大學(xué)生日常煩心事與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系：一個鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/h1>
2020-09-10 11:19:18張丹丹高顯文
心理研究 2020年3期
高 斌 張丹丹 王 娟 高顯文
（1 湖北醫(yī)藥學(xué)院人文社科學(xué)院，十堰442000；2 江西交通職業(yè)技術(shù)學(xué)院心理健康中心，南昌330013）
1 引言
隨著積極心理學(xué)的興起， 學(xué)習(xí)投入日益受到研究者的關(guān)注（Jung ＆ Lee， 2018）。 學(xué)習(xí)投入是指學(xué)生在學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出對學(xué)習(xí)的一種持續(xù)的、 充滿積極情感的狀態(tài)，它以活力、奉獻(xiàn)和專注為主要特征（方來壇， 時勘， 張風(fēng)華， 2008）。 眾多研究表明，壓力是影響個體學(xué)業(yè)表現(xiàn)的重要風(fēng)險因素 （Liu ＆ Lu，2011； 潘斌， 張良， 張文新， 紀(jì)林芹， 2016； 趙鳳青， 俞國良， 2018）。 具體而言，學(xué)業(yè)壓力對中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入有顯著負(fù)向預(yù)測作用（曹新美， 劉在花，2017），大學(xué)生所遭遇的壓力性生活事件越多，其學(xué)習(xí)投入水平越低 （尹忠澤， 孫明月， 梁騰飛，2016）。 需要指出的是，日常煩心事是個體壓力的重要來源， 同時也是壓力研究的一個重要方面（路曉寧， 黃 希 庭， 2010； Stefanek， Strohmeier， Fandrem， ＆ Spiel， 2012），然而，以往研究較多關(guān)注壓力生活事件對個體學(xué)習(xí)投入的影響， 鮮有研究探究日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的影響。鑒于此，本研究旨在探討日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的作用機(jī)制， 以此進(jìn)一步豐富壓力研究的現(xiàn)有成果， 同時為學(xué)習(xí)投入的干預(yù)工作提供實證依據(jù)。
日常煩心事（daily hassles）是指個體在日常生活中與環(huán)境相互作用所產(chǎn)生的較小卻令人煩惱的事件，比如丟失東西、排隊等候、與人爭執(zhí)以及加班等（路曉寧等， 2010）。根據(jù)Lazarus（1984）提出的認(rèn)知評價理論，壓力的產(chǎn)生是個體認(rèn)知評價的結(jié)果，日常生活事件之所以被認(rèn)為是煩心事， 是因為這些事件被個體評價為有害和有威脅的， 并且超出了個體自身能應(yīng)付的范圍。研究表明，日常煩心事會消耗個人的適應(yīng)性資源，增加個體的心理壓力，并降低個體的 生 活 質(zhì) 量 （Sarid， Slonim-Nevo， Sergienko，Peregk， Chernin， ＆ Singer， 2017），損害個體的心理健康（Larsson， Berglund， ＆ Ohlsson， 2016），甚至?xí)l(fā)焦慮、 抑郁情緒 （Bouteyre， Maurel， ＆Bernaud， 2007； Mize ＆ Kliewer， 2017）?？v向研究表明， 日常煩心事可以通過壓力知覺間接影響大學(xué)生的學(xué)習(xí)適應(yīng) （蔣海飛， 劉海驊， 苗淼， 甘怡群，2015）。因此，本研究假設(shè)：日常煩心事與大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入呈負(fù)相關(guān)（H1）。
依據(jù)心理防御機(jī)制理論， 大學(xué)生在應(yīng)對日常煩心事所帶來的壓力時， 有可能采取不成熟的心理防御機(jī)制（如退避上網(wǎng)、逃避現(xiàn)實）來進(jìn)行自我保護(hù)，進(jìn)而提升其網(wǎng)絡(luò)成癮水平（唐湘寧， 周天涯， 2014），而手機(jī)成癮可以視為網(wǎng)絡(luò)成癮的新型表現(xiàn)方式（劉勤學(xué)， 楊燕， 林悅， 余思， 周宗奎， 2017）。 此外，根據(jù)成癮的壓力消解理論和逃避自我理論， 個體在面對壓力時可以將注意力轉(zhuǎn)向外部， 如借助手機(jī)的娛樂功能等外部手段，以此逃避現(xiàn)實達(dá)到宣泄情緒、緩解壓力的目的 （張金健， 2014； 魏華， 周宗奎，李雄， 羅青， 高潔， 2014）。 實證研究表明，壓力還可 以 正 向 預(yù) 測 手 機(jī) 成 癮 （Cho， Kim， ＆ Park，2017）。 更重要的是，手機(jī)成癮可以正向預(yù)測大學(xué)生的拖延行為和學(xué)業(yè)倦?。ㄇ怯穑?陸愛桃， 宋萍芳，藍(lán)伊琳， 蔡潤楊， 2017； 連帥磊， 劉慶奇， 孫曉軍， 周宗奎， 2018）， 降低其學(xué)業(yè)成績 （Kuss ＆Griffiths， 2011； Hawi ＆ Samaha， 2016）。 由此可知， 日常煩心事會誘發(fā)大學(xué)生產(chǎn)生回避等不良應(yīng)對方式，使其手機(jī)成癮水平升高，進(jìn)而對其學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。 由此，本研究假設(shè)：手機(jī)成癮在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起中介作用（H2）。
依據(jù)有限的自制力理論 （譚樹華， 郭永玉，2008），人們可以將自我控制類比成肌肉力量，是一種有限的能量。個體在應(yīng)對壓力時會消耗自制力，進(jìn)而引起自我控制的失?。◤堣存?， 2012）。研究指出，壓力與自我控制呈顯著負(fù)相關(guān) （劉文俐， 蔡太生，朱虹， 陸瑤， 凌宇， 2016）。 此外，自我控制也會影響個體的學(xué)習(xí)投入。個體的自我控制水平越低，其學(xué)習(xí)投入越少（朱海東， 楊飛龍， 李翔， 丁堯， 趙磊，2018）。 由此可知，日常煩心事會消耗大學(xué)生的心理資源，使其自我控制水平降低，進(jìn)而對其學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。 由此，本研究假設(shè)：自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起中介作用（H3）。
依據(jù)自我控制的能量模型 （Baumeister， Vohs，＆ Tice， 2007），自我控制（如抑制玩手機(jī)的沖動）需要消耗個體有限的心理資源，當(dāng)心理資源消耗到一定程度，就會導(dǎo)致個體自我控制的失敗。 研究表明手機(jī)成癮可以負(fù)向預(yù)測自我控制（Han， Geng， Jou， Gao，＆ Yang， 2017）。 由此可見，手機(jī)成癮與自我控制同時中介于日常煩心事與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系時，二者的中介效應(yīng)或許不僅僅可以通過“并行”的方式起作用，也可以通過“串行”的方式對個體的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。據(jù)此，本研究假設(shè)：手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫℉4）。
綜上所述， 本研究為了探討日常煩心事如何影響大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，基于認(rèn)知評價理論、心理防御機(jī)制理論以及自我控制的能量模型構(gòu)建了一個多重中介模型，以期進(jìn)一步拓展日常煩心事的研究視角，同時為學(xué)習(xí)投入的干預(yù)實踐提供一定的啟示。
2 研究方法
2.1 被試
采用方便整群抽樣法， 選取中部地區(qū)某兩所高校的大學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查，共發(fā)放600 份問卷，回收有效問卷550 份，問卷回收有效率為91.67%，平均年齡19.64 歲（SD＝1.41）。 其中，男生有223 人，女生327 人；大一學(xué)生171 人，大二學(xué)生188 人，大三學(xué)生191 人。
2.2 研究工具
2.2.1 大學(xué)生日常煩心事問卷
采用路曉寧（2010）編制的日常煩心事問卷。問卷由26 道題目組成，共四個維度，分別是人際煩惱、學(xué)業(yè)煩惱、自尋煩惱和未來擔(dān)憂，采用5 點計分法（1＝“沒有”，5＝“嚴(yán)重”），得分越高，說明個體在日常煩心事上的體驗越嚴(yán)重， 本研究中該問卷的α 系數(shù)為0.92。
2.2.2 學(xué)習(xí)投入量表
采用方來壇、時勘和張風(fēng)華（2008）修訂的中文版學(xué)習(xí)投入量表。該量表共17 個題目，包含活力、奉獻(xiàn)和專注3 個維度， 采用7 點計分 （1＝“從來不發(fā)生”，7＝“總是發(fā)生”），總分越高，表明學(xué)習(xí)投入水平越高，本研究中該量表的α 系數(shù)為0.96。
2.2.3 手機(jī)成癮傾向量表
采用熊婕等（2012）編制的手機(jī)成癮傾向量表，一共16 個項目，包含戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變四個維度，采用5 點計分（1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”），總分越高，表示手機(jī)成癮越嚴(yán)重。 本研究中該量表的α 系數(shù)為0.92。
2.2.4 自我控制雙系統(tǒng)量表
采用謝東杰等（2014）修訂的自我控制雙系統(tǒng)量表，一共21 個項目，采用5 點計分（1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”），得分越高，表示個體自我控制水平越高（曹杏田， 張麗華， 2018），本研究中該量表的α 系數(shù)為0.87。
2.3 研究程序
本研究以班級為單位進(jìn)行團(tuán)體施測， 由學(xué)校的心理健康老師擔(dān)任主試， 利用問卷星平臺在班會或者課堂上完成匿名測試， 被試完成所有題目需8 分鐘左右。 施測前，告知被試保密和自愿原則，測試結(jié)束后對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，刪除信息填寫不完整、規(guī)律性作答以及填寫時間過短（低于3 分鐘）或者過長（超過12 分鐘）的問卷。 最后采用SPSS19.0 及Process宏程序進(jìn)行描述統(tǒng)計和中介模型分析。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗
由于本研究采用的是問卷調(diào)查法，可能存在共同方法偏差，采用了Harman 單因素分析對共同方法偏差進(jìn)行檢驗，將所有變量進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。 檢驗結(jié)果顯示， 特征值大于1 的因子一共有14個，第一個因子方差貢獻(xiàn)率為19.05%，遠(yuǎn)小于40%的臨界值，因此，本研究數(shù)據(jù)的共同方法偏差不嚴(yán)重。
3.2 各變量間的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析
將日常煩心事、手機(jī)成癮、自我控制、學(xué)習(xí)投入四個變量的平均分做相關(guān)分析。結(jié)果表明（如表1 所示），日常煩心事與學(xué)習(xí)投入、自我控制呈顯著負(fù)相關(guān)，與手機(jī)成癮呈顯著正相關(guān)，自我控制與學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān)。
表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果和各變量的相關(guān)矩陣（n＝550）
3.3 手機(jī)成癮和自我控制的多重中介效應(yīng)
采用偏差校正的百分位Bootstrap 法（重復(fù)取樣5000 次，95%置信區(qū)間）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，在控制了性別、年齡和年級之后，采用Hayes 編制的SPSS宏的Model 6 進(jìn)行分析。 回歸分析表明（如表2 所示）：日常煩心事對大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的直接預(yù)測作用不顯著（β＝-0.01，p＞0.05），但日常煩心事可以負(fù)向預(yù)測自我控制（β＝-0.34，p＜0.001），正向預(yù)測手機(jī)成癮（β＝0.47，p＜0.001），手機(jī)成癮負(fù)向預(yù)測自我控制和學(xué)習(xí)投入 （β＝-0.27，p＜0.001；β＝-0.13，p＜0.001），自我控制正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入（β＝0.44，p＜0.001）。
由此可知， 手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起多重中介作用。具體而言，日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的影響由三條間接路徑組成， 即通過日常煩心事→手機(jī)成癮→學(xué)習(xí)投入的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)1， 通過日常煩心事→手機(jī)成癮→自我控制→學(xué)習(xí)投入的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)2， 通過日常煩心事→自我控制→學(xué)習(xí)投入的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)3。 中介效應(yīng)的顯著性檢驗表明，三條間接效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0（如表3 所示），因此這三個間接效應(yīng)均達(dá)到了顯著性水平， 三個間接效應(yīng)依次占總效應(yīng)的22.50%、19.64%和53.57%。
表3 中介效應(yīng)的顯著性分析結(jié)果
4 討論
本研究進(jìn)一步豐富了壓力領(lǐng)域相關(guān)研究成果，有助于厘清不同性質(zhì)的壓力源對個體學(xué)習(xí)投入所產(chǎn)生的影響。 以往研究表明壓力知覺（如學(xué)業(yè)壓力、壓力性生活事件） 是直接導(dǎo)致學(xué)習(xí)投入下降的重要原因（曹新美等， 2017； 尹忠澤等， 2016）。 本研究通過考察日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的作用機(jī)制， 進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)了不同壓力源 （壓力性生活事件vs 日常煩心事）對個體學(xué)習(xí)投入的影響并不一致。 具體而言，日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的直接預(yù)測作用不顯著， 也就是說，日常煩心事不會直接導(dǎo)致學(xué)習(xí)投入的降低，但可以通過手機(jī)成癮和自我控制的多重中介作用對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生間接影響。換言之，如果個體采用過度使用手機(jī)等消極的應(yīng)對方式來處理煩心事， 有可能會誘發(fā)自我控制的失敗， 進(jìn)而增加個體減少學(xué)習(xí)投入的風(fēng)險。
4.1 日常煩心事與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系
相關(guān)分析表明， 日常煩心事與學(xué)習(xí)投入呈顯著負(fù)相關(guān)，證實了研究假設(shè)H1。 該結(jié)果支持了以往相關(guān)研究的觀點。首先，煩心事有可能損害大學(xué)生的學(xué)校適應(yīng) （如學(xué)習(xí)適應(yīng)、 生活適應(yīng)等）（蔣海飛等，2015），從而對其學(xué)習(xí)投入帶來不良影響。其次，煩心事會誘發(fā)個體產(chǎn)生焦慮、 抑郁等消極情緒（Baker，2006； Stefanek et al， 2012； Mize ＆ Kliewer，2017），而消極情緒會損害認(rèn)知活動，進(jìn)而對大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生干擾。值得注意的是，雖然日常煩心事并不能顯著直接預(yù)測學(xué)習(xí)投入， 但是大學(xué)生若長期受到日常生活中較小煩惱（如丟失東西、與同學(xué)爭執(zhí)）的影響，也可能通過“滾雪球”的方式累積成壓力性生活事件，進(jìn)而可能對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生較大的危害。事實上， 個體在日常生活中所經(jīng)受的大部分壓力并不來自重大生活事件， 而是隨時間積累起來的一些相 對 較 小 的 煩 惱 （McIntyre， Korn， ＆ Matsuo，2008）。 因此，需要防范日常壓力的累積效應(yīng)可能對學(xué)習(xí)投入所帶來的風(fēng)險。
4.2 手機(jī)成癮和自我控制的多重中介作用
結(jié)果表明，手機(jī)成癮可以顯著預(yù)測自我控制，自我控制顯著預(yù)測學(xué)習(xí)投入， 這一結(jié)果與以往研究相一致（Han et al， 2017； 朱海東等， 2018）。 手機(jī)成癮、 自我控制分別在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起完全中介作用，證實了研究假設(shè)H2、H3。 這一結(jié)果支持了成癮的壓力消解理論（張金健， 2014），手機(jī)已經(jīng)成為大學(xué)生日常生活的重要組成部分， 當(dāng)他們在學(xué)習(xí)和生活中遇到煩心事時， 更傾向于利用手機(jī)的娛樂功能、社交功能去緩解自身的壓力，進(jìn)而更有可能過度使用手機(jī)，從而減少學(xué)習(xí)投入的時間。這一結(jié)果也支持了媒介依賴?yán)碚摚˙all-Rokeach ＆ De-Fleur， 1976）。 大學(xué)生隨時隨地不由自主地關(guān)注手機(jī)信息，對手機(jī)的依賴心理過強(qiáng)，無法排除手機(jī)對學(xué)習(xí)的干擾，則會對其學(xué)習(xí)的專注度產(chǎn)生負(fù)面影響。手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，證實了研究假設(shè)H4。 這一結(jié)果支持了自我控制的能量模型（Baumeister et al.， 2007）。日常煩心事和手機(jī)成癮會消耗個體有限的心理資源，當(dāng)心理資源消耗到一定程度后，就會導(dǎo)致個體自我控制的失敗，進(jìn)而對學(xué)習(xí)的自控力帶來消極影響。由此可見， 手機(jī)成癮和自我控制的失敗是影響大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的重要風(fēng)險因素。
4.3 研究的意義和不足
本研究具有一定的實踐價值。首先，對大學(xué)生而言，需要引導(dǎo)他們積極應(yīng)對生活中的煩心事，減少對手機(jī)的過度依賴，保護(hù)自身有限的注意力資源，在學(xué)習(xí)中抵制無關(guān)信息的干擾，提升專注力，進(jìn)而提升自己的學(xué)習(xí)投入水平。其次，有條件的高校也應(yīng)主動采取適當(dāng)?shù)母深A(yù)手段， 比如可以采取生物反饋訓(xùn)練和團(tuán)體輔導(dǎo)的方式來幫助大學(xué)生更好地應(yīng)對日常壓力源， 提升其自我控制能力 （Kotozaki et al.， 2014；王利剛， 謝東杰， 樊春雷， 高文斌， 2014），進(jìn)而促進(jìn)學(xué)習(xí)投入水平。 此外， 本研究還存在一些不足：（1） 本研究采用橫斷研究， 未來可以采用追蹤研究或者實驗研究， 以期獲得更可靠的因果推論；（2）依據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論， 個體的壓力是個體因素與環(huán)境交互作用的結(jié)果（Bronfenbrenner， 1989），本研究所選擇的變量均屬個體因素，缺乏對環(huán)境變量的考察，未來研究可以引入環(huán)境變量（如同伴關(guān)系）來進(jìn)一步拓展現(xiàn)有研究成果；（3）本研究僅僅探討了日常煩心事影響學(xué)習(xí)投入的中介機(jī)制， 未來研究可以引入調(diào)節(jié)變量， 以此明晰日常煩心事在何種情況下直接影響學(xué)習(xí)投入。
5 結(jié)論
日常煩心事與學(xué)習(xí)投入呈顯著負(fù)相關(guān)； 手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起多重中介作用。
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1 引言
隨著積極心理學(xué)的興起， 學(xué)習(xí)投入日益受到研究者的關(guān)注（Jung ＆ Lee， 2018）。 學(xué)習(xí)投入是指學(xué)生在學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出對學(xué)習(xí)的一種持續(xù)的、 充滿積極情感的狀態(tài)，它以活力、奉獻(xiàn)和專注為主要特征（方來壇， 時勘， 張風(fēng)華， 2008）。 眾多研究表明，壓力是影響個體學(xué)業(yè)表現(xiàn)的重要風(fēng)險因素 （Liu ＆ Lu，2011； 潘斌， 張良， 張文新， 紀(jì)林芹， 2016； 趙鳳青， 俞國良， 2018）。 具體而言，學(xué)業(yè)壓力對中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入有顯著負(fù)向預(yù)測作用（曹新美， 劉在花，2017），大學(xué)生所遭遇的壓力性生活事件越多，其學(xué)習(xí)投入水平越低 （尹忠澤， 孫明月， 梁騰飛，2016）。 需要指出的是，日常煩心事是個體壓力的重要來源， 同時也是壓力研究的一個重要方面（路曉寧， 黃 希 庭， 2010； Stefanek， Strohmeier， Fandrem， ＆ Spiel， 2012），然而，以往研究較多關(guān)注壓力生活事件對個體學(xué)習(xí)投入的影響， 鮮有研究探究日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的影響。鑒于此，本研究旨在探討日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的作用機(jī)制， 以此進(jìn)一步豐富壓力研究的現(xiàn)有成果， 同時為學(xué)習(xí)投入的干預(yù)工作提供實證依據(jù)。
日常煩心事（daily hassles）是指個體在日常生活中與環(huán)境相互作用所產(chǎn)生的較小卻令人煩惱的事件，比如丟失東西、排隊等候、與人爭執(zhí)以及加班等（路曉寧等， 2010）。根據(jù)Lazarus（1984）提出的認(rèn)知評價理論，壓力的產(chǎn)生是個體認(rèn)知評價的結(jié)果，日常生活事件之所以被認(rèn)為是煩心事， 是因為這些事件被個體評價為有害和有威脅的， 并且超出了個體自身能應(yīng)付的范圍。研究表明，日常煩心事會消耗個人的適應(yīng)性資源，增加個體的心理壓力，并降低個體的 生 活 質(zhì) 量 （Sarid， Slonim-Nevo， Sergienko，Peregk， Chernin， ＆ Singer， 2017），損害個體的心理健康（Larsson， Berglund， ＆ Ohlsson， 2016），甚至?xí)l(fā)焦慮、 抑郁情緒 （Bouteyre， Maurel， ＆Bernaud， 2007； Mize ＆ Kliewer， 2017）?？v向研究表明， 日常煩心事可以通過壓力知覺間接影響大學(xué)生的學(xué)習(xí)適應(yīng) （蔣海飛， 劉海驊， 苗淼， 甘怡群，2015）。因此，本研究假設(shè)：日常煩心事與大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入呈負(fù)相關(guān)（H1）。
依據(jù)心理防御機(jī)制理論， 大學(xué)生在應(yīng)對日常煩心事所帶來的壓力時， 有可能采取不成熟的心理防御機(jī)制（如退避上網(wǎng)、逃避現(xiàn)實）來進(jìn)行自我保護(hù)，進(jìn)而提升其網(wǎng)絡(luò)成癮水平（唐湘寧， 周天涯， 2014），而手機(jī)成癮可以視為網(wǎng)絡(luò)成癮的新型表現(xiàn)方式（劉勤學(xué)， 楊燕， 林悅， 余思， 周宗奎， 2017）。 此外，根據(jù)成癮的壓力消解理論和逃避自我理論， 個體在面對壓力時可以將注意力轉(zhuǎn)向外部， 如借助手機(jī)的娛樂功能等外部手段，以此逃避現(xiàn)實達(dá)到宣泄情緒、緩解壓力的目的 （張金健， 2014； 魏華， 周宗奎，李雄， 羅青， 高潔， 2014）。 實證研究表明，壓力還可 以 正 向 預(yù) 測 手 機(jī) 成 癮 （Cho， Kim， ＆ Park，2017）。 更重要的是，手機(jī)成癮可以正向預(yù)測大學(xué)生的拖延行為和學(xué)業(yè)倦?。ㄇ怯穑?陸愛桃， 宋萍芳，藍(lán)伊琳， 蔡潤楊， 2017； 連帥磊， 劉慶奇， 孫曉軍， 周宗奎， 2018）， 降低其學(xué)業(yè)成績 （Kuss ＆Griffiths， 2011； Hawi ＆ Samaha， 2016）。 由此可知， 日常煩心事會誘發(fā)大學(xué)生產(chǎn)生回避等不良應(yīng)對方式，使其手機(jī)成癮水平升高，進(jìn)而對其學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。 由此，本研究假設(shè)：手機(jī)成癮在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起中介作用（H2）。
依據(jù)有限的自制力理論 （譚樹華， 郭永玉，2008），人們可以將自我控制類比成肌肉力量，是一種有限的能量。個體在應(yīng)對壓力時會消耗自制力，進(jìn)而引起自我控制的失?。◤堣存?， 2012）。研究指出，壓力與自我控制呈顯著負(fù)相關(guān) （劉文俐， 蔡太生，朱虹， 陸瑤， 凌宇， 2016）。 此外，自我控制也會影響個體的學(xué)習(xí)投入。個體的自我控制水平越低，其學(xué)習(xí)投入越少（朱海東， 楊飛龍， 李翔， 丁堯， 趙磊，2018）。 由此可知，日常煩心事會消耗大學(xué)生的心理資源，使其自我控制水平降低，進(jìn)而對其學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。 由此，本研究假設(shè)：自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起中介作用（H3）。
依據(jù)自我控制的能量模型 （Baumeister， Vohs，＆ Tice， 2007），自我控制（如抑制玩手機(jī)的沖動）需要消耗個體有限的心理資源，當(dāng)心理資源消耗到一定程度，就會導(dǎo)致個體自我控制的失敗。 研究表明手機(jī)成癮可以負(fù)向預(yù)測自我控制（Han， Geng， Jou， Gao，＆ Yang， 2017）。 由此可見，手機(jī)成癮與自我控制同時中介于日常煩心事與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系時，二者的中介效應(yīng)或許不僅僅可以通過“并行”的方式起作用，也可以通過“串行”的方式對個體的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。據(jù)此，本研究假設(shè)：手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫℉4）。
綜上所述， 本研究為了探討日常煩心事如何影響大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，基于認(rèn)知評價理論、心理防御機(jī)制理論以及自我控制的能量模型構(gòu)建了一個多重中介模型，以期進(jìn)一步拓展日常煩心事的研究視角，同時為學(xué)習(xí)投入的干預(yù)實踐提供一定的啟示。
2 研究方法
2.1 被試
采用方便整群抽樣法， 選取中部地區(qū)某兩所高校的大學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查，共發(fā)放600 份問卷，回收有效問卷550 份，問卷回收有效率為91.67%，平均年齡19.64 歲（SD＝1.41）。 其中，男生有223 人，女生327 人；大一學(xué)生171 人，大二學(xué)生188 人，大三學(xué)生191 人。
2.2 研究工具
2.2.1 大學(xué)生日常煩心事問卷
采用路曉寧（2010）編制的日常煩心事問卷。問卷由26 道題目組成，共四個維度，分別是人際煩惱、學(xué)業(yè)煩惱、自尋煩惱和未來擔(dān)憂，采用5 點計分法（1＝“沒有”，5＝“嚴(yán)重”），得分越高，說明個體在日常煩心事上的體驗越嚴(yán)重， 本研究中該問卷的α 系數(shù)為0.92。
2.2.2 學(xué)習(xí)投入量表
采用方來壇、時勘和張風(fēng)華（2008）修訂的中文版學(xué)習(xí)投入量表。該量表共17 個題目，包含活力、奉獻(xiàn)和專注3 個維度， 采用7 點計分 （1＝“從來不發(fā)生”，7＝“總是發(fā)生”），總分越高，表明學(xué)習(xí)投入水平越高，本研究中該量表的α 系數(shù)為0.96。
2.2.3 手機(jī)成癮傾向量表
采用熊婕等（2012）編制的手機(jī)成癮傾向量表，一共16 個項目，包含戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變四個維度，采用5 點計分（1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”），總分越高，表示手機(jī)成癮越嚴(yán)重。 本研究中該量表的α 系數(shù)為0.92。
2.2.4 自我控制雙系統(tǒng)量表
采用謝東杰等（2014）修訂的自我控制雙系統(tǒng)量表，一共21 個項目，采用5 點計分（1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”），得分越高，表示個體自我控制水平越高（曹杏田， 張麗華， 2018），本研究中該量表的α 系數(shù)為0.87。
2.3 研究程序
本研究以班級為單位進(jìn)行團(tuán)體施測， 由學(xué)校的心理健康老師擔(dān)任主試， 利用問卷星平臺在班會或者課堂上完成匿名測試， 被試完成所有題目需8 分鐘左右。 施測前，告知被試保密和自愿原則，測試結(jié)束后對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，刪除信息填寫不完整、規(guī)律性作答以及填寫時間過短（低于3 分鐘）或者過長（超過12 分鐘）的問卷。 最后采用SPSS19.0 及Process宏程序進(jìn)行描述統(tǒng)計和中介模型分析。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗
由于本研究采用的是問卷調(diào)查法，可能存在共同方法偏差，采用了Harman 單因素分析對共同方法偏差進(jìn)行檢驗，將所有變量進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。 檢驗結(jié)果顯示， 特征值大于1 的因子一共有14個，第一個因子方差貢獻(xiàn)率為19.05%，遠(yuǎn)小于40%的臨界值，因此，本研究數(shù)據(jù)的共同方法偏差不嚴(yán)重。
3.2 各變量間的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析
將日常煩心事、手機(jī)成癮、自我控制、學(xué)習(xí)投入四個變量的平均分做相關(guān)分析。結(jié)果表明（如表1 所示），日常煩心事與學(xué)習(xí)投入、自我控制呈顯著負(fù)相關(guān)，與手機(jī)成癮呈顯著正相關(guān)，自我控制與學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān)。
表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果和各變量的相關(guān)矩陣（n＝550）
3.3 手機(jī)成癮和自我控制的多重中介效應(yīng)
采用偏差校正的百分位Bootstrap 法（重復(fù)取樣5000 次，95%置信區(qū)間）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，在控制了性別、年齡和年級之后，采用Hayes 編制的SPSS宏的Model 6 進(jìn)行分析。 回歸分析表明（如表2 所示）：日常煩心事對大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的直接預(yù)測作用不顯著（β＝-0.01，p＞0.05），但日常煩心事可以負(fù)向預(yù)測自我控制（β＝-0.34，p＜0.001），正向預(yù)測手機(jī)成癮（β＝0.47，p＜0.001），手機(jī)成癮負(fù)向預(yù)測自我控制和學(xué)習(xí)投入 （β＝-0.27，p＜0.001；β＝-0.13，p＜0.001），自我控制正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入（β＝0.44，p＜0.001）。
由此可知， 手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起多重中介作用。具體而言，日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的影響由三條間接路徑組成， 即通過日常煩心事→手機(jī)成癮→學(xué)習(xí)投入的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)1， 通過日常煩心事→手機(jī)成癮→自我控制→學(xué)習(xí)投入的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)2， 通過日常煩心事→自我控制→學(xué)習(xí)投入的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)3。 中介效應(yīng)的顯著性檢驗表明，三條間接效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0（如表3 所示），因此這三個間接效應(yīng)均達(dá)到了顯著性水平， 三個間接效應(yīng)依次占總效應(yīng)的22.50%、19.64%和53.57%。
表3 中介效應(yīng)的顯著性分析結(jié)果
4 討論
本研究進(jìn)一步豐富了壓力領(lǐng)域相關(guān)研究成果，有助于厘清不同性質(zhì)的壓力源對個體學(xué)習(xí)投入所產(chǎn)生的影響。 以往研究表明壓力知覺（如學(xué)業(yè)壓力、壓力性生活事件） 是直接導(dǎo)致學(xué)習(xí)投入下降的重要原因（曹新美等， 2017； 尹忠澤等， 2016）。 本研究通過考察日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的作用機(jī)制， 進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)了不同壓力源 （壓力性生活事件vs 日常煩心事）對個體學(xué)習(xí)投入的影響并不一致。 具體而言，日常煩心事對學(xué)習(xí)投入的直接預(yù)測作用不顯著， 也就是說，日常煩心事不會直接導(dǎo)致學(xué)習(xí)投入的降低，但可以通過手機(jī)成癮和自我控制的多重中介作用對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生間接影響。換言之，如果個體采用過度使用手機(jī)等消極的應(yīng)對方式來處理煩心事， 有可能會誘發(fā)自我控制的失敗， 進(jìn)而增加個體減少學(xué)習(xí)投入的風(fēng)險。
4.1 日常煩心事與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系
相關(guān)分析表明， 日常煩心事與學(xué)習(xí)投入呈顯著負(fù)相關(guān)，證實了研究假設(shè)H1。 該結(jié)果支持了以往相關(guān)研究的觀點。首先，煩心事有可能損害大學(xué)生的學(xué)校適應(yīng) （如學(xué)習(xí)適應(yīng)、 生活適應(yīng)等）（蔣海飛等，2015），從而對其學(xué)習(xí)投入帶來不良影響。其次，煩心事會誘發(fā)個體產(chǎn)生焦慮、 抑郁等消極情緒（Baker，2006； Stefanek et al， 2012； Mize ＆ Kliewer，2017），而消極情緒會損害認(rèn)知活動，進(jìn)而對大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生干擾。值得注意的是，雖然日常煩心事并不能顯著直接預(yù)測學(xué)習(xí)投入， 但是大學(xué)生若長期受到日常生活中較小煩惱（如丟失東西、與同學(xué)爭執(zhí)）的影響，也可能通過“滾雪球”的方式累積成壓力性生活事件，進(jìn)而可能對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生較大的危害。事實上， 個體在日常生活中所經(jīng)受的大部分壓力并不來自重大生活事件， 而是隨時間積累起來的一些相 對 較 小 的 煩 惱 （McIntyre， Korn， ＆ Matsuo，2008）。 因此，需要防范日常壓力的累積效應(yīng)可能對學(xué)習(xí)投入所帶來的風(fēng)險。
4.2 手機(jī)成癮和自我控制的多重中介作用
結(jié)果表明，手機(jī)成癮可以顯著預(yù)測自我控制，自我控制顯著預(yù)測學(xué)習(xí)投入， 這一結(jié)果與以往研究相一致（Han et al， 2017； 朱海東等， 2018）。 手機(jī)成癮、 自我控制分別在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起完全中介作用，證實了研究假設(shè)H2、H3。 這一結(jié)果支持了成癮的壓力消解理論（張金健， 2014），手機(jī)已經(jīng)成為大學(xué)生日常生活的重要組成部分， 當(dāng)他們在學(xué)習(xí)和生活中遇到煩心事時， 更傾向于利用手機(jī)的娛樂功能、社交功能去緩解自身的壓力，進(jìn)而更有可能過度使用手機(jī)，從而減少學(xué)習(xí)投入的時間。這一結(jié)果也支持了媒介依賴?yán)碚摚˙all-Rokeach ＆ De-Fleur， 1976）。 大學(xué)生隨時隨地不由自主地關(guān)注手機(jī)信息，對手機(jī)的依賴心理過強(qiáng)，無法排除手機(jī)對學(xué)習(xí)的干擾，則會對其學(xué)習(xí)的專注度產(chǎn)生負(fù)面影響。手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，證實了研究假設(shè)H4。 這一結(jié)果支持了自我控制的能量模型（Baumeister et al.， 2007）。日常煩心事和手機(jī)成癮會消耗個體有限的心理資源，當(dāng)心理資源消耗到一定程度后，就會導(dǎo)致個體自我控制的失敗，進(jìn)而對學(xué)習(xí)的自控力帶來消極影響。由此可見， 手機(jī)成癮和自我控制的失敗是影響大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的重要風(fēng)險因素。
4.3 研究的意義和不足
本研究具有一定的實踐價值。首先，對大學(xué)生而言，需要引導(dǎo)他們積極應(yīng)對生活中的煩心事，減少對手機(jī)的過度依賴，保護(hù)自身有限的注意力資源，在學(xué)習(xí)中抵制無關(guān)信息的干擾，提升專注力，進(jìn)而提升自己的學(xué)習(xí)投入水平。其次，有條件的高校也應(yīng)主動采取適當(dāng)?shù)母深A(yù)手段， 比如可以采取生物反饋訓(xùn)練和團(tuán)體輔導(dǎo)的方式來幫助大學(xué)生更好地應(yīng)對日常壓力源， 提升其自我控制能力 （Kotozaki et al.， 2014；王利剛， 謝東杰， 樊春雷， 高文斌， 2014），進(jìn)而促進(jìn)學(xué)習(xí)投入水平。 此外， 本研究還存在一些不足：（1） 本研究采用橫斷研究， 未來可以采用追蹤研究或者實驗研究， 以期獲得更可靠的因果推論；（2）依據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論， 個體的壓力是個體因素與環(huán)境交互作用的結(jié)果（Bronfenbrenner， 1989），本研究所選擇的變量均屬個體因素，缺乏對環(huán)境變量的考察，未來研究可以引入環(huán)境變量（如同伴關(guān)系）來進(jìn)一步拓展現(xiàn)有研究成果；（3）本研究僅僅探討了日常煩心事影響學(xué)習(xí)投入的中介機(jī)制， 未來研究可以引入調(diào)節(jié)變量， 以此明晰日常煩心事在何種情況下直接影響學(xué)習(xí)投入。
5 結(jié)論
日常煩心事與學(xué)習(xí)投入呈顯著負(fù)相關(guān)； 手機(jī)成癮和自我控制在日常煩心事與學(xué)習(xí)投入之間起多重中介作用。
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