劉凌飛，陳小唐

(1.工藝美術(shù)職業(yè)學(xué)院，河北保定 071000；2.東北師范大學(xué)人文學(xué)院，吉林長春 130117)

大學(xué)生手機(jī)依賴問卷的試編制及調(diào)查分析

劉凌飛1，陳小唐2

(1.工藝美術(shù)職業(yè)學(xué)院，河北保定 071000；2.東北師范大學(xué)人文學(xué)院，吉林長春 130117)

本文借鑒國內(nèi)外量表，開發(fā)我國“大學(xué)生手機(jī)依賴問卷”，經(jīng)過數(shù)據(jù)采集，采用探索性因素分析、驗(yàn)證性因素分析、相關(guān)分析和獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)等方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，編制大學(xué)生手機(jī)依賴量表，探索大學(xué)生手機(jī)依賴的結(jié)構(gòu)，分析大學(xué)生手機(jī)依賴的狀況，為促進(jìn)大學(xué)生心理健康提供借鑒和參考。結(jié)果表明：大學(xué)生手機(jī)依賴量表由“戒斷行為”“過度行為”“強(qiáng)迫行為”3個(gè)因子共10個(gè)題目構(gòu)成。大學(xué)生的手機(jī)依賴均分處于“中間狀態(tài)”和“基本符合”之間；女生在“戒斷行為”方面顯著高于男生；理科生在“強(qiáng)迫行為”方面顯著高于文科生；是否將手機(jī)上網(wǎng)聊天等作為主要功能的大學(xué)生手機(jī)依賴得分差異不顯著；“大學(xué)生手機(jī)依賴量表”有較好的信度和結(jié)構(gòu)效度，大學(xué)生的手機(jī)依賴并不十分嚴(yán)重，性別、專業(yè)類型影響了大學(xué)生的手機(jī)依賴程度，手機(jī)上網(wǎng)聊天社交等并不是手機(jī)依賴產(chǎn)生的重要因素。

手機(jī)依賴；大學(xué)生；心理健康

隨著手機(jī)互聯(lián)的普及使用，人們對(duì)手機(jī)的依賴和它所帶來的消極影響也越來受到學(xué)者的關(guān)注。大學(xué)生手機(jī)成癮、大學(xué)生手機(jī)依賴等問題自然成為心理健康教育和高校思想政治教育關(guān)注的重要課題。針對(duì)大學(xué)生群體的手機(jī)依賴，一些學(xué)者開展了基礎(chǔ)性的研究[1-3]，也有一些學(xué)者進(jìn)行了相應(yīng)的實(shí)證性和實(shí)踐性的研究[4-8]。綜合當(dāng)前研究可見，開發(fā)有效的測(cè)量工具是此類研究的重要任務(wù)[9-10]。因此，本文擬從一般的角度開發(fā)測(cè)量工具，測(cè)查大學(xué)生的手機(jī)依賴狀況，從而全面地反映大學(xué)生手機(jī)依賴的狀況。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

本文選取河北省某學(xué)院在校大學(xué)生為調(diào)查對(duì)象進(jìn)行問卷調(diào)查。分兩次取樣，第一次采用方便取樣，用于問卷的項(xiàng)目分析和探索性因素分析，共發(fā)放問卷180份，其中有效問卷162份，其中男生72人，女生90人；文科89人，理科73人；年齡18～24歲，平均(20.82±2.25)歲。第二次采用分層隨機(jī)取樣，用于驗(yàn)證性因素分析，共發(fā)放問卷600份，其中有效問卷553份。取樣注意平衡年級(jí)、專業(yè)類型和性別，在課堂上集中統(tǒng)一施測(cè)，保障知情、同意和匿名。其中男生225人，女生328人；文科263人，理科290人；年齡18～24歲，平均(20.62±1.73)歲；一年級(jí)131人，二年級(jí)153人，三年級(jí)100人，四年級(jí)169人。

1.2 方法

1.2.1 訪談

在某班級(jí)中選出8名平時(shí)手機(jī)使用頻繁的大學(xué)生(男生4名，女生4名)，以Young[8]的8條目網(wǎng)絡(luò)成癮問卷為主要參考依據(jù)并參照相關(guān)文獻(xiàn)資料[9]，結(jié)合我國大學(xué)生手機(jī)使用過程中常見的現(xiàn)象和問題，對(duì)其進(jìn)行半結(jié)構(gòu)式訪談。

1.2.2 問卷的編制與施測(cè)

結(jié)合訪談結(jié)果，由兩名心理學(xué)教師和5名心理學(xué)本科生對(duì)擬編制問卷項(xiàng)目進(jìn)行整理，通過重復(fù)項(xiàng)目合并、語義斟酌等編制出手機(jī)依賴問卷的原始項(xiàng)目共31個(gè)。采用Likert 5點(diǎn)自評(píng)量表編排，從“非常不符合”到“非常符合”分別評(píng)定為0～4分，總分越高表明手機(jī)依賴程度越高。通過方便取樣進(jìn)行第一次調(diào)查，對(duì)原始問卷進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因素分析，形成待驗(yàn)證的問卷。之后進(jìn)行第二次調(diào)查，對(duì)問卷進(jìn)行驗(yàn)證性分析，并在此基礎(chǔ)上分析大學(xué)生手機(jī)依賴的基本狀況。

1.3 統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS 19.0進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、相關(guān)分析、探索性因素分析等，采用AMOS 17.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

2 結(jié)果

2.1 項(xiàng)目分析

對(duì)第一次方便取樣的數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析，計(jì)算每個(gè)被試在31個(gè)項(xiàng)目上得分的總分，求各項(xiàng)目與總分之間的相關(guān)系數(shù)。按總分進(jìn)行高低分組，將總分由高到低進(jìn)行排列，選取前27%的被試組成高分組(43人)，后27%的被試組成低分組(43人)，計(jì)算兩組在31個(gè)項(xiàng)目上的反應(yīng)是否具有差異性(P<0.01)。刪除與總分的相關(guān)系數(shù)<0.3的項(xiàng)目和高低分組差異不顯著的項(xiàng)目，兩種標(biāo)準(zhǔn)共刪除8個(gè)題目。剩余23個(gè)項(xiàng)目與總分的相關(guān)在0.35～0.71之間(P<0.05)。

2.2 探索性因素分析

對(duì)項(xiàng)目分析后剩余的23個(gè)變量進(jìn)行KMO和Bartlett球型檢驗(yàn)，結(jié)果(KMO=0.724，χ2=1546.07,df=253,p<0.001)表明：量表樣本適合做因素分析。采用主成分分析和方差最大性正交旋轉(zhuǎn)，根據(jù)因素分析理論確定因素?cái)?shù)目，標(biāo)準(zhǔn)為：(1)因素的特征值≥1，即因素的貢獻(xiàn)率≥1；(2)因素必須符合陡階檢驗(yàn)；(3)抽取出的因素在旋轉(zhuǎn)前至少能解釋2%的總變異；(4)每個(gè)因素至少包含三個(gè)項(xiàng)目；(5)刪除共同度小于0.20的(h2<0.20)項(xiàng)目且每次只刪除一項(xiàng)；(6)因素比較好命名。最終問卷確定為3個(gè)因素共10個(gè)項(xiàng)目，見表1。

表1 探索性因素分析

因素1四個(gè)項(xiàng)目可解釋總變異的35.37%，主要反映了個(gè)體離除手機(jī)時(shí)的不良或不適表現(xiàn)，可命名為“戒斷行為傾向”,簡稱“戒斷行為”；因素2三個(gè)項(xiàng)目可解釋總變異的14.11%，主要反映個(gè)體超時(shí)過量的使用手機(jī)，可命名為“過度使用傾向”,簡稱“過度行為”；因素3三個(gè)項(xiàng)目可解釋總變異的11.87%，主要反映個(gè)體與手機(jī)使用有關(guān)的帶有強(qiáng)迫性特征的行為表現(xiàn)，可命名為“強(qiáng)迫行為傾向”,簡稱“強(qiáng)迫行為”。三個(gè)因素共同解釋總變異的61.35%。

2.3 驗(yàn)證性因素分析和信度、效度分析

采用經(jīng)探索性因素分析形成的正式問卷進(jìn)行第二次抽樣調(diào)查，依據(jù)數(shù)據(jù)對(duì)所得的三因素模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，選用極大似然法來估計(jì)自由變化的因子載荷，結(jié)構(gòu)見圖1。

圖1 驗(yàn)證性因素分析

手機(jī)依賴的三因素結(jié)構(gòu)模型的主要擬合指標(biāo)為χ2=95.53，df=32，χ2/df=2.99，RMSEA=0.06，CFI=0.95，NFI=0.93，IFI=0.95，RFI=0.90，表明模型擬合較好，問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

總量表的Cronbach α系數(shù)為0.80；“戒斷行為”“過度行為”“強(qiáng)迫行為”3個(gè)因素的Cronbach α系數(shù)分別為0.75、0.69和0.70?？偭勘砑词謾C(jī)依賴總分與3個(gè)因子總分之間相關(guān)性在0.67～0.85之間(P<0.01);各因素總分與其項(xiàng)目之間的相關(guān)性在0.70～0.81之間(P<0.01)。單樣本Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)顯示大學(xué)生手機(jī)依賴總分符合正態(tài)分布(Kolmogorov-Smirnov Z=0.94,P>0.05)。以上均說明該量表具有較好的信度和效度。

2.4 大學(xué)生手機(jī)依賴的基本狀況分析

大學(xué)生手機(jī)依賴的總分與標(biāo)準(zhǔn)差(M±SD)為22.35±7.53，“戒斷行為”因子均分與標(biāo)準(zhǔn)差為2.25±0.99，“過度行為”因子均分與標(biāo)準(zhǔn)差(M±SD)為2.07±1.02，“強(qiáng)迫行為”均分與標(biāo)準(zhǔn)差(M±SD)為2.32±0.80。

單因素方差分析表明，不同年級(jí)(大一到大四)大學(xué)生手機(jī)依賴總分及三個(gè)因素得分差異均不顯著(F=0.46～2.38，P>0.05)。

獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)表明，是否將上網(wǎng)聊天、微信、微博等作為主要功能的大學(xué)生手機(jī)依賴總分和三個(gè)因素得分差異亦均不顯著(t=0.11～1.10，P>0.05)；性別方面“戒斷行為”因子得分女性(M±SD=2.34±0.98)略高于男性(M±SD=2.13±1.02)，差異具有顯著性(t=2.38，P<0.05)，其他因子得分及總分上男女差異不顯著(t=0.26～1.67，P>0.05)；不同專業(yè)類型方面“強(qiáng)迫行為”因子得分理科生(M±SD=2.39±0.85)略高于文科生(M±SD=2.24±0.74)，差異具有顯著性(t=2.24，P<0.05)，其他因子得分及總分上文理科專業(yè)間差異均不顯著(t=0.20～1.12，P>0.05)。

3 討論

本文借鑒網(wǎng)絡(luò)成癮的相關(guān)資料，參照國外有關(guān)手機(jī)依賴的研究成果，從大學(xué)生群體實(shí)際出發(fā)，經(jīng)過訪談、預(yù)測(cè)、正式施測(cè)，從而確定了大學(xué)生手機(jī)依賴量表。探索性因素分合和驗(yàn)證性因素分析表明，大學(xué)生手機(jī)依賴基本可以從三個(gè)維度即“戒斷行為”“過度行為”“強(qiáng)迫行為”來反映。研究形成最終量表，總量表的α系數(shù)為0.80，3個(gè)因子的α系數(shù)均基本達(dá)到0.7，在可接受范圍之內(nèi)。分析量表的3個(gè)因子可以發(fā)現(xiàn)，“戒斷行為”的方差解釋量最大，信度也最高，手機(jī)的過度使用行為和手機(jī)使用的強(qiáng)迫表現(xiàn)的方差解釋量相當(dāng)、信度相當(dāng)，這表明戒斷性的不適可能是大學(xué)生手機(jī)依賴最典型的特征。

大學(xué)生手機(jī)依賴狀況結(jié)果表明，大學(xué)生的手機(jī)依賴程度總體上并不嚴(yán)重。從量表中條目的陳述可以發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生手機(jī)依賴指手機(jī)的過度使用影響大學(xué)生的情緒和生活。在大學(xué)生的生活中手機(jī)可能被大量使用，尤其是在當(dāng)今“指上互聯(lián)網(wǎng)”時(shí)代，沒有手機(jī)的確會(huì)給大學(xué)生的生活帶來極大的不便，女性大學(xué)生在“戒斷行為”因子上得分略高于男性，可能是女性的情感反應(yīng)通常更加明顯，因此對(duì)個(gè)人的“戒斷行為”反應(yīng)評(píng)分略高。理科大學(xué)生在“強(qiáng)迫行為”因子上略高于文科生，可能是由于理科生的學(xué)習(xí)和實(shí)驗(yàn)任務(wù)更多、更明確。

總之，本研究的量表可以用于反映大學(xué)生手機(jī)依賴的不良狀況，并非病理性癥狀的分析，是對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮研究的擴(kuò)展和補(bǔ)充，為大學(xué)生心理健康教育和心理危機(jī)的預(yù)防提供了可供參考的測(cè)量依據(jù)。

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G478

A

2095-7602(2017)10-0132-04

2017-05-20

劉凌飛(1980- )，女，助理政工師,碩士,從事創(chuàng)新課程教育和學(xué)生心理健康教育研究。