中职生学校适应、个人与群性发展自我效能与手机依赖的关系

文/深圳市盐港中学

1 问题提出

本研究将“中职生”界定为未能进入到普通高级中学，目前就读于或曾经就读过中等职业学校的适龄青少年。虽然中职生在年龄上与普通中学的高中生相当，但中职生却有着他们独特的特点。一方面是由于厌学或学习困难导致学业不良。学者王红伟曾经在常州职业学校进行调查研究，结果发现有百分之六十以上的学生学业不良。而几乎每个班每学期都有学生因为讨厌学习而主动退学，厌学学生占到总人数的近七成。另一方面是由于情感的封闭和强烈的人际交往愿望形成了极大的反差，容易造成职校生人际交往受挫的情形，从而产生焦虑不安感和形成社交恐惧。孙权和李晓艳的研究结果均表明中职生人际关系现状不容乐观。第三方面是由于失败经验的累积及消极社会舆论导致严重自卑心理。由于中职生的特殊性，他们很难做到悦纳自我、合理的应对生活中的各种状况，也因此更容易出现各种心理问题，从而演变为各种行为问题。

2 对象与方法

2.1 研究对象

本研究以深圳市某中职学校高一、高二年级的全体学生为调查对象，共发放850份调查问卷。等回收全部问卷后，研究者逐一检查，将漏选答案的或是都选统一项目的无效问卷剔除，最后得到736份有效问卷，问卷有效率约为87%。

2.2 研究方法

本研究采用的问卷分两部分构成，第一部分为人口统计学变量，如性别、年级、专业、是否深圳户籍、父母婚姻状况、是否独生子女、使用手机主要用途、平均每天使用手机时长等基本信息；第二部分由三个信效度较高的成熟问卷构成，分别为王小辉编制的《中学生手机依赖量表》、侯静编制的《高中生学校适应量表》和袁文得博士等《个人与群性发展自我效能感量表》(PSD-SEI)，采用量表均有良好的信度和效度，符合采用标准。

2.3 统计分析

回收问卷录入数据，剔除无效问卷，有效问卷736份，采用SPSS22.0进行分析和处理。本研究采用了描述性统计、t检验、相关分析、回归分析、中介效应检验等数据统计和分析方法。

3 结果

3.1中职生手机依赖的研究分析

由表3-1可知依赖性表现最明显的是凸显性，凸显性依赖人数占总人数66.3%。其次为戒断性依赖情形占总人数的36.0%，强迫性依赖人数较低仅有13.4%。总的手机依赖性人数29.8%。

表3-1 手机依赖及各维度单题均值≥3的人数

本研究调查了受访者使用手机的主要用途，由表3-2可知，使用手机微信频率最高，其次为玩游戏，再次为打电话。使用频率最低排名分别是发短信、其他、拍照。

表3-2 中职生使用手机的主要用途

3.2 中职生学校适应的研究分析

表3-3 学校适应的描述性分析(N=736)

由表3-3可知，受访者对学校适应有着较高的认同度。除了师生关系冲突(M=2.13)外其余各维度单题均值均高于3。学校适应整体量表均值为261.73，单题均值为3.19。受访者在学校适应量表上的分数总体较高，即可以表明这所学校的中职生学校适应良好。

3.3 中职生个人与群性发展自我效能的研究分析

个人与群性发展自我效能量表共有15个维度，其中拒绝滥用药物得分最高，单题均值为5.08，个人与群性发展自我效能维度整体较高，具体如表3-4所示。

表3-4 个人与群性发展自我效能的基本情况

3.4中职生学校适应、个人与群性发展自我效能与手机依赖的回归分析

中职生学校适应对手机依赖的回归分析

以学校适应各维度为预测变量，手机依赖为因变量进行多元回归分析，结果如表3-5所示，从回归模型可知学习态度维度并未列入回归模型，对手机依赖无显著影响。

表3-5中职生学校适应与手机依赖的回归分析摘要

因变量：手机依赖

变量BBeta(β)tp(常量)1.8558.141<0.001学习适应-0.115-0.113-2.0110.045集体适应0.1810.1953.679<0.001同伴关系0.2820.2803.860<0.001学习态度0.0220.0150.2940.769师生关系亲密0.2860.2494.019<0.001师生关系冲突0.3730.3818.464<0.001学校适应-0.737-0.392-2.7130.007模型参数R=0.395,Adjusted R2=0.148,F=19.212∗∗

其余学校适应各维度与手机依赖多元相关系数为0.395，调整后多元相关系数R平方为0.148。表示其联合解释变异量为14.8%。学校适应对手机依赖回归系数Beta值为-0.392，有显著水平(p=0.007<0.05)。说明学校适应对手机依赖有负向预测作用。

中职生个人与群性发展自我效能对手机依赖的回归分析

以个人与群性发展自我效能为预测变量，手机依赖为因变量进行回归分析，结果摘要如表3-6所示。

从回归模型可知个人与群性发展自我效能和手机依赖多元相关系数为0.127，调整后多元相关系数平方为0.015。表示表示其联合解释变异量为1.5%。个人与群性发展自我效能对手机依赖回归系数Beta值为-0.127，有显著水平(p=0.001<0.05)。说明个人与群性发展自我效能对手机依赖有负向预测作用。

表3-6个人与群性发展自我效能和手机依赖回归分析摘要

因变量：手机依赖

变量BBeta(β)tp(常量)3.08522.518<0.001个人与群性-0.107-0.127-3.4710.001模型参数R=0.127,Adjusted R2=0.015,F=12.049∗∗

个人与群性发展自我效能对学校适应和手机依赖的中介效应检验

本研究中中职生手机依赖、学校适应和个人与群性发展自我效能之间存在相关关系。依照中介效应检验程序，对个人与群性发展自我效能在中职生学校适应和手机依赖之间的中介效应进行检验。

其中根据Baron & Kenny(1986)的研究建议，运用三个阶层归的步骤检验中介效应：

检验一、自变量与中介变量之回归分析；

检验二、自变量与因变量之回归分析；

检验三、自变量与中介变量对因变量之回归分析。

根据Baron & Kenny(1986)的研究，中介效应必须要以下三个条件都成立：

条件一、在模式一中，自变量会影响中介变量；

条件二、在模式二中，自变量会影响因变量；

条件三、在模式三中，中介变量会影响因变量；

条件四、上述条件均成立，且自变量对因变量的影响力，在模式四中小于模式二中的影响。

当以上条件均成立时，则可以宣称具有中介效应，若自变量对因变量的影响效果下降，但仍具显著性则为部分中介(Partial mediation)；若自变量对因变量的影响效果不在显著，则为完全中介(Full mediation)。将依照此方法进行手机依赖之中介效应分析。

首先分析学校适应与个人与群性发展自我效能进行回归分析，分析结果表明学校适应对个人与群性发展自我效能具有显著正向影响(β=0.288，p<0.05)，符合检验条件一。

因变量预测变量Beta(β)tR2标准化后的R2个人与群性常数9.120∗∗学校适应0.2888.152∗∗0.0830.082

接着分析对学校适应与手机依赖关系进行回归分析。结果表明学校适应对手机依赖具有显著负向影响(β=-0.392，p<0.05)，符合检验条件二。

因变量预测变量Beta(β)tR2标准化后的R2手机依赖常数8.141∗∗0.148学习适应-0.113-2.011∗0.156集体适应0.1953.679∗∗同伴关系0.283.860∗∗学习态度0.0150.294师生关系亲密0.2494.019∗∗师生关系冲突0.3818.464∗∗学校适应-0.392-2.713∗∗

最后以学校适应、个人与群性发展自我效能为自变量，手机依赖为因变量进行回归分析。结果表明个人与群性发展自我效能对手机依赖具有显著负向影响(β=-0.101，p<0.05)，符合检验条件三。

因变量预测变量Beta(β)tR2标准化后的R2手机依赖常数8.638∗∗0.1650.148学习适应-0.093-1.660集体适应0.2083.928∗∗同伴关系0.2974.104∗∗学习态度0.0290.550师生关系亲密0.2564.137∗∗师生关系冲突0.3748.348∗∗学校适应-0.409-2.845∗∗个人与群性-0.101-2.790∗∗

综合以上三个分析可知，引入个人与群性发展自我效能变量后，学校适应对手机依赖的β值明显降低(β=-0.101，p<0.05)。表示个人与群性发展自我效能在学校适应和手机依赖之间存在中介作用，由于检验系数c也显著，所以是部分中介效应，具体中介效应路径见图3-1。

图3-1 个人与群性发展自我效能

4 结论

本研究通过中学生手机依赖量表、高中生学校适应量表和个人与群性发展自我效能量表研究了中职生手机依赖、高中生学校适应和个人与群性发展自我效能的现实状况，对三者之间的关系进行了分析和研究，得出了以下结论：

4.1 部分中职生(29.8%)存在手机依赖，依赖性表现最明显的是凸显性，凸显性依赖人数占总人数66.3%。

4.2 中职生对学校适应有着较高的认同度。受访者在学校适应量表上的分数总体较高，即表明中职生学校适应良好。

4.3 中职学生的个人与群性发展自我效能感整体较高。

4.4 中职生手机依赖与学校适应、个人与群性发展自我效能之间存在显著负相关关系。即学校适应和个人与群性发展自我效能都对手机依赖有负向预测作用。个人与群性发展自我效能在学校适应和手机依赖间存在中介作用，由于检验系数c也显著，所以是部分中介效应。