1. 引言网络闲逛(cyberloafing)这一概念最初由Kamins在1995年 [1] 提出，他将网络闲逛定义为在工作期间从事与工作内容无关的新型的偏差行为。在研究集中于工业领域的同时，随着互联网的不断发展，当代高校学生日常学习生活所使用的工具逐渐革新，其获取信息的方式也变得越来越便利以及多样化，这一方面大大提升了学生处理学习任务的效率，但另一方面这也使得高校学生越来越普遍地在学习过程中接触到其他与学习无关的信息。
根据调查，有62%的高校学生在学习期间使用电子设备进行非学习活动，也就是网络闲逛(Flanigan & Kiewra, 2018) [2] 。郭凯娇等(2018) [3] 将其定义为学生在学习过程中使用互联网设备从事偏离学习目标的活动。对于网络的过度依赖会造成使用者对网络信息产生依赖，从而降低其主动思考以及自我控制的能力(Gackenbach, 2007) [4] ，长此以往，当高校学生多数时间处于缺乏直接监管的自主学习状态时，面对屏幕前繁杂的干扰信息往往会难以控制网络闲逛行为。刘林、梅强和吴金南(2019) [5] 将网络闲逛定义为新近的分散注意力行为，通过研究发现在学习时间分散注意力会对学生的学业产生诸多影响，如投入程度不足(Adler & Fich, 2012) [6] 以及影响内容理解(Fried, 2008) [7] 。
自我效能感指个体对于自己能够组织并采取一系列行动来达成目的的能力的信念(Bandura, Freeman, & Lightsey, 1999) [8] 。其在个体需要完成任务以达成目标时发挥着重要的作用，已有不少学者对一般自我效能感和网络闲逛之间的关系进行了探索，但得出的结果并不一致。魏源(2004) [9] 认为对于自我效能感的研究应当和具体的领域相联系以避免模糊其概念。所以本研究采用了和学业领域联系更加密切的学业自我效能感来进一步探究二者关系。学业自我效能感以Bandura，Freeman和Lightsey (1999) [8] 提出的个体对于自己有能力完成特定学业任务的信心为基础，分为三个维度，分别是发展能力自我效能感(个体对于自己未来的学业发展的信心)，行为能力自我效能感(个体对于自己能否达到学习目标的评价)以及应对能力自我效能感(个体对于学习过程中所出现事件的应对能力的评价)。
已有许多研究者在探索网络闲逛时研究了与之相关的预测因素及其造成的后果，但对于网络闲逛行为发生过程的机制探索还不足。对网络闲逛这一类网络偏差行为的研究，有研究者通过探索个人特质和网络闲逛之间的关系来探究这一行为具体的作用过程(杨继平，王兴超，杨力，2014 [10] ；范翠英，张孟，何丹，2017 [11] ；Vazsonyi et al.，2012 [12] )。不难看出对于高校学生的网络闲逛行为的研究应该重点关注学生的内部因素。学生的学业自我效能感对于学生的学业表现有着许多影响作用，无论是对思考学习策略还是制定计划方面都有所影响(Toni et al., 2016) [13] ，所以应当进一步探索学业自我效能感这一内部原因和网络闲逛之间的关系和具体的作用过程。在个体发生网络闲逛的过程中，一方面必然涉及到个体对于偏差行为的自我控制水平，另一方面在发生偏差行为违背个体道德准则的情况下，个体可能会使用道德推脱来降低偏差行为的消极性，即个体为避免自己的行为和内部价值出现矛盾从而导致自我制裁的一种认知倾向(Moore, 2008) [14] 。
道德推脱的机制可以分为三个类别，一类为认知重构，即将人们认为的不道德行为看作是一种积极的表现，具体包含委婉标签，有利比较等三个机制，委婉标签指个体运用语言技巧为行为进行辩解，使其看起来危害较小；有利比较指个体通过将自己的行为和危害更大的行为进行比较来使得自己的行为显得可以被接受；扭曲行为结果包含扭曲结果等三个机制，即个体通过减小对于结果危害性的预估来使行为看起来不具有危害性。最后一类为减少对受害者的同理心，包括非人性化，责任归因两个机制(Bandura, et al., 1999) [8] 。个体可能通过这些机制说服自己从而发生偏差行为，故本研究希望引入自我控制和道德推脱来对网络闲逛进行考察。
综上所述，本研究所要探讨的内容为学业自我效能感对网络闲逛的影响，并在考虑到自我控制与道德推脱的作用下研究网络闲逛可能的发生机制。
3. 研究结果3.1. 共同方法偏差检验由于本研究采用的实验方法为问卷法，所获得的个体数据均来自其自我报告，所以要对数据存在共同方法偏差与否这一问题进行检验(周浩，龙立荣，2004) [19] 。通过使用Harman单因素检测法对样本数据进行共同方法偏差检验发现共存在24个特征值大于1的因子，首个公因子的贡献率仅为23.20%，低于40%的临界标准值，故可以说明样本数据不存在严重的共同方法偏差问题(Harman, 1967) [20] 。
3.2. 学业自我效能感与网络闲逛的基本特点3.2.1. 学业自我效能感和网络闲逛的性别差异通过t检验对学业自我效能感以及网络闲逛的性别差异进行检验，结果由表1可知，学业自我效能感并没有显著的性别差异，而网络闲逛表现出显著的性别差异(t = −2.07, p = 0.04 < 0.05)，女生的网络闲逛水平显著高于男生。
3.2.2. 学业自我效能感和网络闲逛的年级差异通过对学业自我效能感以及网络闲逛进行单因素方差分析发现学业自我效能感以及网络闲逛的年级主效应均不显著(F = 0.43, p > 0.05; F = 0.30, p > 0.05)，故二者并不存在显著的年级差异。
3.3. 各变量描述性统计及相关性分析通过表2可以看出自我控制和学业自我效能感均和网络闲逛呈显著负相关关系，而道德推脱和网络闲逛呈显著正相关关系。
3.4. 自我控制与道德推脱在学业自我效能感和网络闲逛中的 并行中介模型分析柳士顺和凌文辁(2009) [21] 提出当自变量与因变量皆为单个，且存在多个并行的中介变量时，变量间所呈现的模型为单变量并行中介模型。对于该模型存在的多重中介效应的检验步骤为首先检验模型的有效性，之后通过偏差校正百分位Bootstrap检验法对各中介路径的显著性进行检测(方杰等，2014) [22] 。
本研究通过结构方程模型来探究学业自我效能感对网络闲逛的影响，同时对道德推脱以及自我控制在学业自我效能感和网络闲逛间的中介作用进行
表1. 学业自我效能感和网络闲逛的性别差异
注：*p < 0.05，**p < 0.01，下同。
表2. 变量描述统计及相关分析表
检验。使用Mplus7.4建立并行多重中介模型。
使用线性回归法对各变量间回归关系进行分析发现VIF值均小于10，故不存在多重共线性问题。由于性别和年级在模型中均不存在显著差异，为了简化模型，更加简洁的表现出变量间的作用，因此不对性别和年级加以控制。通过分析发现所建构的模型拟合指数为：χ2/df = 2.57 < 3，CFI = 0.99 > 0.9，TLI = 0.92 > 0.9，NFI = 0.98 > 0.9，RMSEA = 0.095 < 0.1，各项拟合指数都未超过临界标准，模型的拟合程度较好，具体的模型路径系数见图1。
通过进一步对各路径的中介作用分析，使用偏差校正百分位Bootstrap法，有放回地进行5000次抽样。当模型中表示的中介路径在95%置信区间下不包含0时，就可以认为该路径为显著的。从表3中可以看出在学业自我效能感和网络闲逛的关系中，自我控制的中介作用显著(95%CI: −0.317~−0.137)，即学业自我效能感的水平越高，道德推脱的水平越低，网络闲逛发生越少；道德推脱的中介作用显著(95%CI: −0.088~−0.003)，即学业自我效能感的水平越高，个体的自我控制越强，从而产生更少的网络闲逛行为。该模型的总效应为−0.37，从表3可知学业自我效能感影响道德推脱进而影响网络闲逛和学业自我效能感影响自我控制进而影响网络闲逛两条路径的间接效应占总效应比例分别为0.622和0.108，道德推脱和自我控制的总间接效应为−0.27，通过计算可得总间接效应在总效应中占比为−0.27/−0.37 = 0.73，即学业自我效能感对网络闲逛的影响中有73%是通过道德推脱和自我控制起作用的。
综上可以认为学业自我效能感对网络闲逛的作用主要通过道德推脱和自我控制的中介作用实现，其中自我控制起到更重要的作用。
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图1. 道德推脱、自我控制在学业自我效能感和网络闲逛间的并行多重中介模型
表3. 道德推脱和自我控制的中介效应的Bootstrap分析
4. 讨论4.1. 学业自我效能感的人口统计学差异及其与网络闲逛的关系对学业自我效能感的人口统计学差异分析所得到的结果和矫冬梅(2017) [23] 的研究结果一致，不同性别和年级之间不存在显著的学业自我效能感差异。但本研究和熊无昧(2017) [24] 所得到的学业自我效能感存在显著性别差异这一结果不一致，可能的解释是熊无昧(2017) [24] 所调查的对象为某一省份的大学生，不同的省份可能存在学业上的不同刻板印象，对于男生或女生的学业期待不同。刻板印象威胁效应会对个体的学业表现产生显著的影响，而本研究所调查的对象和矫冬梅(2017) [23] 的研究对象来自全国各地，并不单独考察某一省份，故并不存在这种影响。
学业自我效能感和网络闲逛之间的显著负相关关系在一定程度上支持了上文所提出的对于前人研究个体自我效能感和网路闲逛之间关系时出现的结果不一致的现象的解释，即前人的研究中对于自我效能感的测量所采用的概念较为笼统，其所测量的一般自我效能感水平既包括积极的效能感水平，也包括消极的效能感水平，从而导致测量结果可能和某一特定情境下的积极或消极行为之间的关系混淆。同时结果也支持根据魏源(2004) [9] 所提出的对于自我效能感这一类概念的测量应该更加贴近所要研究的领域这一想法。
4.2. 网络闲逛的性别差异根据本研究的结果显示高校女性的网络闲逛行为多于男性，这和Baturay和Toker (2015) [25] 的研究结果相反。对此解释如下，Baturay和Toker (2015) [25] 的研究中发现高校学生网络闲逛最常见的形式为线上社交，且男性对于社交网站的使用更加得心应手。而随着网站的不断优化以及女性的多样化社交需求，越来越多的女性可以在工作时间更轻松地使用社交网站，不同以往需要较多的互联网技巧，同时女性在使用社交网站的频率上也超过了男性(Acar, 2008) [26] 。除此之外，廖伟和施春华(2016) [27] 的研究从大学生回避水平的角度发现女生的心理整合能力好于男生，在人际关系上适应程度更强。而男生相比于女生社会压力更大，从而导致其人际交往方面回避水平更高，进而负向影响其线上交往。
综上所述，由于当下高校学生在网络闲逛时最普遍的行为形式为线上人际交往(刘林，梅强，吴金南，2019) [5] 且女生相比于男生更多地使用社交网站且线上社交适应能力更强，故高校女生的网络闲逛多于男生。
4.3. 自我控制和道德推脱的中介作用本研究采用自我控制学习的社会认知模型为基础来对自我控制的作用机制进行探索。结果中自我控制的显著中介效应说明网络闲逛行为符合上文中对高校学生学习过程的假设：个体先对当下学业任务进行分析并产生一系列计划，此时受到自我对于完成任务的信念的影响，之后个体在学习中会对当下的行为进行自我监控以及自我控制，自我控制的水平受学业自我效能感影响，自我控制水平的高低进一步决定是否产生偏差行为。Schunk (2001) [28] 也提到个体在学习过程中对于自己能力的信念能够影响其自我控制能力从而对其最终产生的行为造成影响。但本研究并没有对该模型的三个阶段进行整体的探究，这可以作为未来进一步探索完整的自我控制学习过程的一个方向。
结果表明道德推脱在学业自我效能感和网络闲逛间起到显著的中介作用，即个体的学业自我效能感会通过影响道德推脱的水平进而影响网络闲逛行为。通过结果可以对个体学习过程中发生网络闲逛的过程进行推测，在学习中使用电子设备时，面对其他信息的诱惑，当网络闲逛的冲动和自己的道德标准产生冲突时，学业自我效能感较差的个体对于自己完成当前任务的信念较低，从而通过道德推脱(无论是否玩一会手机，我都无法立刻完成这个作业)来使网络闲逛看起来更容易被接受，从而心安理得地实现自己当下的冲动需求产生偏差行为。
4.4. 研究局限与未来研究方向本研究的局限有以下几条：首先是所测量的被试数量较少，具有一定的局限性，同时所采用的调查方法全部为问卷法，所收集的数据均为个体自我报告的结果，容易受到社会期许性的影响，从而对结果的可推广性造成影响，未来研究可以增加实验室研究，从而使结果更加可信；二是本研究并没有对道德推脱的具体八个机制分别进行探索，在未来研究中可以对其进行逐一考察从而得到更为详细的影响关系；三是本研究所采用的道德推脱问卷和现实中的问题行为联系更密切，未来研究中如果使用网络背景下的道德推脱问卷效果会更好。