直接动力,是学生学习成功的一项重要因素 [8] 。可以从两个角度来分析学习动机:内在学习动机是指由于兴趣或享受学习而进行的学习。相比之下,外在学习动机是指为了某些目的而学习,例如在课堂上处于更高的位置和获得更好的成绩,本研究主要关注学生的内部动机。一旦学生沉迷短视频,必然会导致其内在学习动机下降 [6] ,进而影响学生的学习成绩。当学生的成绩达不到自己的期望时必然产生不愉快的体验,从而导致大学生的主观幸福感降低。基于此,本研究提出了以下假设,H2:学习动机在短视频过度使用与学习主观幸福感之间起中介作用。
1.3. 学习倦怠的中介作用
学习倦怠是指学生对学习没有兴趣或缺乏动力却又不得不为之时,产生厌倦、沮丧等情绪,从而产生一些不适当的逃避学习的行为 [9] 。学习相对于短视频的比较乏味,从而导致学生更容易被短视频吸引,从而失去学习的兴趣。并且有研究发现,学习动机与学习倦怠呈负相关 [10] ,学习动机越高的学生,越不容易产生学习倦怠。而产生学习倦怠的学生,往往体验不到学习的乐趣,进而降低学习主观幸福感 [11] 。基于此,本研究提出了以下假设,H3:学习倦怠在短视频过度使用和学习主观幸福感之间也起中介作用;H4:学习动机和学习倦怠在短视频过度使用和学习主观幸福感之间起链式中介作用。
2. 研究方法
2.1. 被试
选取250名大学本科学生为研究对象,其平均年龄20.72 ± 1.412岁,其中男生96人,女生140人。向研究对象发放问卷进行调查,排除14份无效问卷后,共得到有效问卷236份,问卷回收率为94.4%。
2.2. 研究工具
2.2.1. 短视频使用问卷
采用叶建红 [6] 编制的短视频使用问卷,用于调查大学生的短视频使用情况。该问卷共7个项目,均为正向计分,采用Likert 4点计分:“完全不符合”= 1,“比较不符合”= 2,“比较符合”= 3,“完全符合”= 4。所有项目之和得出总分,总分越高,表明大学生的短视频使用行为越多。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.889,且单因子模型拟合良好:χ2/df = 2.756,RMSEA = 0.075,CFI = 0.962,TLI = 0.943。
2.2.2. 学习动机调查问卷
根据Deci和Ryan [12] 的观点,编制了大学生学习动机调查问卷用来测量大学生的学习动机。该问卷共6个项目,均为正向计分,采用Likert 4点计分:“完全不符合”= 1,“比较不符合”= 2,“比较符合”= 3,“完全符合”= 4。所有项目之和得出总分,总分越高,表明大学生的学习动机越强。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.813,且单因子模型拟合良好:χ2/df = 1.346,RMSEA = 0.042,CFI = 0.990,TLI = 0.984。
2.2.3. 大学生学习倦怠调查问卷
根据连榕编制的《大学生学习倦怠量表》 [13] ,并主要关注其中的行为不当维度,最终形成大学生学习倦怠调查问卷用来测量大学生行为上的学习倦怠。该问卷共5个项目,均为正向计分,采用Likert 4点计分:“完全不符合”= 1,“比较不符合”= 2,“比较符合”= 3,“完全符合”= 4。所有项目之和得出总分,总分越高,表明大学生学习越倦怠。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.836,且单因子模型拟合良好:χ2/df = 2.855,RMSEA = 0.079,CFI = 0.970,TLI = 0.950。
2.2.4. 学习主观幸福感问卷
采用王静等人 [14] 编写的大学生学习主观幸福感问卷来测量大学生的学习幸福感。该项目共包含26个项目,均为正向计分,采用Likert 4点计分:“完全不符合”= 1,“比较不符合”= 2,“比较符合”= 3,“完全符合”= 4。所有项目之和得出总分,总分越高,表明大学生学习主观幸福感越高。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.936,且四因子模型拟合良好:χ2/df = 1.192,RMSEA = 0.069,CFI = 0.916,TLI = 0.906。
2.3. 研究程序
本研究利用问卷星,通过将二维码发送到学生微信群,从而收集问卷。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差
本研究仅采用问卷法收集数据,可能会存在共同方法偏差,因此本研究采用正反向计分方法进行控制。为进一步提高研究的严谨性,还采用探索因子分析来进行检验。探索性分析结果显示:本研究特征值大于1的因子共有7个,第一个因子的变异解释率为34.595% < 40%,因此本研究问卷不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 描述性统计与相关分析
各变量的平均数、标准差及其相关系数见表1。相关分析结果显示,短视频与学习倦怠正相关,与学习动机、学习主观幸福感存在显著负相关;学习动机与学习主观幸福感存在显著正相关,与学习倦怠存在显著负相关;学习倦怠与学习主观幸福感存在显著负相关。各变量间存在的关系支持进一步假设检验。
Table 1. Descriptive statistical results of variables and correlation matrix between variables
表1. 各变量描述性统计结果和变量间的相关矩阵
注:**p < 0.01。
3.3. 短视频使用与学习主观幸福感-学习动机与学习倦怠的链式中介效应检验
通过SPSS26.0,采用逐步回归法检验是否有必要加入中介变量。回归结果的R2见表2。结果显示,学习动机与学习倦怠在短视频使用与学习主观幸福感间存在中介作用。
通过MPLUS建立结构方程模型,进行链式中介效应的检验。该模型拟合良好:χ2/df = 1.990,RMSEA = 0.069,CFI = 0.944,TLI = 0.930,AGFI = 0.870。
路径分析的结果见图1,学习动机显著负向预测学习倦怠(β = −0.525, SE = 0.116, t = −4.525, p = 0.000),显著正向预测学习幸福感(β = 0.471, SE = 0.092, t = 5.144, p = 0.000);学习倦怠显著负向预测学习幸福感(β = −0.472, SE = 0.087, t = −5.428, p = 0.000);短视频过度使用显著负向预测学习动机(β = −0.334, SE = 0.053, t = −6.290, p = 0.000),显著正向预测学习倦怠(β = 0.421, SE = 0.070, t = 6.019, p = 0.000),在加入了学习动机与学习倦怠后,不再显著预测学习幸福感(β = −0.026, SE = 0.051, t = −0.518, p = 0.605 > 0.05)。这表明在短视频过度使用对学习幸福感的影响中,学习动机和学习倦怠起完全中介效应。
图1. 短视频过度使用–学习幸福感的链式中介模型
采用Bootstrap检验,重复抽样5000次对中介效应进行检验以及估计其置信区间。结果表明,总中介效应值为−0.432,由三条路径的间接效应组成:路径效应1,短视频过度使用–学习动机–学习幸福感,置信区间不包含0,说明该路径的中介效应显著;路径效应2,短视频过度使用–学习倦怠–学习幸福感,置信区间不包含0,说明该路径的中介效应显著;路径效应3,短视频过度使用–学习动机–学习倦怠–学习幸福感,置信区间不包含0,说明该路径的中介效应显著(见表3)。以上结果表明,学习动机和学习倦怠在短视频过度使用与学习幸福感之间起链式中介作用的假设成立。三个间接效应分别占总效应的35.18%,43.36%和17.03%,总间接效应占总效应的95.57%。
4. 讨论
4.1. 短视频过度使用对大学生学习幸福感的直接效应
本研究发现,短视频过度使用与大学生学习主观幸福感显著负相关,且短视频过度使用对大学生学习主观幸福感具有显著负向预测作用。这与以往的研究结果一致 [6] ,大学生过度使用短视频会减少他们对学习的关注 [15] ,导致学习成绩与学习主观幸福感的降低。
4.2. 学习动机的中介作用
本研究发现短视频过度使用通过学习动机的单独中介作用对大学生学习主观幸福感产生影响。短视频过度使用会造成大学生沉迷于短视频内容 [16] ,降低其对学习内容的兴趣,从而导致大学生的学习动机降低,不利于大学生在学习上的进步,导致大学生学习幸福感的降低。这一结果也与以往学习动机与学习幸福感的研究相一致 [17] 。因此,短视频过度使用通过学习动机影响大学生学习主观幸福感的模型路径具有合理性。
4.3. 学习倦怠的中介作用
本研究发现短视频过度使用通过学习倦怠的单独中介作用对大学生学习主观幸福感产生影响。短视频过度使用是一种新的网瘾表现 [18] ,其会造成学生在学习上的倦怠 [17] ,产生一系列对学习不利的行为,如上课不认真、旷课等。这会造成大学生学习成绩的下降,降低学习的主观幸福感。
4.4. 学习动机和学习倦怠的链式中介作用
本研究发现,学习动机和学习倦怠在短视频过度使用对大学生学习主观幸福感的影响中起链式中介作用。以往研究表明,学习动机与学习倦怠密切相关,学习动机越强的学生,对学习有着越浓厚的兴趣,也越不容易产生学习倦怠 [18] ,从而在学习上保持积极满足的情绪状态。因此,短视频过度使用通过学习动机和学习倦怠的链式中介影响大学生学习主观幸福感的模型路径具有合理性。
4.5. 研究局限
本研究样本来源于浙江师范大学,且样本量不是很大,未来可以考虑扩大取样的范围和数量,进一步探讨不同类型学校、不同民族在短视频过度使用与学习主观幸福感上的差异。
5. 结论
随着短视频平台的火热,短视频日益成为大学生日常学习生活的重要组成部分。但短视频对大学生学习的影响机制尚不清晰。本研究通过问卷调查的方式,探究了短视频过度使用对大学生学习主观幸福感的影响。其主要结论如下:(1) 短视频过度使用会降低大学生学习主观幸福感;(2) 学习动机在短视频过度使用和大学生学习主观幸福感之间起中介作用;(3) 学习倦怠在短视频过度使用和大学生学习主观幸福感之间起中介作用;(4) 学习动机、学习倦怠在短视频过度使用和大学生学习主观幸福感之间起链式中介作用。
NOTES
*通讯作者。