پژوهش های روانشناسی اجتماعی

تدوین مدل پرسه زنی اینترنتی بر اساس پریشانی روان‌شناختی و جذب شناختی با نقش میانجی توانایی تصمیم‎ گیری در دانش آموزان دوره متوسطه دوم دارای اعتیاد به گوشی تلفن هوشمند

نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

سارا نقی بیرانوند 1
عزت اله قدمپور 2
حسنعلی ویسکرمی 2

1 گروه روانشناسی ، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه لرستان،خرم‎آباد ، ایران.

2 گروه روان‌شناسی، دانشکده ادبیات و علوم‌انسانی، دانشگاه لرستان، خرم‎آباد، ایران

https://doi.org/10.22034/spr.2025.489273.2025
چکیده
مقدمه: اعتیاد به گوشی‌های هوشمند از مشکلات رایج دانش آموزان است که عوامل متعددی در آن نقش دارند؛ بنابراین هدف پژوهش حاضر بررسی رابطة پریشانی روان‌شناختی و جذب شناختی با پرسه‎زنی اینترنتی در دانش‎آموزان دارای اعتیاد به گوشی هوشمند با نقش واسطه‎ای توانایی تصمیم‎گیری بود.
روش: پژوهش حاضر از نظر هدف کاربردی و از نظر روش پژوهش توصیفی - همبستگی و از نوع مدل‎یابی معادلات ساختاری بود. جامعۀ آماری پژوهش را کلیه دانش‎ آموزان متوسطه دوم شهر خرم ‎آباد در سال ۱۴۰۲ تشکیل دادند (1300N=) که از بین آن‎ها 300 نفر که نمره 53 یا بالاتر در پرسش‌نامه اعتیاد به گوشی‎های تلفن هوشمند سواری (1392) داشتند به شیوه نمونه ‎گیری تصادفی طبقه‎ ای انتخاب شدند. برای گردآوری داده­ ها از پرسش‌نامه‌های پرسه‌زنی اینترنتی استودارت (2016)، مقیاس توانایی تصمیم‎ گیری ملبورن (1997)، مقیاس جذب شناختی آگاروال و کاراهانا (2000)، پرسش‌نامه اعتیاد به گوشی‎ های تلفن هوشمند سواری (1392) و مقیاس پریشانی روان‌شناختی لاویبوند و لاویبند (1995) بود.
یافته‎ ها: نتایج نشان داد مدل از برازش خوبی برخوردار بوده، رابطة پریشانی روان‌شناختی (14/0 β=، 001/0=P) و جذب شناختی (17/0 β=، 001/0=P)با پرسه‎ زنی اینترنتی غیرمستقیم و معنادار است و علاوه بر این پریشانی روان‌شناختی (34/0-β=،001/0=P) و جذب شناختی (46/0-β=، 001/0=P) با میانجی‎گری توانایی تصمیم‎ گیری اثر غیرمستقیم و معناداری بر پرسه ‎زنی اینترنتی در دانش‎ آموزان دارای اعتیاد به گوشی‎ های تلفن هوشمند داشتند.
نتیجه ‎گیری: بر اساس یافته ها می‎توان نتیجه گرفت که در تأیید فرضیات پژوهش پریشانی روان‌شناختی و جذب شناختی به شیوه های مستقیم و غیرمستقیم پرسه ‎زنی اینترنتی دانش ‎آموزان دارای اعتیاد به گوشی تلفن هوشمند را تحت‌تأثیر قرار می‎دهند و نقش فعالی در رفتار پرسه زنی اینترنتی دارند.
کلمات کلیدی: پریشانی روان‌شناختی، جذب شناختی، توانایی تصمیم‎گیری، پرسه زنی اینترنتی.

کلیدواژه‌ها

پریشانی روان‌شناختی
جذب شناختی
توانایی تصمیم‎ گیری
پرسه‎ زنی اینترنتی

موضوعات

عنوان مقاله English

Developing a Model of Cyberloafing Based on Psychological Distress and Cognitive Absorption with the Mediating Role of Decision-Making Ability in Secondary School Students with Smartphone Addiction

نویسندگان English

Sara NaqiBeyranvand 1
Ezatolah Ghadampour 2
Hasanali Veyskarami 2
1 Department of Psychology of Literature and Humanities, Lorestan University, Khorramabad, Iran
2 Department Of Psychology, Faculty Of Literature and Humanities, Lorestan University, Khorramabad, Iran
چکیده English

Introduction: Marital intimacy is a multifaceted construct encompassing emotional, affective, and social dimensions, rooted in acceptance, satisfaction, and love. This study develops a structural model of marital intimacy based on distress tolerance and differentiation, examining the mediating role of the quality of relationships with in-laws among married women seeking counseling. 
Method: Using a descriptive-correlational design and structural equation modeling, this study included 239 married women from counseling centers in Nourabad County, Lorestan Province. Participants completed the Differentiation of Self Inventory (Skowron & Smith, 1998), the Quality of Relationship with In-Laws Questionnaire (Cheraghi, 2014), the Marital Intimacy Scale (Thompson & Walker, 1983), and the Distress Tolerance Scale (Simons & Gaher, 2005). Data were analyzed using SPSS-22 and Smart PLS. 
Results: Distress tolerance accounted for 17% and differentiation of self for 21% of the variance in marital intimacy. Additionally, distress tolerance indirectly explained 10% of marital intimacy through relationship quality with in-laws, while differentiation of self contributed 5%. Both constructs had significant direct, indirect, and total effects on marital intimacy (differentiation: β = 0.209, 0.110, 0.320; distress tolerance: β = 0.169, 0.167, 0.336; all p ≤ 0.05). 
Conclusion: The findings highlight the significant roles of distress tolerance and differentiation in marital intimacy, with relationship quality with in-laws serving as a key mediator. Interventions aimed at enhancing these factors may improve marital intimacy in married women attending counseling centers. 

کلیدواژه‌ها English

psychological distress
cognitive absorbtion
decision-making ability
cyberloafing

مقدمه

اعتیاد به گوشی‎های هوشمند یکی از مشکلات رایج دانش­آموزان در سراسر جهان است (شی، ونگ و ژو[1] و همکاران، 2023). استفاده بیش از حد از تلفن هوشمند با پیامدهای منفی از جمله کاهش عملکرد تحصیلی، اختلال در کیفیت خواب، احساسات منفی، مدیریت ناکافی زمان، هزینه‌های مالی، کاهش بهره‌وری و تأثیرات منفی بر روابط همراه است (ویلیامز بوتاری[2] و دشایس، ریو و ریو،  2022). امروزه اینترنت و منابع آن از جمله مؤلفه‌های اصلی محیط‎های کاری و تحصیلی شده است. فناوری اطلاعات و ارتباطات که به‌سرعت درحال‌توسعه است، موجب پرسه‎زنی اینترنتی[3] شده که ناشی از تعامل مداوم انسان و رایانه است (ژنگ، لیو، لی و شو[4]، 2023). اصطلاح پرسه‎زنی اینترنتی اولین‌بار توسط لیم[5] (2002) برای استفاده کارکنان از اینترنت برای اهداف شخصی در ساعات کاری ابداع شد. اخیراً، محققان به پرسه‎زنی اینترنتی در طول کلاس نیز توجه کرده‌اند (میهلیچ، لیم و کولیبرگ[6]، 2023). دانش‎آموزان معمولاً در فعالیت‌های مبتنی بر وب در رسانه‌های اجتماعی شرکت می‌کنند و در طول کلاس به برنامه‌های کاربردی دیگر دسترسی دارند (متین اورتا و دمیرتپه سایجیلی[7]، 2023). باوجود تأثیرات مثبت فناوری، برخی محققان بر تأثیر منفی آن بر تمرکز، توجه، درک و یادآوری مطالب درسی دانش‌آموزان تأکید می‌کنند. این امر ممکن است به دلیل ماهیت چندوظیفه‌ای استفاده از اینترنت در کلاس باشد (اورتا، 2023). چندوظیفه‌ای بودن به "توجه تقسیم شده و تغییر وظایف غیرمتوالی برای وظایف نامشخص" اشاره دارد (هیمی[8]، 2023) و منجر به آگاهی کمتر، تصمیم‎گیری ناکارآمد و اختلال در رفتارها می‎شود (بلائو، شامیراینبال و آودیل[9]، 2020) براین‌اساس، می‎توان استدلال کرد که مشابه محیط کار، استفاده از اینترنت در کلاس در یک محیط آموزشی ممکن است باعث بار شناختی بیشتر و حواس‌پرتی در بین دانش‎آموزان شود، بنابراین اثرگذاری پرسه‎زنی اینترنتی معکوس باشد.

در همین راستا، شناسایی عوامل پیشایند پرسه­زنی اینترنتی از اهمیت زیادی برخوردار است. یکی از پیشایندهای مؤثر بر پرسه‎زنی اینترنتیپریشانی روان‎شناختی است. مفهوم پریشانی روان‎شناختی به‌عنوان حالتی از رنج عاطفی تعریف می‌شود که با علائم افسردگی (مانند غمگینی، ناامیدی و ازدست‌دادن علاقه) و اضطراب (احساس تنش و بی‌قراری) و اغلب با علائم جسمی (مانند سردرد و بی‌خوابی) همراه است (چن[10] و همکاران، 2024). محققان تأکید کرده‌اند که کنارگذاشتن کار و به تعویق‌انداختن وظایف به دلیل استفاده از رسانه‌های اجتماعی و اینترنت منجر به استرس تحصیلی می‌شود که رفاه کلی و تحصیلی دانش‌آموزان را مختل می‌کند (وانوچی، فلانری و اوهانسیان[11]، 2017). بررسی مکرر حساب‌های کاربری در رسانه‌های اجتماعی با تنهایی و صرف زمان بیشتر در این پلتفرم‌ها با افزایش اضطراب، افسردگی و کاهش رضایت از زندگی مرتبط است (کریشنا و آگراوال[12]، 2023). نتایج مطالعات نشان داده است که کارکنان برای مقابله با استرس ناشی از تجربیات کاری منفی از پرسه‌زنی اینترنتی استفاده می‌کنند (نوویانتی و سجابادینی[13]، 2021). همچنین، افراد برای کاهش سطح استرس خود درگیر پرسه‌زنی اینترنتی می‌شوند، اما این امر می‌تواند به افزایش پریشانی روان‎شناختی منجر شود.

یکی دیگر از عوامل مؤثر بر پرسه‎زنی اینترنتی جذب شناختی[14] است که نوعی حالت درگیری عمیق در حین استفاده از سیستم‌های اطلاعاتی تعریف می‌شود (ژو، شون، وانگ و ایتو[15]، 2023) و فرد به رویداد تجربه شده توجه عمیق دارد. جذب شناختی از طریق پنج بعد تفکیک زمانی، غوطه‌وری متمرکز، افزایش لذت، کنترل و کنجکاوی بروز می‌یابد (آگاروال و کاراهانا[16]، 2000). به نظر می­رسد که سطح جذب شناختی در بین دانش‌آموزان بر استفاده بی­هدف از اینترنت و دستگاه‌های تکنولوژیکی تأثیر بگذارد (آجزن[17]، 2011). متغیر جذب شناختی بر اساس سه ایده پژوهشی به‌هم‌پیوسته ایجاد شد: یعنی ویژگی جذب، نظریه جریان و درگیری شناختی (آگاروال و کاراهانا 2000). منطبق بر پژوهش­های گذشته جذب شناختی دارای قدرت اثرگذاری بر شکل­گیری پرسه‎زنی اینترنتی است (سوینچ و دوگسوی[18]، 2022). در فرایند آموزشی برای کاهش احتمال پرسه‎زنی اینترنتی، تعیین اینکه چگونه سطوح جذب شناختی دانش‌آموزان بر رفتار پرسه‎زنی اینترنتی تأثیر می‌گذارد، ضروری است. رابطه بین سطوح پرسه‎زنی اینترنتی و جذب شناختی توسط هاییت و دونمز[19] (2016) مورد بررسی قرار گرفت و آنها رابطه مثبت و معناداری پیدا کردند. بارنز، پرسی و اسکورناواکا [20] (2019) تفاوت‌های بین اعتیاد کاربران به گوشی‌های هوشمند و خدمات شبکه‌های اجتماعی را در چارچوب شناختی بررسی کردند و دریافتند که کاربران معتاد به گوشی‌های هوشمند و شبکه‌های اجتماعی، جذب شناختی بالاتری را تجربه کردند. نتایج این پژوهش با مطالعات پیشین ازجمله مطالعه کانیتو و همکاران (2022) همخوانی دارد که جذب شناختی و استرس به طور جداگانه و مستقل بر پدیده اعتیاد به گوشی‎های تلفن هوشمند تأثیرگذار هستند.

باوجود ارتباط بین پرسه‎زنی اینترنتی با پریشانی روان‌شناختی و جذب شناختی این ارتباط می‌تواند تحت‌تأثیر عوامل مختلف قرار بگیرد؛ زیرا باتوجه‌به مطالعات موجود این ارتباط در مطالعات مختلف و در افراد مختلف به‌صورت متفاوتی گزارش می‌شود (کوای، سو و چئو [21] ، 2017؛ مرکادو، جوردانو و دلچرت[22]، 2017). متغیرهای زیادی می‌توانند این تفاوت‌ها را به وجود آورند و باتوجه‌به زمینه و اصل شناختی جذب شناختی باید به دنبال عوامل شناختی مرتبط با این متغیرها بود که یکی از این عوامل را می‌توان وجود برخی متغیرها نظیر توانایی تصمیم‌‎گیری[23] دانست. تصمیم­گیری یک فرایند شناختی است که فرد را قادر می­سازد رفتار و فعالیت­های انسانی را طراحی، برنامه­ریزی، اجرا و کنترل کند (اکل، پدریچ و پریرا [24]،2020). مسئله اصلی در تصمیم­گیری این است که چگونه افراد می­توانند از میان همة انتخاب­های احتمالی، گزینه­ای که نیازهای آن­ها را برآورده می‎کند، بیابند (سان، ژو و لین [25]، 2020). تصمیم­گیری برای انسان در زندگی روزمره بسیار مهم و مفید است (اسکاریدو[26] و همکاران، 2023)توانایی تصمیم‌گیری ابزارهایی را در اختیار افراد و سازمان‌ها قرار می‌دهد تا از بین گزینه‌های مختلف ممکن، به دنبال حداکثر میزان سود، موفقیت و منافع، تصمیم‌های صحیح بگیرند (یو[27]،2019). در مورد نوجوانان، آموزش در تصمیم­گیری، برای کمک به دستیابی به اهداف و کاهش خطرات لازم است (کاردونا ایزازا، چولیا، گونزالز بارون و مونتویا کاستیلا [28]،2021). بر اساس نظریه تعارض تصمیم جانیس و مان[29] (1977)، راه­های مختلفی برای مدیریت استرس با استفاده از تصمیم­گیری وجود دارد. به نظر می‌رسد تصمیم‌گیری خوب، ممکن است منبع مهمی برای مقابله با استرس باشد (سانتوس-روئیز[30] و همکاران، 2012) )؛ پریشانی روان‌شناختی، تصمیم‎گیری را پیش‎بینی می‎کند به این‎صورت که افراد مبتلا به پریشانی روان‌شناختی تصمیم‎گیرندگان بی‎پروا هستند (فلوری، یواکیمیدی، میدوهاس و پلوبیدیس [31]، 2017). جذب شناختی با ایجاد نگرش‎ها و مقاصد مثبت نسبت به تصمیم‎گیری کمک می‎کند (اوکا[32] و همکاران، 2021) توانایی تصمیم‎گیری منجر به کاهش پرسه‎زنی اینترنتی می‎شود که به نوبه ی خود این امر استفاده از تلفن‎های هوشمند را کاهش می‎دهد (ساوجی، دامار، کومز و بیلیک [33]،2021).

بنابراین باتوجه‌به اینکه پرسه‎زنی اینترنتی می‎تواند به نتایج منفی از قبیل اختلال در رفتار، تصمیم‎گیری ناکارآمد، بهره وری تحصیلی پایین دانش‎آموزان، حواس پرتی، افزایش بار شناختی و موارد دیگر منجر ‎شود، بنابراین بررسی عوامل اثرگذار بر پرسه‎زنی اینترنتی و پرداختن به آن در این گروه از اهمیت ویژه‎ای برخوردار است. اجرای چنین پژوهشی می‌تواند با شناسایی دقیق‌تر عوامل مؤثر بر پرسه‌زنی اینترنتی، راهنمای ارزشمند برای مشاوران و درمانگران باشد تا با تکیه بر آن، راهکارهای علمی مؤثری جهت بهبود سلامت روان دانش‌آموزان ارائه کنند. به نظر می‌رسد تاکنون پژوهش جامعی درباره نقش واسطه‌ای توانایی تصمیم‌گیری در پیش‌بینی پرسه‌زنی اینترنتی بر اساس جذب شناختی و پریشانی روان‌شناختی در دانش‌آموزان دارای اعتیاد به تلفن هوشمند صورت نگرفته و در این زمینه خلاء پژوهشی وجود دارد. بنابراین، پژوهش حاضر می‌تواند به بررسی اثر مستقیم پریشانی روان‌شناختی و جذب شناختی و همچنین اثر غیرمستقیم این متغیرها از طریق میانجی‌گری توانایی تصمیم‌گیری بپردازد و ارتباط این عوامل را به شکلی جدید تبیین کند. براین‌اساس، هدف پژوهش حاضر بررسی نقش واسطه‌ای توانایی تصمیم‌گیری در پیش‌بینی پرسه‌زنی اینترنتی باتوجه‌به پریشانی روان‌شناختی و جذب شناختی در دانش‌آموزان دارای اعتیاد به گوشی‎های تلفن هوشمند بود.

روش

پژوهش از نوع کاربردی و روش پژوهش توصیفی - همبستگی به شیوه مدل‎یابی معادلات ساختاری بود. جامعة آماری پژوهش شامل کلیة دانش‎آموزان مشغول به تحصیل در مقطع متوسطه دوم شهر خرم‎آ‎باد در سال تحصیلی 1403-1402 بود. در پژوهش حاضر از روش نمونه‎گیری تصادفی طبقه‎ای استفاده شد. بدین صورت که ابتدا تعداد دانش‎آموزان در گروه دختر و گروه پسر باتوجه‌به آمار اداره آموزش‌وپرورش مورد بررسی قرار گرفت. در این فرایند مشخص شد که در مجموع 1300 نفر دانش‎آموز در مقطع متوسطه دوم معادل 3/51 درصد دختر و 7/48 درصد پسر مشغول به تحصیل­اند. براین‌اساس تعداد  300 نفر حجم نمونه با همین نسبت یعنی 3/51 درصد پسر و 7/48 درصد دختر تخصیص یافت. ملاک­های ورود به پژوهش شامل: نوجوانان مقطع متوسطه دوم، دامنه سنی 14 تا 18  سال، محل سکونت شهر خرم‎آباد و کسب نمره 53 یا بالاتر در پرسش‌نامه اعتیاد به گوشی‎های تلفن هوشمند سواری (1392) و ملاک­های خروج شامل: عدم تکمیل پرسش‎نامه، انصراف برای ادامه شرکت در پژوهش بود. از جنبه‎های اخلاقی پژوهش هم این بود که اطلاعات دانش‎آموزان به‌صورت محرمانه نزد پژوهشگر خواهد بود و کسب اجازه از والدین صورت گرفت. سپس برای تکمیل پرسش‎نامه‎ها توضیحات لازم ارائه شد و از بیان هرگونه توضیحی که احتمال ایجاد سوگیری در پاسخ ایجاد کند خودداری شد. برای تجزیه‌وتحلیل داده‎ها از مدل معادلات ساختاری و نرم‎افزار SPSS نسخه 27 و ‎ LISREL نسخه 8/8 استفاده شد.

ابزارهای پژوهش

الف)  مقیاس پرسه‌زنی اینترنتی ([34]SCQ): برای اندازه‎گیری پرسه‌زنی اینترنتی از مقیاس استودارت (2016) استفاده شد. این مقیاس حاوی ۲۲ سؤال است و در قالب طیف ۵ درجه‎ای لیکرت از نمره 1 (کاملاً مخالف) تا نمره ۵ (کاملاً موافق) طراحی شده است. جمع نمره‎های این 22 سؤال به‎عنوان نمره کلی پرسه‎زنی اینترنتی محسوب می‎شود و دامنه نمرات قابل‌قبول بین 22 تا 110 است. کسب نمره بالا به معنای سطح بالای پرسه‎زنی اینترنتی است. استودارت (2016) نیز آلفای کرونباخ 94/0 را برای این ابزار گزارش کرده است. در ایران کمالی‎زارچ و شکاری (1401) ضریب آلفای کرونباخ را 982/0 برای این مقیاس به دست آوردند. جهت بررسی روایی این ابزار از روش تحلیل عاملی تأییدی و میانگین واریانس استخراجی استفاده شد که بارهای عاملی 22 گویه این متغیر بین 805/0 تا 901/0 در نوسان بود. ازآنجاکه مقدار تمامی بارهای عاملی بالای 4/0 بود و همچنین مقدار قدرمطلق تمامی ضرایب معنی­داری تی بالای 96/1 بود، این امر روایی همگرای قابل‌قبول این ابزار را نشان داد. در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ ۷۹/۰ و پایایی مرکب ۸۶/۰ به دست آمد.

ب)  مقیاس پریشانی روان‎شناختی (DASS)[35]: مقیاس پریشانی روان‎شناختی لاویبند و لاویبند[36] (1995) شامل ۲۱ سؤال است که علائم افسردگی، اضطراب و استرس را در مقیاس ۴ درجه‎ای از نمره صفر (اصلاً در مورد من صدق نمی‎کند) تا ۳ (کاملاً در مورد من صدق می‎کند) می‌سنجد. این آزمون از زیر‎مقیاس افسردگی، استرس و اضطراب تشکیل شده است. نمره فرد در هر مقیاس برحسب هفت گویة مختص آن مقیاس سنجیده می‎شود. دامنه نمرات قابل‌قبول بین صفر تا 63 است. کسب نمره بالا به معنای شدت هریک از خرده مقیاس‎ها است. لاویبند و لاویبند (1995) پایایی این مقیاس را با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ برای زیرمقیاس‌های افسردگی، اضطراب و استرس به ترتیب 91/0، 84/0 و 90/0 گزارش کرده است که نشان‌دهندة پایایی بالای این مقیاس است. هنری و کرافورد[37] (2005) ضریب پایایی عوامل را با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ برای افسردگی 88/0، 82/0 برای اضطراب و 90/0 برای استرس به دست آوردند که 93/0 را برای کل مقیاس گزارش کردند. این پرسش‌نامه توسط صاحبی و همکاران (1384) برای جمعیت ایرانی اعتبار یابی شده است. آنها این مقیاس را مورد تحلیل عاملی قرار دادند که نتایج پژوهش آنها سه عامل افسردگی، اضطراب و استرس را تأیید می‌کرد و ضریب آلفای کرونباخ برای این سه عامل به ترتیب ۹۷/0، 92/0 و 95/0 بود. در پژوهش حاضر، پایایی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ برای زیرمقیاس‌های افسردگی، اضطراب و استرس به ترتیب 88/0، 74/0 و 87/0 گزارش شد. همچنین، پایایی کل مقیاس 79/0 به دست آمد.

    ج) پرسش‌نامة توانایی تصمیم‎گیری ملبورن ([38]MDMQ): برای ارزیابی تصمیم‎گیری از پرسش‎نامه تصمیم‎گیری ملبورن استفاده شد. این پرسش‌نامه توسط مان، برنت، رادفورد و فورد [39] (1997) ساخته شده است. این ابزار از 22 گویه تشکیل شده و دارای سه گزینه پاسخ است: «برای من خیلی درست است» (نمره 2)، «تا حدودی برای من درست است» (نمره 1) و «اصلاً برای من درست نیست» (نمره صفر). کسب نمره بالا در این مقیاس به معنای توانایی تصمیم‎گیری بالا است. در پژوهش کاردونا و همکاران (۲۰۲۱)، پایایی این ابزار با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ ۶۸/۰ گزارش شده و روایی آن بر اساس روش تحلیل عاملی اکتشافی و روش محتوایی تأیید شده است. در ایران کجاف و همکاران (1393) همسانی این مقیاس را با استفاده از محاسبه ضریب آلفای کرونباخ مورد استفاده قرار داده‎اند و مقدار این ضرایب به ترتیب برای خرده‎مقیاس‎های گوش به زنگی، هوشیاری، شانه خالی کردن و به تعویق انداختن به ترتیب 77/0، 74/0، 73/0 و 74/0بود. گزارش کرده اند. ضریب پایایی بازآزمایی برای گوش به زنگی، هوشیاری، شانه خالی کردن و به تعویق انداختن را به ترتیب 73/0، 64/0، 68/0 و 69/0  بود. در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس‎های گوش به زنگی81/0، هوشیاری 72/0، شانه خالی کردن 77/0 و به تعویق انداختن 79/0 گزارش شد. همچنین برای بررسی روایی از تحلیل عامل تأییدی استفاده شد. نتایج تحلیل عامل تأییدی  نشان داد که کلیه گویه‌های مقیاس توانایی تصمیم‎گیری ملبورن دارای بارهای عاملی قابل قبولی و بالاتر از 30/0 بودند. 

  د) پرسشنامة جذب شناختی[40] (CAQ): برای سنجش متغیر جذب شناختی، از مقیاس 18 گویه‎ای آگاروال و کاراهانا (2000) استفاده شده است. جذب شناختی به واسطه‎ی پنج بعد بروز می‎یابد: تفکیک‎زمانی، غوطه‎وری متمرکز، لذت بی‎نهایت، کنجکاوی و کنترل. نمره گذاری این پرسش‌نامه در طیف پنج درجه‎ای لیکرت از کاملا موافقم (5) تا کاملا مخالفم (1) است. بنابراین بالاترین نمره این مقیاس در پژوهش حاضر 90 و کمترین آن 18 خواهد بود. نمره بالا در این مقیاس به معنای سطح بالای جذب شناختی فرد است. . آگاروال و کاراهانا (2000) برای تعیین روایی پرسش‌نامه جذب شناختی نشان دادند که این پرسش‌نامه ابزاری روا برای اندازه‌گیری جذب شناختی است. پایایی این پرسش‌نامه از روش همسانی درونی با استفاده آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس‎های تفکیک‎زمانی، غوطه‎وری متمرکز، لذت بی‎نهایت، کنجکاوی و کنترل به ترتیب مقادیر 70/0، 74/0، 87/0، 64/0 و 83/0به دست آمده است. استریچاو و وو[41] (2015) جهت بررسی پایایی این مقیاس از روش آلفای کرونباخ استفاده کردند که  این ضریب در پژوهش آنها 85/0 به دست آمد. صیف (1397) نیز در پژوهشی ضریب آلفای کرونباخ برای این متغییر را 79/0 محاسبه کرد. در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس‎های تفکیک زمانی 73/0، غوطه‎وری متمرکز 79/0، لذت بی‎نهایت‎ 82/0، کنجکاوری 78/0 و کنترل 82/0 گزارش شد.

یافته‎ها

در بخش توصیفی، مبتنی بر جنسیت، 154 نفر از شرکت­کنندگان دختر (3/51) و 146 نفر پسر (7/48)؛ بر اساس سن، 62 نفر از شرکت­کنندگان (7/20 درصد) دارای 15 سال، 97 نفر از افراد نمونه (3/32 درصد) دارای 16 سال، 80 نفر از افراد نمونه (7/26 درصد) دارای 17 سال و 61 نفر از شرکت­کنندگان (3/20 درصد) دارای 18 سال؛ بر اساس تحصیلات مادران افراد نمونه، 176 نفر از مادران افراد شرکت­کننده (7/58 درصد) دیپلم و زیردیپلم، 94 نفر مادران (3/31 درصد) کاردانی و کارشناسی، 26 نفر از مادران افراد شرکت­کننده (7/8 درصد) کارشناسی ‎ارشد و دکتری و 4 نفر از مادران افراد شرکت­کننده (3/1 درصد) فوت­شده؛ مبتنی بر تحصیلات پدران افراد نمونه، 167 نفر از پدران افراد شرکت­کننده (7/55 درصد) دیپلم و زیردیپلم، 97 نفر پدران (3/32 درصد) کاردانی و کارشناسی، 30 نفر از پدران افراد شرکت­کننده (10 درصد) کارشناسی ارشد و دکتری و 6 نفر از پدران افراد شرکت‎کننده (2 درصد) فوت­شده بودند.

 

جدول 1 ماتریس همبستگی، میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش را نشان می­دهد.

 

 

 

جدول 1. ماتریس همبستگی، میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش

 

 

پرسه‎زنی اینترنتی

توانایی تصمیم‎گیری

جذب شناختی

پریشانی روانی

پرسه­زنی اینترنتی

-

 

 

 

توانایی تصمیم­گیری

66/0-**

-

 

 

جذب شناختی

27/0**

46/0-**

-

 

پریشانی روان‌شناختی

40/0**

19/0**

19/0**

-

میانگین

90/69**

35/44**

92/68**

92/28**

انحراف‎معیار

01/17**

21/8**

47/15**

02/11**

کجی

07/0**

09/0-**

53/0-**

20/0**

کشیدگی

51/0-**

61/0-**

61/0-**

74/0-**

آماره k-s

112/0**

127/0**

084/0**

141/0**

01/۰**P ‹ ۰۵/۰P ‹  *

 

 


بر اساس جدول 1، توصیف داده­های مرتبط با متغیرهای پژوهشی نشان داد که میانگین پرسه­زنی اینترنتی، توانایی تصمیم‎گیری، پریشانی روانی و جذب شناختی برابر با 90/69، 35/44، 92/28 و 92/68 به دست آمد. انحراف استاندارد این متغیرها به ترتیب برابر با 01/17، 21/8،  02/11 و 47/15 محاسبه شد. در ادامه، ضمن بررسی پیش­فرض­ها، رابطه متغیرها بر اساس تحلیل معادلات ساختاری آزمون گردید. طبیعی بودن داده­ها بر اساس سطح کجی و کشیدگی مطلوب (در محدوده 2+ تا 2-) تأیید گردید. همخطی متغیرهای پیش­بین بر اساس شاخص تورم واریانس بالاتر از 10 و ضریب تحمل کمتر از 1/0 مورد تأیید قرار گرفت (پریشانی روانی برابر با 24/1 و 81/0؛ توانایی تصمیم‎گیری برابر با 52/1 و 66/0 و جذب شناختی در سطح 28/1 و 78/0). عدم وجود داده­های پرت بر اساس مانده­های استانداردشده، فاصله­های کوک و لورژ تأیید شد (مانده‎های استانداردشده در محدوده 56/2 و 96/2-؛ فاصله کوک در محدوده 001/0 و 05/0 و مقدار لورژ در محدوده 001/0 و 04/0).

 

شکل 1. مدل پرسه‎زنی اینترنتی در حالت ضرایب استاندارد

 

بر اساس شکل 2، مدل برازش­یافته مبتنی بر پیش­بینی پرسه­زنی اینترنتی بر اساس پریشانی روانی و جذب شناختی با میانجی توانایی تصمیم‎گیری ترسیم شد. براین‌اساس، در این مدل، ضریب تأثیر استاندارد متغیرهای پریشانی روانی و جذب شناختی بر پرسه­زنی اینترنتی به ترتیب برابر با 14/0 و 17/0 بود. افزون بر این، ضریب تأثیر استاندارد متغیرهای پریشانی روانی و جذب شناختی بر متغیر میانجی توانایی تصمیم‎گیری به ترتیب برابر با 34/0- و 46/0- و ضریب تأثیر استاندارد توانایی تصمیم‎گیری بر پرسه­زنی اینترنتی برابر با 58/0- بود.

 

 

شکل 2. مدل پرسه‎زنی اینترنتی در حالت ضرایب معناداری

بر اساس شکل 3، در بررسی مقادیر t به‌دست‌آمده برای روابط موجود این نتیجه به دست آمد که پس از ورود متغیر میانجی، مقادیر t مربوط به ضرایب رابطه­ی متغیرهای پریشانی روانی و جذب شناختی بر پرسه­زنی اینترنتی به ترتیب برابر با 62/2 و 91/2 بود. افزون بر این، مقادیر t رابطه متغیرهای پریشانی روانی و جذب شناختی بر متغیر میانجی توانایی تصمیم‎گیری به ترتیب برابر با 08/5- و 04/6- بود.  همچنین، مقادیر t رابطه­ی متغیرهای توانایی تصمیم‎گیری بر پرسه­زنی اینترنتی برابر با 57/5- بود.

 

 

 

 

جدول 2: شاخص­های برازش محاسبه­شده در مدل پژوهش

 

شاخص برازش مدل

مقدار شاخص

سطح مطلوب[42]

وضعیت برازش

ریشه میانگین مجذورات تقریب[43]

065/0

زیر 1/0

مطلوب است

نسبت کای‎اسکوئر به درجه آزادی[44]

012/2

کمتر از 5

مطلوب است

شاخص برازش تطبیقی[45]

94/0

بالاتر یا مساوی 9/0

مطلوب است

شاخص برازش نرمال[46]

90/0

بالاتر یا مساوی 9/0

مطلوب است

شاخص برازش نرمال­نشده[47]

95/0

بالاتر یا مساوی 9/0

مطلوب است

 شاخص برازش افزایشی[48]

95/0

بالاتر یا مساوی 9/0

مطلوب است

شاخص برازش نسبی[49]

90/0

بالاتر یا مساوی 9/0

مطلوب است

 

 

بر اساس جدول 2، بررسی شاخص­های برازش نشان داد که شاخص ریشه میانگین مربعات خطاهای تخمین به‌عنوان شاخص اصلی نیکویی برازش در مدل‎یابی معادلات ساختاری در سطح مناسب بود، زیرا کمتر از 1/0 به دست آمد. همچنین، نتیجه شاخص تقسیم خی­دو بر درجه آزادی از تقسیم با 41/7918 بر درجه آزادی 3479 برابر با 27/2 محاسبه شد که نشان از برازش مناسب مدل داشت. در نهایت، شاخص برازش تطبیقی، شاخص برازش نرمال، شاخص برازش نرمال‎نشده، شاخص برازش افزایشی و شاخص برازش نسبی به ترتیب برابر با 91/0، 95/0، 95/0، 95/0 و 90/0 محاسبه شد که نشان از برازش مناسب مدل داشت.

 

 

جدول 3. ضریب استاندارد و آماره t برای روابط مستقیم متغیرهای پژوهش

 

اثر مستقیم متغیرها

میزان اثر

مقدار t

پذیرش/رد رابطه

پریشانی روانی × پرسه­زنی اینترنتی

14/0

62/2

تأیید رابطه

پریشانی روانی × توانایی تصمیم‎گیری

34/0-

08/5-

تأیید رابطه

جذب شناختی × پرسه­زنی اینترنتی

17/0

91/2

تأیید رابطه

جذب شناختی× توانایی تصمیم‎گیری

46/0-

04/6-

تأیید رابطه

توانایی تصمیم‎گیری × پرسه­زنی اینترنتی

58/0-

57/5-

تأیید رابطه

روابط غیرمستقیم متغیرها

آماره سوبل

سطح معناداری

پذیرش/رد رابطه

پریشانی روانی × توانایی تصمیم‎گیری × پرسه­زنی اینترنتی

08/3

001/0

تأیید رابطه غیرمستقیم

جذب شناختی × توانایی تصمیم‎گیری × پرسه­زنی اینترنتی

46/3

001/0

تأیید رابطه غیرمستقیم

 

 

در ادامه، در جدول 3، ضرایب استاندارد محاسبه­شده و مقادیر t مربوط به روابط مستقیم و غیرمستقیم در مدل برازش­یافته بیان شد. براین‌اساس، ضریب معناداری پریشانی روانی بر پرسه­زنی اینترنتی (برابر با 62/2) و پریشانی روانی بر توانایی تصمیم‎گیری (برابر با 08/5-)، جذب شناختی بر پرسه­زنی اینترنتی (برابر با 91/2) و جذب شناختی بر توانایی تصمیم‎گیری (برابر با 04/6-) به سبب مقدار t بالاتر از 96/1 معنادار بود. همچنین، با استفاده از آزمون سوبل[50] به بررسی نتایج معناداری روابط غیرمستقیم میان متغیرهای پژوهش پرداخته شد. براین‌اساس، مشخص شد که رابطه غیرمستقیم پریشانی روانی با پرسه­زنی اینترنتی با میانجی توانایی تصمیم‎گیری معنادار بود. ضمن این که رابطه غیرمستقیم جذب شناختی با پرسه‎زنی اینترنتی با میانجی­گری توانایی تصمیم‎گیری نیز معنادار بود. پس از بررسی ضرایب به‌دست‌آمده در مدل، اکنون، پیش از بررسی جداگانه فرضیه­ها به تحلیل شاخص­های برازش مدل پرداخته شد. ازاین‌رو، جهت بررسی برازش مدل برازش یافته ضرورت توجه به شاخص­های برازش وجود دارد.

بحث و نتیجه‎گیری

هدف پژوهش حاضر بررسی رابطة پریشانی روان‌شناختی و جذب شناختی با پرسه‎زنی اینترنتی، نقش میانجی توانایی تصمیم­گیری در دانش‎آموزان دارای اعتیاد به گوشی‎های تلفن هوشمند بود. یافته اول این پژوهش نشان داد که اثر پریشانی روان‌شناختی بر پرسه­زنی اینترنتی با میانجی توانایی تصمیم‎گیری غیرمستقیم و معنادار بود. این یافته با پژوهش‎های لیم و چن (2012)، نوویانتی و سجابادینی (2021)، وانوچی  و همکاران (2017)، کریشنا و آگراوال (2023) و فلوری و همکاران (2017) همسو بود. این پژوهشگران نشان دادند که پریشانی روان‌شناختی دارای اثر غیرمستقیم و معنادار بر پرسه‎زنی اینترنتی است. در تبیین این یافته باید گفت دانش‎آموزان برای مقابله با شرایط منفی ناشی از تجربیاتی مانند استرس، اضطراب و افسردگی به پرسه‎زنی اینترنتی روی می‎آورند (وانوچی و همکاران، 2017). دانش‎آموزان با چنین شرایطی که ناشی از پریشانی روان‌شناختی است، نمی‎توانند رفتار و فعالیت­های خود را طراحی، برنامه‌ریزی و کنترل کنند در واقع توانایی تصمیم­گیری آنها کاهش‌یافته و بیشتر به رفتار پرسه‎زنی اینترنتی می‌پردازند، درعین‌حال اگر افراد درگیر پرسه­زنی اینترنتی شوند، امور کار و تحصیل و زندگی روزمره­شان مختل می­شود و این امر منجر به پریشانی روان‌شناختی می­گردد، همچنین بررسی مکرر حساب‌های کاربری در رسانه‌های اجتماعی با تنهایی مرتبط است و صرف زمان بیشتر برای پیمایش در پلتفرم‌های رسانه‌های اجتماعی با افزایش اضطراب، افسردگی و کاهش رضایت از زندگی مرتبط است (کریشنا و آگراوال، 2023) حالت­های افسردگی بر اعتیاد به تلفن هوشمند اثر گذاشته و همین منجر به کاهش توانایی تصمیم‎گیری در نتیجه افزایش رفتار پرسه‎زنی اینترنتی می‎شود. پریشانی‌های روان‌شناختی می‌توانند بر فرایند تصمیم‌گیری تأثیر بگذارند و به‌گونه‌ای که افرادی که با این مشکلات دست‌وپنجه نرم می‌کنند، بیشتر تمایل به اتخاذ تصمیمات شتاب‌زده یا بی‌پروا دارند. این افراد ممکن است در موقعیت‌های تصمیم‌گیری، به‌جای تحلیل دقیق و منطقی، به واکنش‌های سریع و احساسی تکیه کنند که اغلب به انتخاب‌های ناسنجیده منجر می‌شود. این نوع رفتار نشان‌دهنده آن است که پریشانی روانی می‌تواند توانایی فرد را در ارزیابی پیامدهای مختلف تصمیم‌ها تضعیف کند و آن‌ها را به سمت رفتارهای پرخطر سوق دهد (فلوری و همکاران، 2017).

یافته دوم پژوهش حاضر نشان داد اثر غیرمستقیم جذب شناختی بر پرسه‎زنی اینترنتی با میانجی­گری توانایی تصمیم‎گیری نیز معنادار بود. همسو با یافته حاضر هایت و دونمز (2016)، بارنز و همکاران (2019)، تانری وری و کاراجا (2018) و سوینچ و دوگسوی (2022) نشان دادند که جذب شناختی به‌عنوان یک عامل روان‌شناختی، می‎تواند با ایجاد انگیزه و کنجکاوی در کاربران، آن‎ها را به کاوش در صفحات مجازی، محتواهای جذاب و شبکه‎های اجتماعی سوق دهد و احتمال شکل‎گیری پرسه‎زنی اینترنتی را افزایش دهد. در تبیین این نتایج می‎توان گفت رفتار استفاده از فناوری‌های مبتنی بر اینترنت به‌صورت کنترل نشده در میان نوجوانان رایج‌تر شده است. پیامد استفاده گسترده از تلفن همراه در بین دانش‎آموزان، معضل اعتیاد به گوشی‎های هوشمند را به همراه داشته است که به‌صورت رفتار­های مختلف از جمله پرسه‎زنی اینترنتی نمود یافته است (بارنز و همکاران، 2019) و کاربرانی که به گوشی­های هوشمند و شبکه­های اجتماعی معتاد هستند، جذب شناختی بالاتری را تجربه می­کنند. جذب شناختی روی توانایی تصمیم­گیری افراد اثرگذار بوده و همچنین تجربة جذب شناختی توسط دانش‎آموزان موجب می­شود که فناوری را در تصمیم­گیری‎های خود مؤثر بدانند (سوینچ و دوگسوی، 2022). در پژوهشی که توسط کانیتو و همکاران (2022) انجام شد، به بررسی این موضوع پرداخته شد که سطح استرس و جذب شناختی به شکل جدا­سازی زمانی پیش‌بینی‌کننده‌های اعتیاد به گوشی تلفن هوشمند و استفاده از شبکه‎های اجتماعی هستند.

به طور خلاصه می­توان نتیجه گرفت که مدل پژوهش از برازش مطلوب برخوردار است و نتایج پژوهش از مدل حاضر حمایت کردند. بر اساس نتایج پژوهش، جذب شناختی و پریشانی روان‌شناختی بر پرسه‎زنی اینترنتی اثر مستقیم دارند و توانایی تصمیم­گیری رابطة بین جذب شناختی و پریشانی روان‌شناختی با پرسه‎زنی اینترنتی را واسطه­گری می­کند. به‌عبارت‌دیگر سطح بالای جذب شناختی و پریشانی روان‌شناختی نقش تعیین‌کننده در افزایش رفتار پرسه‎زنی اینترنتی دانش‎آموزان دارند و با کاهش توانایی تصمیم­گیری می­توانند بر شدت پرسه‎زنی اینترنتی بیفزایند. ازاین‌رو، باید به این متغیرها توجه و اهمیت ویژه‎ای شود؛ زیرا با شناخت این عوامل مهم اقدامات مؤثر و مفیدی در جهت کاهش رفتار پرسه­زنی اینترنتی و استفاده مشکل­زا از اینترنت انجام می­گیرد که می­تواند زمینه کاهش اعتیاد به گوشی تلفن هوشمند را در بین نوجوانان و دانش­آموزان فراهم نماید. با کاهش تأثیر منفی اعتیاد به گوشی تلفن هوشمند بر عملکرد یادگیری و پیشرفت تحصیلی فراگیران، می­توان بهره­وری را در مدارس مشاهده کرد و از عوارض جدی که برای سلامت روانی و عملکرد دانش­آموزان دارد، جلوگیری کرد.

از جمله محدودیت‎های پژوهش حاضر این بود که این پژوهش بر روی دانش‎آموزان متوسطه دوم شهر خرم­آباد انجام شده که در تعمیم‎پذیری آن به سایر مقاطع تحصیلی باید جوانب احتیاط را رعایت نمود؛ بنابراین، پیشنهاد می­شود که پژوهش‎های آتی بر روی جمعیت‎های مختلف از نظر سنی، جغرافیایی نیز اجرا شود. همچنین، پژوهش حاضر از نوع همبستگی بود و نمی­توان رابطه علّی را از آن استنباط نمود. علاوه بر این، پیشنهاد می‎شود پژوهش‌های بیشتری به بررسی عوامل دیگری که ممکن است در رابطه بین پریشانی روان‌شناختی و پرسه‎زنی اینترنتی دخیل باشند، مانند استفاده از روش‌های مدیریت استرس و ارتباط آن با توانایی تصمیم‌گیری، متمرکز شوند. همچنین، بررسی تأثیر برنامه‌های آموزشی و توانمندسازی در بهبود توانایی تصمیم‌گیری و کنترل استفاده از اینترنت نیز می‌تواند از جمله موضوعاتی باشد که در زمینه تحقیقات آینده مورد بررسی قرار می‌گیرد.

باتوجه‌به اینکه جامعه آماری این پژوهش شامل دانش‌آموزان متوسطه دوم دارای اعتیاد به گوشی‌های هوشمند است، پیشنهاد می‌شود برنامه‌های آموزشی و مداخلات روان‌شناختی باهدف مدیریت استرس، اضطراب و افسردگی به‌منظور کاهش پریشانی روان‌شناختی در مدارس اجرا شود. همچنین، برگزاری کارگاه‌های تقویت مهارت‌های تصمیم‌گیری و آموزش مدیریت زمان می‌تواند به دانش‌آموزان در کنترل رفتارهای پرسه‌زنی اینترنتی کمک کند. والدین نیز باید با نظارت مناسب و ارائه الگوهای سالم استفاده از فناوری در این مسیر مشارکت داشته باشند. محدودیت‌های منطقی در استفاده از گوشی‌های هوشمند در محیط مدرسه، همراه با ارائه فعالیت‌های جایگزین جذاب نظیر برنامه‌های ورزشی، فرهنگی و هنری، می‌تواند استفاده مشکل‌زا از گوشی‌ها را کاهش دهد. ارائه خدمات مشاوره روان‌شناختی در مدارس و ایجاد گروه‌های حمایتی برای دانش‌آموزان نیز به کاهش تأثیرات منفی جذب شناختی و اعتیاد به اینترنت کمک خواهد کرد.

 

تشکر و قدردانی

مقاله حاضر برگرفته از رساله دوره دکتری تخصصی نویسنده مسئول پژوهش در دانشگاه لرستان بود. بدین‌وسیله از تمام دانش‎آموزان متوسطه دوم شهر خرم‎آباد که همکاری کاملی جهت اجرای پژوهش داشتند، قدردانی به عمل می‎آید.

 

[1]. Shi, Wang & Zhu

[2]. Williams-Buttari, Deshais, Reeve & Reeve

[3]. Cyberloafing

[4]. Zhang, Liu, Li & Xu

[5]. Lim

[6]. Mihelič, Lim & Culiberg

[7]. Metin-Orta & Demirtepe-Saygılı

[8]. Himi

[9]. Blau, Shamir-Inbal & Avdiel

[10]. Chen

[11]. Vannucci, Flannery & Ohannessian

[12]. Krishna & Agrawal

[13]. Novianti & Sjabadhyni

[14]. Cognitive absorption

[15]. Zhou, Shun, Wang & Ito

[16]. Agarwal & Karahanna

[17] .Ajzen

[18]. Sevin & Dogusoy

[19]. Hayit and Dönmez

[20]. Barnes, Pressey & Scornavacca

[21] .Koay, Soh & Chew

[22]. Mercado, Giordano & Dilchert

[23]. decision-making ability

[24]. Ekel, Pedrycz & Pereira

[25]. Sun, Zhou & Lin

[26] .Oscarido

[27] .Yoe

[28] .Cardona Isaza, Chulia, González Barrón & Montoya Castilla

[29] .Janis & Mann

[30] .Santos-Ruiz

[31] .Flouri, Ioakeimidi, Midouhas & Ploubidis

[32]. Occa

[33]. Savci, Damar, Comez & Bilik

[34]. Stoddart Cyberloafing Questionare

[35]. depression anxiety stress scale (DASS)

[36]. Lovibond and Lovibond

[37]. Henry & Crawford

[38] .Melbourne Decision Making Questionnaire

[39]. Mann, Burnett, Radford & Ford

[40] .Cognitive Absorption Questionnaire

[41]  .Reychav & Wu

[42] هومن (1398)

[43]. root mean square error of approximation (RMSEA)

[44]. CMIN/df

[45]. comparative fitness index (CFI)       

[46]. normed Fit Index (NFI)

[47]. non-Normed Fit Index (NNFI)

[48]. incremental fitness index (IFI)

[49]. relative fit index (RFI)

[50]. Sobel test

  • صاحبی، علی؛ اصغری، محمدجواد، و سالاری، راضیه سادات. (1384). اعتباریابی مقیاس افسردگی، اضطراب و تنیدگی آزمون (DASS-21) برای جمعیت ایرانی. روان‌شناسی تحولی (روان‌شناسان ایرانی)، 1(4)، 299-312. https://sid.ir/paper/450626/fa
  • صیف، محمدحسن. (1397). ارائه مدل روابط علّی جذب شناختی و یادگیری ادراک شده: نقش واسطه‌ای درگیری شناختی، سهولت و سودمندی ادراک شده. شناخت اجتماعی، (2)، 107-122. doi: 10.30473/sc.2018.32083.2001
  • کمالی زارچ، محمود و شکاری، حمیده. (1399). تأثیر بار کاری ذهنی بر پرسه زنی اینترنتی کارکنان: نقش میانجی سایش اجتماعی. پژوهش‌های روان‌شناسی اجتماعی، 10(39) 58-39. doi: 10.22034/spr.2020.212813.1367
  • کجاف، محمدباقر؛ رنجبرکهن، زهره و سجادی نژاد، مرضیه سادات. (1393). بررسی شاخص‌های روان‌سنجی پرسش‌نامه سبک تصمیم‌گیری ملبورن در دانشگاه علوم پزشکی اصفهان،https://civilica.com/doc/487540
  • هومن، حیدرعلی (1398). تحلیل داده‌های چندمتغیری در پژوهش رفتاری. انتشارات پیک کتاب.
  • Agarwal, R., & Karahanna, E. (2000). Time flies when you're having fun: Cognitive absorption and beliefs about information technology usage. MIS quarterly, 665-694. DOI: 10.2307/3250951ISBN: 0276-7783
  • Antony, M. M., Bieling, P. J., Cox, B. J., Enns, M. W., & Swinson, R. P. (1998). Psychometric properties of the 42-item and 21-item versions of the Depression Anxiety Stress Scales in clinical groups and a community sample. Psychological assessment, 10(2), 176. https://psycnet.apa.org/doi/10.1037/1040-3590.10.2.176
  • Barak, M., Lipson, A., & Lerman, S. (2006). Wireless laptops as means for promoting active learning in large lecture halls. Journal of research on Technology in Education, 38(3), 245-263. https://doi.org/10.1080/15391523.2006.10782459
  • Barnes, S. J., Pressey, A. D., & Scornavacca, E. (2019). Mobile ubiquity: Understanding the relationship between cognitive absorption, smartphone addiction and social network services. Computers in human behavior, 90, 246-258. https://doi.org/10.1016/j.chb.2018.09.013
  • Billieux, J., Maurage, P., Lopez-Fernandez, O., Kuss, D. J., & Griffiths, M. D. (2015). Can disordered mobile phone use be considered a behavioral addiction? An update on current evidence and a comprehensive model for future research. Current Addiction Reports, 2(2), 156-162.
  • Bjornsen, C. A., & Archer, K. J. (2015). Relations between college students’ cell phone use during class and grades. Scholarship of Teaching and Learning in Psychology, 1(4), 326. https://psycnet.apa.org/doi/10.1037/stl0000045
  • Blau, I., Shamir-Inbal, T., & Avdiel, O. (2020). How does the pedagogical design of a technology-enhanced collaborative academic course promote digital literacies, self-regulation, and perceived learning of students?. The internet and higher education, 45, 100722. https://doi.org/10.1016/j.iheduc.2019.100722
  • Cannito, L., Annunzi, E., Viganò, C., Dell’Osso, B., Vismara, M., Sacco, P. L.,... & D’Addario, C. (2022). The role of stress and cognitive absorption in predicting social network addiction. Brain Sciences, 12(5), 643. https://doi.org/10.3390/brainsci12050643
  • Cardona Isaza, A. D. J., Chulia, A. T., González Barrón, R., & Montoya Castilla, I. (2021). Analysis of the psychometric properties of the Melbourne Decision Making Questionnaire in Colombian adolescents. Revista Latinoamericana de Psicología, 53, 47-55. http://dx.doi.org/10.14349/rlp.2021.v53.6
  • Chen, C. Y., Lee, K. Y., Fung, X. C., Chen, J. K., Lai, Y. C., Potenza, M. N., … Lin, C. Y. (2024). Problematic Use of Internet Associates with Poor Quality of Life via Psychological Distress in Individuals with ADHD. Psychology Research and Behavior Management, 17, 443–455. https://doi.org/10.2147/PRBM.S449369
  • Ekel, P., Pedrycz, W., & Pereira Jr, J. (2019). Multicriteria decision-making under conditions of uncertainty: A fuzzy set perspective. John Wiley & Sons.
  • Ellis, R. A., & Bliuc, A. M. (2019). Exploring new elements of the student approaches to learning framework: The role of online learning technologies in student learning. Active Learning in Higher Education, 20(1), 11-24. https://doi.org/10.1177/1469787417721384
  • Flouri, E., Ioakeimidi, S., Midouhas, E., & Ploubidis, G. B. (2017). Maternal psychological distress and child decision-making. Journal of affective disorders, 218, 35-40.
  • George, D. R., Dreibelbis, T. D., & Aumiller, B. (2013). How we used two social media tools to enhance aspects of active learning during lectures. Medical Teacher, 35(12), 985-988. https://doi.org/10.3109/0142159X.2013.818631
  • Hayıt, T., & Donmez, O. (2016). Investigation of the relationship between cyber-loafing profiles and cognitive absorption of university students. Journal of Research in Education and Teaching, 5(16), 146-150. http://dx.doi.org/10.15805/addicta.2018.5.2.0052
  • Hayıt, T., & Donmez, O. (2016). Investigation of the relationship between cyber-loafing profiles and cognitive absorption of university students. Journal of Research in Education and Teaching, 5(16), 146-150.
  • Himi, S. A., Volberg, G., Bühner, M., & Hilbert, S. (2023). Individual differences in everyday multitasking behavior and its relation to cognition and personality. Psychological Research, 87(3), 655-685. https://doi.org/10.1007/s00426-022-01700-z
  • Janis, I. L., & Mann, L. (1977). Decision making: A psychological analysis of conflict, choice, and commitment. Free press.
  • Jumaan, I. A., Hashim, N. H., & Al-Ghazali, B. M. (2020). The role of cognitive absorption in predicting mobile internet users’ continuance intention: An extension of the expectation-confirmation model. Technology in Society, 63, 101355. https://doi.org/10.4236/jwarp.2023.155013
  • Karaoglan Yilmaz, F., Yılmaz, R. & Sulak, S. Cyberloafing in the Online Synchronous Lessons: Exploring Variables Associated with University Students’ Cyberloafing Behaviors. Tech Know Learn 29, 681–696 (2024). https://doi.org/10.1007/s10758-023-09676-4
  • Karataş, E. (2018). A case study on the positive effects of smartphone usage in postgraduate education. Bartin Üniversitesi Egitim Fakültesi Dergisi, 7(2), 607-634. DOI: 10.14686/buefad.402975
  • Koay, K. Y. (2018). Workplace ostracism and cyberloafing: a moderated–mediation model. Internet Research, 28(4), 1122-1141. https://doi.org/10.1108/IntR-07-2017-0268
  • Koay, K. Y., Soh, P. C. H., & Chew, K. W. (2017). Do employees’ private demands lead to cyberloafing? The mediating role of job stress. Management Research Review, 40(9), 1025-1038. https://doi.org/10.1108/MRR-11-2016-0252
  • Krishna, S. M., & Agrawal, S. (2023). Cyberloafing: Exploring the Role of Psychological Wellbeing and Social Media Learning. Behavioral Sciences, 13(8), 649. https://doi.org/10.3390/bs13080649
  • Kwon, M., Lee, J. Y., Won, W. Y., Park, J. W., Min, J. A., Hahn, C.,... & Kim, D. J. (2013). Development and validation of a smartphone addiction scale (SAS). PloS one, 8(2), e56936.
  • Li, X., Li, Y., Wang, X., & Hu, W. (2023). Reduced brain activity and functional connectivity during creative idea generation in individuals with smartphone addiction. Social Cognitive and Affective Neuroscience, 18(1), nsac052.
  • Lim, V. K. (2002). The IT way of loafing on the job: Cyberloafing, neutralizing and organizational justice. Journal of organizational behavior: the international journal of industrial, occupational and Organizational Psychology and Behavior, 23(5), 675-694. https://doi.org/10.1002/job.161
  • Lim, V. K., & Chen, D. J. (2012). Cyberloafing at the workplace: gain or drain on work?. Behaviour & Information Technology, 31(4), 343-353. https://doi.org/10.1080/01449290903353054
  • Mann, L., Burnett, P., Radford, M., & Ford, S. (1997). The Melbourne Decision Making Questionnaire: An instrument for measuring patterns for coping with decisional conflict. Journal of behavioral decision making, 10(1), 1-19.
  • Mercado, B. K., Giordano, C., & Dilchert, S. (2017). A meta-analytic investigation of cyberloafing. Career Development International, 22(5), 546–564. https://doi.org/10.1108/CDI-08-2017-0142
  • Metin-Orta, I., & Demirtepe-Saygılı, D. (2023). Cyberloafing behaviors among university students: Their relationships with positive and negative affect. Current Psychology, 42(13), 11101-11114. https://doi.org/10.1007/s12144-021-02374-3
  • Mihelič, K. K., Lim, V. K. G., & Culiberg, B. (2023). Cyberloafing among Gen Z students: the role of norms, moral disengagement, multitasking self-efficacy, and psychological outcomes. European Journal of Psychology of Education, 38(2), 567-585. https://doi.org/10.1007/s10212-022-00617-w
  • Morgan-Thomas, A., & Dudau, A. (2019). Of possums, hogs, and horses: Capturing the duality of student engagement in elearning. Academy of management learning & education, 18(4), 564-580. https://doi.org/10.5465/amle.2018.0029
  • Novianti, S., & Sjabadhyni, B. (2021). Work-home interaction and psychological distress during the COVID-19 pandemic: The mediation effect of cyberloafing. Humanitas, 18(2), 87. http://dx.doi.org/10.26555/humanitas.v18i2.18603
  • Occa, A., Morgan, S. E., Peng, W., Mao, B., McFarlane, S. J., Grinfeder, K., & Byrne, M. (2021). Untangling interactivity’s effects: The role of cognitive absorption, perceived visual informativeness, and cancer information overload. Patient education and counseling, 104(5), 1059-1065.
  • Oscarido, J., Siswanto, Z. A., Maleke, D. A., & Gunawan, A. A. S. (2023). The impact of competitive FPS video games on human's decision-making skills. Procedia Computer Science, 216, 539-546. https://doi.org/10.1016/j.procs.2022.12.167
  • Peterson, C. (2023). Quantifying and Simplifying the 1997 UNWC’s Guidelines to Mitigate Hegemony in Transboundary Watercourse Negotiations. Journal of Water Resource and Protection, 15(5), 215-228.
  • Reychav, I., & Wu, D. (2015). Are your users actively involved? A cognitive absorption perspective in mobile training. Computers in Human Behavior, 44, 335-346. https://doi.org/10.1016/j.chb.2014.09.021
  • Sana, F., Weston, T., & Cepeda, N. J. (2013). Laptop multitasking hinders classroom learning for both users and nearby peers. Computers & Education, 62, 24-31. https://doi.org/10.1016/j.compedu.2012.10.003
  • Santos-Ruiz, A., Garcia-Rios, M. C., Fernandez-Sanchez, J. C., Perez-Garcia, M., Muñoz-García, M. A., & Peralta-Ramirez, M. I. (2012). Can decision-making skills affect responses to psychological stress in healthy women? Psychoneuroendocrinology, 37(12), 1912-1921. https://doi.org/10.1016/j.psyneuen.2012.04.002
  • Sevinç, M., & Dogusoy, B. (2022). Exploring the relationship between Secondary School Students’ Smartphone Addiction, Cognitive Absorption, and Cyber loafing activities. Participatory Educational Research, 9(5), 414-429. https://doi.org/10.17275/per.22.121.9.5
  • Sheikh, A., Aghaz, A., & Mohammadi, M. (2019). Cyberloafing and personality traits: an investigation among knowledge-workers across the Iranian knowledge-intensive sectors. Behaviour & Information Technology, 38(12), 1213-1224. https://doi.org/10.1080/0144929X.2019.1580311
  • Shi, X., Wang, A., & Zhu, Y. (2023). Longitudinal associations among smartphone addiction, loneliness, and depressive symptoms in college students: Disentangling between–and within–person associations. Addictive Behaviors, 107676.
  • Stephenson, J. (2001). Teaching and learning online, pedagogies for new technologies. London, U.K.:Kogan Page Limited.
  • Stoddart, S. (2016). The impact of cyberloafing and mindfulness on employee burnout. Wayne State University.
  • Sun, B., Zhou, X., & Lin, N. (2020). Diversified binary relation-based fuzzy multigranulation rough set over two universes and application to multiple attribute group decision making. Information Fusion, 55, 91-104. https://doi.org/10.1016/j.inffus.2019.07.013
  • Tanrıverdi, Ö., & Karaca, F. (2018). Investigating the relationships between adolescents’ levels of cognitive absorption and cyberloafing activities according to demographic characteristics. Addicta: The Turkish Journal on Addictions, 5(2), 285-315. http://dx.doi.org/10.15805/addicta.2018.5.2.0052
  • Tellegen, A., & Atkinson, G. (1974). Openness to absorbing and self-altering experiences (" absorption") , a trait related to hypnotic susceptibility. Journal of abnormal psychology, 83(3), 268. https://psycnet.apa.org/doi/10.1037/h0036681
  • Turel, O., Matt, C., Trenz, M., Cheung, C. M., D’Arcy*, J., Qahri-Saremi*, H., & Tarafdar*, M. (2019). Panel report: the dark side of the digitization of the individual. Internet research, 29(2), 274-288. https://doi.org/10.1108/INTR-04-2019-541
  • Vannucci, A., Flannery, K. M., & Ohannessian, C. M. (2017). Social media use and anxiety in emerging adults. Journal of affective disorders, 207, 163-166.
  • Webster, J., & Ho, H. (1997). Audience engagement in multimedia presentations. ACM SIGMIS Database: the DATABASE for Advances in Information Systems, 28(2), 63-77. https://doi.org/10.1145/264701.264706
  • Williams-Buttari, D., Deshais, M. A., Reeve, K. F., & Reeve, S. A. (2022). A Preliminary Evaluation of the Effects of a Contingency Management+ Deposit Contract Intervention on Problematic Smartphone Use With College Students. Behavior Modification, 01454455221113561.
  • Yoe, C. (2019). Principles of risk analysis: decision making under uncertainty. CRC press.
  • Zhang, N., Liu, X., Li, J., & Xu, Z. (2023). The spillover effect of after-hours electronic communication on nurses’ cyberloafing: the mediating role of psychological contract breach. BMC nursing, 22(1), 335. https://doi.org/10.1186/s12912-023-01525-0
  • Zhou, H., Sun, T., Ong, Y. X., & Ito, N. (2023, January). “Domestic or International?” The Impact of Cognitive Absorption of Short-Form Videos on Tourists’ Post-COVID Travel Intention: An Exploratory Study on Douyin. In Information and Communication Technologies in Tourism 2023: Proceedings of the ENTER 2023 eTourism Conference, January 18-20, 2023 (pp. 40-52). Cham: Springer Nature Switzerland.
پژوهش های روانشناسی اجتماعی
دوره 15، شماره 58
تابستان 1404
صفحه 125-140

صفحه اصلی

هزینه های بررسی مقاله

ارسال مقاله

داوران

تماس با ما