劉慶奇 周宗奎 牛更楓 范翠英

(1青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點實驗室, 武漢, 430079) (2華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 武漢 430079)(3西安交通大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院社會心理學(xué)研究所, 西安, 710049)

1 問題提出

隨著信息技術(shù)的發(fā)展, 手機在現(xiàn)代社會中日益普及, 特別是通過網(wǎng)絡(luò)可以實現(xiàn)多種功能的智能手機更是深受人們的喜愛。中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心的報告指出, 截止到2015年12月, 國內(nèi)手機網(wǎng)民規(guī)模已達到6.2億, 手機網(wǎng)民占到整體網(wǎng)民的90.10%(中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2016a), 手機作為移動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的優(yōu)良載體已融入許多人的日常生活。手機能夠滿足人們?nèi)粘Ｉ钪械亩喾N需求, 如社會交往、信息獲取、娛樂放松等, 但是隨之而來的問題則是越來越多的人過度使用手機, 手機成癮傾向不斷加重(Sapacz, Rockman, & Clark, 2016; Yen et al.,2009)。手機成癮(mobile phone addiction)也被稱為手機依賴(mobile phone dependence)或是問題性手機使用(problematic mobile phone use), 已經(jīng)成為一種世界性的現(xiàn)象(賀金波, 陳昌潤, 鮑遠純, 雷玉菊,2012), 其不良影響也得到許多研究者的關(guān)注。研究指出, 手機成癮會給個體的學(xué)業(yè)成績和人際關(guān)系帶來消極的影響, 手機成癮還與較低的生活滿意度以及焦慮、抑郁甚至是自殺意念等心理問題緊密相連(Chen et al., 2016; Dong, Park, Kim, & Park, 2016;Li, Lepp, & Barkley, 2015; ?a?an, ünsal, & ?elik,2014; Wang et al., 2014)。

睡眠質(zhì)量降低也是手機成癮的重要消極影響之一。良好的睡眠質(zhì)量是個體生理功能和心理功能正常發(fā)揮的必要條件之一, 而長期的睡眠質(zhì)量低下則會導(dǎo)致嚴重的身心健康問題(Altchuler, 2009;Urponen, Partinen, Vuori, & Hasan, 1991)。然而, 因為手機使用不斷加劇、手機依賴日益嚴重, 人們的睡眠質(zhì)量不可避免的會受到影響。Thomée, H?renstam和Hagberg (2011)的研究發(fā)現(xiàn), 高頻率的手機使用甚至能夠預(yù)測一年以后的睡眠障礙。關(guān)于手機成癮的研究也證實, 隨著手機成癮水平的增加, 睡眠質(zhì)量會不斷惡化(李麗, 梅松麗, 牛志民, 宋玉婷, 2016;Demirci, Akg?nül, & Akpinar, 2015; Liu et al., 2017;Sahin, Ozdemir, Unsal, & Temiz, 2013)。但是, 目前關(guān)于手機成癮的研究多是以大學(xué)生為被試(Liu et al., 2017), 而從現(xiàn)實情況來看, 在青少年群體中,手機同樣有著較高的使用率, 手機成癮同樣有著較高的發(fā)生率。根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心的報告,青少年網(wǎng)民規(guī)模已達到2.87億, 在青少年群體中互聯(lián)網(wǎng)普及率達到 85.30%, 而青少年網(wǎng)民中使用手機上網(wǎng)的比例已高達 90.0%(中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2016b), 手機已成為青少年進行網(wǎng)絡(luò)活動最主要的工具。而且, 多個國家的研究都顯示, 青少年手機成癮的比例在 30%以上(賀金波等, 2012; Yen et al., 2009)。所以, 探討青少年手機成癮及其影響是十分必要的。此外, 由于大學(xué)生和青少年處于不同的發(fā)展階段, 睡眠質(zhì)量對兩個群體的意義也是不同的。對青少年群體而言, 睡眠質(zhì)量對身心發(fā)展有著更為重要的作用(Adams, Daly, & Williford, 2013;Brand et al., 2014)。因此, 從手機成癮的視角探討青少年睡眠質(zhì)量的影響因素, 深入分析影響產(chǎn)生的途徑和條件, 在此基礎(chǔ)上為保護和促進青少年睡眠質(zhì)量提供實證支持和實踐啟發(fā), 可能會有更明顯的預(yù)防和干預(yù)效果。另一方面, 目前的研究多重點探討手機成癮與睡眠質(zhì)量之間的直接關(guān)系(Liu et al.,2017), 手機成癮與睡眠質(zhì)量之間的中介作用(手機成癮是如何影響睡眠質(zhì)量的)以及調(diào)節(jié)作用(手機成癮對睡眠質(zhì)量的影響在什么條件下更強或更弱)值得進行深入的分析。因此, 本研究將在青少年群體中探討手機成癮對睡眠質(zhì)量的影響及其作用機制。

1.1 情緒平衡的中介作用

情緒平衡(affect balance)也被稱為情緒幸福感(emotional well-being), 它是體驗到的積極情緒與消極情緒的綜合, 是主觀幸福感的重要指標(陳世民等, 2014; Larsen, 2009)。體驗到的積極情緒比消極情緒越多, 個體的情緒平衡水平就越高。有研究指出, 手機使用與手機成癮可能是對負性事件和消極情緒的回避(Kim, Seo, & David, 2015), 但是根據(jù)社會認知理論(Bandura, 1986), 人們的行為不只是對外部環(huán)境和內(nèi)在心理(如認知、情緒等)的反應(yīng),行為本身也會對外部環(huán)境和內(nèi)在心理產(chǎn)生直接的影響, 也就是說手機成癮也可能影響個體的情緒。而且, 情緒平衡的維持和提升有賴于個體的情緒自我控制(Eisenberg, Spinrad, & Eggum, 2010)。自我控制的能量模型指出, 自我控制依賴于個體的心理資源, 但是心理資源是有限的, 信息加工、印象管理、人際交往等行為都會消耗有限的心理資源, 進而導(dǎo)致自我控制的失敗(Baumeister, Vohs, & Tice, 2007)。而作為移動互聯(lián)網(wǎng)優(yōu)良載體的手機已經(jīng)被人們當做信息獲取(如瀏覽新聞資訊)、印象管理(如網(wǎng)絡(luò)自我呈現(xiàn))和人際交往(如熟人社交以及陌生人社交)的媒介, 它以各種方式消耗著人們的心理資源。實驗研究也證實, 手機使用會顯著降低個體的自我控制(陳武, 2016)。由此, 手機成癮可能通過破壞個體的情緒調(diào)控能力, 影響情緒平衡。更進一步的研究則發(fā)現(xiàn), 手機使用強度較高的個體在日常休閑活動中有更多的消極情緒體驗(Lepp, Barkley, & Salehi-Esfahani, 2015), 手機成癮水平高的個體也往往面臨著更多的人際關(guān)系困擾, 以及由此帶來的焦慮和抑郁情緒(Chen et al., 2016)。手機成癮與焦慮抑郁等負性情緒顯著正相關(guān), 并且可以正向預(yù)測青少年三年以后的抑郁水平(Demirci et al., 2015; Dong et al., 2016; Jun, 2016)。因此, 手機成癮可能使青少年體驗到更多的消極情緒、更少的積極情緒, 進而降低其情緒平衡。

情緒平衡對個體的自我發(fā)展和心理社會適應(yīng)都具有積極的促進作用。研究表明, 積極情緒與自尊以及生活滿意度顯著正相關(guān)、與心理痛楚顯著負相關(guān); 而消極情緒則與自尊以及生活滿意度顯著負相關(guān)、與心理痛楚顯著正相關(guān)(Liu, Wang, Zhou, &Li, 2014)。積極情緒的拓展—建構(gòu)理論認為, 積極情緒能夠擴展個體的瞬間思維和活動序列, 會推動個體建設(shè)身體資源和心理資源等, 消極情緒則會阻礙個體身心資源的建設(shè)(Fredrickson, 2001)。其中,身體資源包括身體技能、身體健康等, 而睡眠質(zhì)量就是身體健康的一個重要方面(Altchuler, 2009;Urponen et al., 1991)。情緒平衡對睡眠質(zhì)量的影響也得到許多研究的證實, 研究發(fā)現(xiàn), 積極情緒如愉悅、幸福、熱情等對睡眠質(zhì)量有顯著的促進作用, 而消極情緒如焦慮、抑郁、絕望感和壓力感則對睡眠質(zhì)量有明顯的破壞作用(Ong, Kim, Young, & Steptoe,2016; Steptoe, O￠Donnell, Marmot, & Wardle, 2008)。此外, 研究還表明, 積極情緒和消極情緒還能在社會支持、寬恕等因素對睡眠質(zhì)量的影響中起中介作用(Brummett et al., 2006; Stoia-Caraballo et al., 2008)。基于上述論述, 本研究假設(shè), 情緒平衡在手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的影響中起中介作用(H1)。

另一方面, 手機成癮的影響可能因為個體自身特質(zhì)的不同而不同。探討在手機成癮與其消極結(jié)果之間可能起調(diào)節(jié)作用的特質(zhì), 有利于深入理解手機成癮產(chǎn)生影響的條件(即, 影響在什么時候更強或更弱, 或是影響對哪些個體更強或更弱)。同時還能為預(yù)防和降低手機成癮的不良影響、維護青少年身心健康提供依據(jù)和指導(dǎo)。本研究擬進一步探討反芻(rumination)和正念(mindfulness)兩種個體特質(zhì)在手機成癮及其通過情緒平衡影響青少年睡眠質(zhì)量過程中的調(diào)節(jié)作用。反芻, 是個體反復(fù)和消極地關(guān)注負性情緒及其產(chǎn)生的原因(過去)和可能的影響(未來) (Nolen-Hoeksema, 1991)。正念則是個體有意識、不批判地將注意集中于此時此刻(汪芬, 黃宇霞,2011; Kabat-Zinn, 2003)。隨著研究的深入, 越來越多的研究者認為可以將反芻和正念視為自我關(guān)注(self-focused attention)的兩種不同方式(Aldao, Nolen-Hoeksema, & Schweizer, 2010; Marks, Sobanski, &Hine, 2010; Sauer & Baer, 2012), 反芻水平高的個體關(guān)注自我相關(guān)的消極方面, 糾結(jié)過去、焦慮未來,正念水平高的個體則接納自我的內(nèi)外體驗, 活在當下、為所當為。因此, 探討和對比它們在手機成癮與其影響之間的調(diào)節(jié)作用, 具有重要的啟示意義。

1.2 反芻的調(diào)節(jié)作用

反芻是指個體反復(fù)和消極地思考消極情緒及其產(chǎn)生的原因和可能帶來的后果, 是一種適應(yīng)不良的反應(yīng)方式, 也是一種消極的個人特質(zhì)(Nolen-Hoeksema, 1991; Nolen-Hoeksema, Wisco, &Lyubomirsky, 2008)。許多研究都證實, 反芻不僅是焦慮與抑郁的易感因子(Michl, Mclaughlin, Shepherd,& Nolen-Hoeksema, 2013; Raes, 2010), 還是誘發(fā)和強化心理痛楚與自殺意念的重要因素(Morrison &O￠Connor, 2005; Miranda, Tsypes, Gallagher, &Rajappa, 2013)。

反應(yīng)風格理論(response style theory)認為反芻會強化消極思維傾向、降低問題解決能力, 減少社會支持資源, 從而進一步延長和加劇消極情緒體驗,強化負性因素的消極影響(Nolen-Hoeksema, 1991;Nolen-Hoeksema et al., 2008)。大量研究支持了反應(yīng)風格理論的觀點, 如有研究發(fā)現(xiàn), 相比反芻水平低的個體, 負性生活事件對消極情緒的效應(yīng)在反芻水平高的個體中更強(Moberly & Watkins, 2008), 企業(yè)政治與員工工作滿意度、工作投入之間的負向關(guān)系, 以及企業(yè)政治與工作壓力之間的正向關(guān)系也都在反芻水平高的個體中更強(Rosen & Hochwarter,2014)。由于反芻對負性因素的消極影響的加劇作用, 手機成癮的不良影響(如手機成癮對睡眠質(zhì)量以及情緒平衡的影響)可能在反芻水平高的個體中更顯著。因此, 本研究假設(shè), 手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的直接影響受到反芻的調(diào)節(jié), 相對于反芻水平低的個體, 直接效應(yīng)在反芻水平高的青少年中更強(H2); 情緒平衡的中介效應(yīng)前半段(即手機成癮對情緒平衡的影響)受到反芻的調(diào)節(jié), 相對于反芻水平低的個體, 中介效應(yīng)在反芻水平高的青少年中更強(H3)。

1.3 正念的調(diào)節(jié)作用

正念是指以一種有意識、不批判的方式將注意集中于此時此刻(Brown, Ryan, & Creswell 2007;Kabat-Zinn, 2003), 它可以被看作是一種集中注意力的方法, 或是一種有意識、不批判地覺察個體內(nèi)外體驗的狀態(tài)(Baer, 2003)。由于日常生活中個體都具有正念的能力但是不同個體的正念傾向又有所不同, 正念也被認為是一種個體特質(zhì)(Baer et al.,2008; Brown et al., 2007; Wang, Liu, Tan, & Zheng,2017)。正念特質(zhì)對個體心理社會適應(yīng)有積極的促進作用, 相關(guān)研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn), 正念特質(zhì)與積極情緒和生活滿意度顯著正相關(guān), 與消極情緒、焦慮、抑郁和壓力感顯著負相關(guān)(Bajaj & Pande, 2016;Bajaj, Robins, & Pande, 2016; Kong, Wang, & Zhao,2014)。關(guān)于正念干預(yù)研究的元分析則指出, 正念干預(yù)能增強個體的正念特質(zhì)水平, 而隨著正念水平的提升, 個體的心理健康水平和幸福感水平都顯著升高(Khoury, Sharma, Rush, & Fournier, 2015)。

正念的再感知模型認為, 有意識、不批判的將注意集中于此時此刻是對心理內(nèi)容進行去自動化、分離化的加工, 它使個體能夠深入觀察、體會內(nèi)外體驗時刻發(fā)生的變化, 強化認知—情緒—行為之間的靈活性, 幫助個體更加客觀地體驗內(nèi)外刺激、更加開放地接納內(nèi)外體驗(陳語, 趙鑫, 黃俊紅, 陳思佚,周仁來, 2011; Shapiro, Carlson, Astin, & Freedman,2006)。也就是說, 正念狀態(tài)促進個體對不良因素做出適應(yīng)性的抽離、客觀化的體驗與包容性的接納,以此緩解不良因素的消極影響, 而正念特質(zhì)水平高的人明顯更容易進入正念狀態(tài)。研究表明, 正念特質(zhì)能夠緩解不安全依戀對抑郁、焦慮以及壓力的影響(Davis, Morris, & Drake, 2016), 也能降低物質(zhì)主義對心理健康的負面影響(Wang et al., 2017)。由于正念對個體發(fā)展的保護性作用, 手機成癮對情緒平衡和睡眠質(zhì)量的影響可能在正念水平高的青少年中更弱。因此, 本研究假設(shè), 手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的直接影響受到正念的調(diào)節(jié), 相對于正念水平低的個體, 直接效應(yīng)在正念水平高的青少年中更弱(H4); 情緒平衡的中介效應(yīng)前半段(即手機成癮對情緒平衡的影響)受到正念的調(diào)節(jié), 相對于正念水平低的個體, 中介效應(yīng)在正念水平高的青少年中更弱(H5)。

綜上所述, 本研究擬探討手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的影響及其中介與調(diào)節(jié)機制?；谝酝芯?本研究假設(shè)情緒平衡在手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的影響中起中介作用, 而且手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接作用以及情緒平衡的中介作用前半段都受到青少年反芻水平和正念水平的調(diào)節(jié)。對于調(diào)節(jié)作用的具體情況, 研究假設(shè), 相對于反芻水平低的個體, 直接效應(yīng)和中介效應(yīng)都在反芻水平高的青少年中更強, 而相對于正念水平低的個體, 直接效應(yīng)和中介效應(yīng)都在正念水平高的個體中更弱。假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便抽樣法對高中生進行問卷調(diào)查得到有效問卷1258份。其中男生672人(53.42%), 女生586人(46.58%); 高一418人(33.23%, 男生220名,女生198名), 高二438人(34.82%, 男生234名, 女生204名), 高三402人(31.96%, 男生218名, 女生184名)。被試的年齡在14～20歲之間(

M

= 16.76;

SD

=0.94)。被試的性別在年級上的分布無顯著差異,χ(2) = 0.21,

p

= 0.90。

2.2 研究工具

2.2.1 手機成癮

采用 Leung (2008)編制的手機成癮指數(shù)量表(Mobile Phone Addiction Index)。該量表共包含17個項目, 測量手機成癮的四個方面：失控性、戒斷性、逃避性以及低效性。失控性即在手機上花費大量時間而無法自控; 戒斷性即無法正常使用手機時會產(chǎn)生負性的情緒; 逃避性即使用手機回避現(xiàn)實生活中的一些問題; 低效性即過度使用手機影響了日常學(xué)習和生活的效率。量表采用5點計分, 1表示“從不”, 5表示“總是”。計算所有題項的平均分, 得分越高, 表示個體的手機成癮程度越嚴重, 該量表在以往的研究中表現(xiàn)出較好的信效度(Leung, 2008;Lian, You, Huang, & Yang, 2016)。實測中, 該量表的α系數(shù)為0.88。

2.2.2 情緒平衡

采用中文版的情緒平衡量表(汪向東, 王希林,馬弘, 1999)。該量表共有10個項目。其中, 5題測量積極情緒(如, “因為完成某件事而感到愉快”), 5題測量消極情緒(如, “憂郁或非常不幸福”), 將積極情緒得分減去消極情緒得分, 再加一個系數(shù)5即為情緒平衡的分數(shù), 分數(shù)越高表示個體的情緒平衡水平越高(汪向東等, 1999)。實測中, 積極情緒和消極情緒維度的α系數(shù)都為0.73。

2.2.3 反芻

采用楊娟、凌宇、肖晶和姚樹橋(2009)修訂的Nolen-Hoeksema (1991)編制的反芻思維量表(Ruminative Response Scale), 修訂后的量表共包含21個項目(如, “我常常想我為什么如此不順心”),采用4點計分, 1表示“從不”, 4表示“總是”, 得分越高表示個體的反芻傾向越嚴重。實測中, 該量表的α系數(shù)為0.93。

2.2.4 正念

采用Greco, Baer和Smith (2011)編制的兒童青少年正念量表(Child and Adolescent Mindfulness Measure)。在進行研究之前, 先將量表翻譯成中文并就相關(guān)語言表述進行討論修改, 最終形成了本研究使用的正式量表。該量表共有10個項目(如, “我不去理會那些我不喜歡的想法”), 采用5點計分, 0表示“從不”, 4表示“總是”。由于所有表述都采用反向描述, 計分方式為用 40減去所有項目得分之和然后再平均, 分數(shù)越高表示個體在日常生活中的正念傾向越高。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.87。

2.2.5 睡眠質(zhì)量

采用劉賢臣等人(1996)修訂的匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)量表(Pittsburgh Sleep Quality Index)。該量表共有 18個參與計分的自評項目, 測量睡眠質(zhì)量的 7個成分：主觀睡眠質(zhì)量、入睡時間、睡眠時間、睡眠效率、睡眠障礙、催眠藥物和日間功能障礙。每個成分按0～3等級計分, 累積各成分得分為睡眠質(zhì)量的總分, 得分越高, 表示睡眠質(zhì)量越差(劉賢臣等, 1996; 汪向東等, 1999)。實測中, 該量表的α系數(shù)為0.77。

2.3 程序及數(shù)據(jù)處理

以班級為單位進行集體施測。首先, 向被試宣讀指導(dǎo)語, 以闡明測驗?zāi)康?、答題方式、自愿填寫以及匿名原則等; 然后, 要求被試按照自己的實際情況, 在規(guī)定時間內(nèi)(約30分鐘)獨立完成調(diào)查; 最后, 剔除空白問卷以及規(guī)律作答的問卷, 得到本次研究的數(shù)據(jù)。

使用SPSS 17.0以及Hayes (2013)的SPSS宏程序 PROCESS來整理和分析數(shù)據(jù)。首先, 使用PROCESS的模型4對情緒平衡的中介效應(yīng)進行分析, 然后使用模型8對直接效應(yīng)以及中介效應(yīng)前半段是否都被調(diào)節(jié)進行分析。

3 結(jié)果分析

3.1 共同方法偏差

采用Harman單因素法進行共同方法偏差檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn), 特征值大于1的因子共有13個, 而且第一個因子解釋的變異量為20.67%, 小于40%的臨界標準, 表明本研究數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

在本研究中, 95.23%的青少年平均每天的手機使用時間都在10 min以上, 16.45%的青少年平均每天的手機使用時間在3 h以上; 88.24%的青少年平均每天睡前的手機使用時間都在 10 min以上,4.45%的青少年平均每天睡前的手機使用時間在3 h以上。手機使用以及睡前手機使用都與手機成癮顯著正相關(guān)(

r

= 0.40,

p

< 0.001;

r

= 0.37,

p

< 0.001)?？刂菩詣e和年級之后的偏相關(guān)分析結(jié)果表明：手機成癮與情緒平衡和正念顯著負相關(guān), 與反芻和睡眠質(zhì)量顯著正相關(guān); 情緒平衡與正念顯著正相關(guān), 與反芻和睡眠質(zhì)量顯著負相關(guān); 反芻和正念顯著負相關(guān), 和睡眠質(zhì)量顯著正相關(guān); 正念和睡眠質(zhì)量顯著負相關(guān)。各變量的相關(guān)矩陣、平均數(shù)以及標準差如表1所示。

表1 變量間的相關(guān)分析結(jié)果

3.3 中介作用檢驗

在控制性別和年級的條件下分析情緒平衡在手機成癮對睡眠質(zhì)量影響中的中介作用。結(jié)果如表2所示：手機成癮顯著正向預(yù)測睡眠質(zhì)量(

β

= 0.30,

p

<0.001), 手機成癮顯著負向預(yù)測情緒平衡(

β

= ?0.32,

p

< 0.001), 當手機成癮與情緒平衡同時預(yù)測睡眠質(zhì)量時, 情緒平衡對睡眠質(zhì)量的負向預(yù)測作用顯著(

β

= ?0.32,

p

< 0.001), 手機成癮對睡眠質(zhì)量的正向預(yù)測作用仍然顯著(

β

= 0.20,

p

< 0.001)。中介分析的結(jié)果表明, 情緒平衡在手機成癮對睡眠質(zhì)量的影響中起中介作用, 中介效應(yīng)為 0.10, 其 95%Bootstrap置信區(qū)間為[0.07, 0.13], 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的33.54%。

表2 情緒平衡中介作用的回歸分析

3.4 調(diào)節(jié)作用檢驗

檢驗反芻的調(diào)節(jié)作用, 結(jié)果表明(如表3所示)：手機成癮顯著負向預(yù)測情緒平衡(

β

= ?0.19,

p

<0.001), 情緒平衡顯著負向預(yù)測睡眠質(zhì)量(

β

= ?0.22,

p

< 0.001), 手機成癮顯著正向預(yù)測睡眠質(zhì)量(

β

=0.16,

p

< 0.001); 此外, 手機成癮與反芻的交互項顯著負向預(yù)測情緒平衡(

β

= ?0.26,

p

< 0.001), 并且顯著正向預(yù)測睡眠質(zhì)量(

β

= 0.15,

p

< 0.01), 說明手機成癮對情緒平衡以及睡眠質(zhì)量的影響都受到反芻的調(diào)節(jié)。以反芻得分高于平均數(shù)加一個標準差為高分組, 低于平均數(shù)減一個標準差為低分組, 其簡單斜率圖分別如圖2、圖3所示。在反芻得分為平均數(shù)減一個標準差、平均數(shù)以及平均數(shù)加一個標準差三個水平時, 手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)值以及情緒平衡的中介效應(yīng)值及其 95%Bootstrap置信區(qū)間如表4所示。檢驗正念的調(diào)節(jié)作用, 結(jié)果表明(如表5所示)：手機成癮顯著負向預(yù)測情緒平衡(

β

= ?0.22,

p

<0.001), 情緒平衡顯著負向預(yù)測睡眠質(zhì)量(

β

= ?0.23,

p

< 0.001), 手機成癮顯著正向預(yù)測睡眠質(zhì)量(

β

=0.13,

p

< 0.001); 此外, 手機成癮與正念的交互項顯著正向預(yù)測情緒平衡(

β

= 0.13,

p

< 0.001), 并且顯著負向預(yù)測睡眠質(zhì)量(

β

= ?0.21,

p

< 0.001), 說明手機成癮對情緒平衡和睡眠質(zhì)量的影響都受到正念的調(diào)節(jié)。以正念得分高于平均數(shù)加一個標準差為高分組, 低于平均數(shù)減一個標準差為低分組, 其簡單斜率圖分別如圖4、圖5所示。在正念得分為平均數(shù)減一個標準差、平均數(shù)以及平均數(shù)加一個標準差三個水平時, 手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)值以及情緒平衡的中介效應(yīng)值及其 95%Bootstrap置信區(qū)間如表6所示。

綜上所述, 情緒平衡在手機成癮與青少年睡眠質(zhì)量之間起中介作用, 而且手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)和情緒平衡的中介效應(yīng)前半段都受到反芻和正念的調(diào)節(jié)。具體來說, 隨著反芻水平的升高,手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)及其中介效應(yīng)都不斷增強; 而隨著正念水平的升高, 手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)及其中介效應(yīng)都不斷減弱。

表3 反芻調(diào)節(jié)作用的回歸分析

4 討論

移動互聯(lián)網(wǎng)時代, 手機在人們生活中占據(jù)越來越重要的位置。本研究探討了手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的影響及其作用機制, 分析了情緒平衡的中介作用以及反芻和正念的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果有助于深入理解手機成癮與青少年睡眠質(zhì)量的關(guān)系及其內(nèi)部作用機制。

本研究發(fā)現(xiàn), 手機成癮顯著預(yù)測睡眠質(zhì)量, 青少年手機成癮程度越重, 睡眠質(zhì)量越差, 該結(jié)果同以往關(guān)于大學(xué)生手機成癮的研究是一致的(李麗等,2016; Demirci et al., 2015; Sahin et al., 2013)。技術(shù)成癮理論認為, 技術(shù)成癮的實質(zhì)就是技術(shù)的過度使用(Chen et al., 2016), 手機成癮的青少年會無法自控的過度使用手機(Leung, 2008), 由于白天學(xué)業(yè)任務(wù)繁重以及在教室使用手機可能會被禁止(Gao,Yan, Zhao, Pan, & Mo, 2014), 很多青少年可能在晚上睡覺前過度使用手機, 導(dǎo)致睡眠時間減少。另外,在夜晚手機等移動電子設(shè)備發(fā)出的藍光會干擾大腦分泌與睡眠相關(guān)的激素(褪黑素) (Shrivastava &Saxena, 2014), 手機使用中產(chǎn)生的射頻電磁場還會影響大腦正常的血液流動和機能代謝(Aalto et al.,2006; Kwon et al., 2011), 它們都會對青少年的睡眠質(zhì)量產(chǎn)生消極的影響。

圖2 反芻對手機成癮與情緒平衡之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用圖

圖3 反芻對手機成癮與睡眠質(zhì)量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用圖

表4 不同反芻水平時手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)以及情緒平衡的中介效應(yīng)

表5 正念調(diào)節(jié)作用的回歸分析

4.1 情緒平衡的中介作用

以往研究表明, 手機成癮會增加苦惱、強化焦慮和抑郁等負性情緒(Chen et al., 2016; Dong et al.,2016; Jun, 2016), 本研究則發(fā)現(xiàn)手機成癮不僅會加重消極情緒, 還可能削弱積極情緒, 影響青少年的情緒平衡水平, 手機成癮程度越重的青少年, 其情緒平衡水平越低。根據(jù)社會認知理論(Bandura, 1986),手機成癮不僅是外部環(huán)境或內(nèi)在心理的結(jié)果, 它也會對認知、情緒等心理因素產(chǎn)生直接的影響。而根據(jù)自我控制的能量模型, 信息加工、印象管理、人際交往等行為都會消耗有限的心理資源進而降低自我控制(Baumeister et al., 2007), 而信息瀏覽、自我呈現(xiàn)、網(wǎng)絡(luò)社交等行為都是十分常見的手機使用行為。所以過度的手機使用就會過度的消耗個體的心理資源, 降低自我控制(陳武, 2016), 使得個體無法對情緒進行有效的調(diào)控(Eisenberg et al., 2010)。此外, 對青少年來說, 學(xué)習還是主要的任務(wù), 因為手機成癮而將大量時間用在手機上必然會影響到學(xué)業(yè)成績(Hawi & Samaha, 2016), 而學(xué)業(yè)成績不良也會影響青少年的情緒(Choi, Lee, Ko, & Yoo, 2015)。

同積極情緒的拓展—建構(gòu)理論(Fredrickson,2001)以及情緒與睡眠質(zhì)量之間關(guān)系的已有研究相符(Brummett et al., 2006; Ong et al., 2016; Stoia-Caraballo et al., 2008), 本研究也表明, 情緒平衡顯著正向預(yù)測青少年睡眠質(zhì)量, 并且進一步證實, 情緒平衡在手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的影響中起中介作用。同時期的研究發(fā)現(xiàn), 手機成癮可以通過認知因素如反芻的中介作用破壞睡眠質(zhì)量(Liu et al., 2017)。兩個研究共同說明情緒因素和認知因素都是手機成癮影響睡眠質(zhì)量的近端因素, 啟示未來的研究去探討更多可能在手機成癮與睡眠質(zhì)量之間起橋梁作用的中介因素, 以全面揭示手機成癮影響睡眠質(zhì)量的具體途徑。

圖4 正念對手機成癮與情緒平衡之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用圖

圖5 正念對手機成癮與睡眠質(zhì)量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用圖

表6 不同正念水平時手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)以及情緒平衡的中介效應(yīng)

4.2 反芻的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn), 手機成癮對青少年情緒平衡和睡眠質(zhì)量的影響受到反芻的調(diào)節(jié), 相比反芻水平較低的青少年, 手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接影響以及情緒平衡的中介作用都在反芻水平較高的青少年中更強。就是說, 反芻加劇了手機成癮的不良影響。反芻既能在手機成癮對睡眠質(zhì)量的影響中起中介作用也可以起調(diào)節(jié)作用, 說明反芻不僅是手機成癮影響睡眠質(zhì)量的橋梁, 還是手機成癮破壞睡眠質(zhì)量的催化劑。以往關(guān)于反芻的研究就表明, 反芻不僅會直接強化消極情緒, 還會加劇負性因素對個體身心健康多個方面的不良影響(Michl et al., 2013;Moberly & Watkins, 2008; Raes, 2010)。反應(yīng)風格理論認為, 反芻作為一種適應(yīng)不良的反應(yīng)風格會加重消極思維傾向、破壞問題解決能力、減少社會支持資源, 進而加劇負性因子的不良影響(Nolen-Hoeksema, 1991; Nolen-Hoeksema et al., 2008)。具體到手機成癮的影響, 反芻起調(diào)節(jié)作用的原因也涉及上述三個方面。首先, 青少年處在學(xué)業(yè)繁重的中學(xué)階段, 手機使用在學(xué)校(特別是在教室內(nèi))通常是被禁止的(Gao et al., 2014), 而對手機成癮者來說,無法正常使用手機本身就會導(dǎo)致消極情緒的產(chǎn)生(Leung, 2008)。反芻水平高的青少年可能因反復(fù)咀嚼無法隨意使用手機的郁悶心情而迫切渴望使用手機, 進而將大量課下時間(特別是睡眠時間)用在手機上, 導(dǎo)致睡眠質(zhì)量降低。其次, 手機成癮最初的影響可能是相當微弱的, 但高反芻的青少年反復(fù)和消極地關(guān)注手機成癮導(dǎo)致的不良后果和消極情緒, 沉浸于問題和情緒之中而不積極的面對和解決問題(Nolen-Hoeksema et al., 2008), 如控制過度使用手機, 因而只會導(dǎo)致不良影響不斷被強化。再次,反芻水平高的個體往往高度的自我聚焦(Wells &Matthews, 2015), 在人際交往中體驗到的情感支持較少(Nolen-Hoeksema et al., 2008)。手機成癮對他們情緒平衡和睡眠質(zhì)量的不良影響既不能通過自己的努力有效地解決, 也不能借助他人的幫助適度地緩解, 因此影響不斷加劇。

4.3 正念的調(diào)節(jié)作用

本研究還發(fā)現(xiàn), 手機成癮對青少年情緒平衡和睡眠質(zhì)量的影響受到正念特質(zhì)的調(diào)節(jié), 相比正念水平低的個體, 手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接影響以及情緒平衡的中介作用都在正念水平較高的青少年中更弱。就是說, 正念緩解了手機成癮的不良影響。以往研究指出, 正念特質(zhì)不僅對個體自我發(fā)展和心理社會適應(yīng)都有積極的促進作用, 還能在負性因素對個體身心健康的影響中起保護性作用(Bajaj et al.,2016; Davis et al., 2016; Wang et al., 2017)。從正念的內(nèi)涵來看, 正念狀態(tài)下個體更能將注意集中于此時此刻, 不糾結(jié)過去、不焦慮未來, 高正念水平的個體能更集中精神做自己當下應(yīng)該做的事(陳語等,2011; 汪芬, 黃宇霞, 2011; Baer, 2003)。學(xué)習是青少年階段最主要的活動, 因此正念水平高的青少年能將主要時間集中在學(xué)業(yè)上, 而在課余時間過度使用手機帶來的影響就會相對小些。此外, 根據(jù)正念再感知模型, “再感知”幫助個體更加客觀地體驗內(nèi)外刺激、降低對不良刺激的主觀感受, 更加包容地接納內(nèi)外體驗(陳語等, 2011; 汪芬, 黃宇霞, 2011;Shapiro et al., 2006)。因此, 高正念傾向的青少年更能容忍和消化手機成癮相伴隨而產(chǎn)生的消極情緒,使它們不會過于強烈以至于影響到睡眠質(zhì)量; 此外,正念特質(zhì)對個體心理資源建設(shè)的促進作用也可能是一個原因。正念有助于提升希望水平、強化心理韌性、增強自我效能感(Barry, Woods, Martin,Sterling, Warnecke, 2016; Meiklejohn et al., 2012),而希望、心理韌性以及自我效能感都是重要的心理資源(Afzal, Malik, & Atta, 2014)。身心資源越多個體越能夠應(yīng)對各種壓力(Hobfoll, 2011)。因此, 手機成癮的消極影響還可能因為正念水平高的青少年有更多的內(nèi)部心理資源而得到緩解。

4.4 研究意義與研究不足

本研究通過有調(diào)節(jié)的中介模型探討手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的影響, 進一步揭示了情緒平衡的中介作用, 以及反芻和正念的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果既回答了手機成癮是如何影響青少年睡眠質(zhì)量的, 也回答了手機成癮在何時對青少年睡眠質(zhì)量產(chǎn)生更強/更弱的影響。特別是同時探討反芻和正念的調(diào)節(jié)作用, 證實了反芻會加劇手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)與中介效應(yīng), 而正念則能緩解手機成癮對睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)與中介效應(yīng)。該結(jié)果也支持了以往研究的觀點, 即, 反芻和正念作為自我關(guān)注的不同方式對身心健康有著完全不同的影響(Aldao et al., 2010; Marks et al., 2010; Sauer & Baer, 2012)。從信息加工的熱系統(tǒng)/冷系統(tǒng)模型來看(李天然, 李晶, 俞國良, 2005; Metcalfe & Mischel, 1999), 反芻是沉浸視角的自我關(guān)注, 使得個體聚焦于細節(jié)和感受, 會更多地激活熱系統(tǒng), 降低個體的自我控制,進而加劇消極因素(如手機成癮)的影響; 正念則趨向于自我抽離, 有助于個體客觀體驗內(nèi)外刺激, 會更多地激活冷系統(tǒng), 提高個體的自我控制水平, 進而緩解消極因素的影響。

本研究能為移動互聯(lián)網(wǎng)時代弱化手機成癮的影響、維護青少年身心健康提供實證支持和有益啟示。首先, 手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量有顯著的直接影響, 青少年應(yīng)該學(xué)會自覺抑制手機使用的渴求,降低手機使用強度, 特別是不在睡前過度使用手機,以保證充足的睡眠時間。其次, 手機成癮會破壞青少年的情緒平衡, 使他們體驗到較多的消極情感、較少的積極情感, 進而影響到他們的睡眠質(zhì)量。因此, 家長和教師還應(yīng)該有意識的引導(dǎo)青少年學(xué)習情緒調(diào)節(jié)策略、提升情緒調(diào)節(jié)能力, 以弱化不良情緒在手機成癮與睡眠質(zhì)量之間的橋梁作用。再次, 反芻會加劇手機成癮對青少年情緒平衡和睡眠質(zhì)量的不良影響, 而正念能緩解手機成癮對青少年情緒平衡和睡眠質(zhì)量的不良影響。通過改變不良的認知方式以及情緒反應(yīng)方式能夠顯著降低青少年的反芻水平(Cohen, Mor, & Henik, 2015; Querstret &Cropley, 2013), 通過干預(yù)訓(xùn)練(如以冥想為核心的正念減壓療法和正念認知療法)和日常練習則能顯著提升個體的正念水平(Khoury et al., 2015)。因此,家長和教師還可以有針對性的幫助青少年通過學(xué)習和訓(xùn)練來降低反芻水平、提升正念水平, 從而弱化手機成癮的不良影響。

本研究也存在一些不足。首先, 本研究的數(shù)據(jù)都來自被試的主觀報告, 可能存在誤差(如記憶偏差、社會稱許等), 未來研究可以考慮通過多種來源(如個人、同伴、父母、教師等)收集數(shù)據(jù), 以更客觀地測量相關(guān)變量。其次, 本研究采用的是基于問卷法的橫斷設(shè)計, 雖然對假設(shè)模型的分析與討論是建立在已有研究基礎(chǔ)之上的, 但是結(jié)果仍不能確定各變量之間的因果關(guān)系, 更無法確定變量之間的長期效應(yīng), 未來的研究可以考慮采用縱向設(shè)計。再次,雖然以往研究多認為反芻是一種適應(yīng)不良的反應(yīng)方式, 也有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn), 反芻中也包含了可能具有積極作用的“反思”成分(Treynor, Gonzalez, & Nolen-Hoeksema, 2003), 反思對個體可能的積極效應(yīng)及其短時與長期效應(yīng)都值得未來的研究進行深入的探討。

5 研究結(jié)論

(1)手機成癮不僅對青少年睡眠質(zhì)量有顯著的直接預(yù)測作用, 還能通過情緒平衡的中介作用間接預(yù)測睡眠質(zhì)量;

(2)手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的直接作用以及情緒平衡的中介作用都受到反芻的調(diào)節(jié), 相對于反芻水平低的個體, 直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都在反芻水平高的個體中更強;

(3)手機成癮對青少年睡眠質(zhì)量的直接作用以及情緒平衡的中介作用還都受到正念的調(diào)節(jié), 相對于正念水平低的個體, 直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都在正念水平高的個體中更弱。

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