申 曦

(西華師范大學(xué)體育學(xué)院，南充 637000)

1 問題提出

CNNIC發(fā)布的第41次《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》指出，截止2017年12月，我國網(wǎng)民規(guī)模達7.72億，其中使用手機上網(wǎng)人群的占比達到97.5%，手機不斷擠占其他個人上網(wǎng)設(shè)備的使用，成為“萬物互聯(lián)”的基礎(chǔ)。由于其便捷性、瞬時性和互聯(lián)性的特點，智能手機為人們提供著方方面面的便利，例如手機購物、手機游戲、手機支付及微信等。但與之相伴的是，越來越多的人成為“低頭族”，成為智能手機的“奴隸”，出現(xiàn)智能手機過度使用行為。手機過度使用又稱“手機成癮”、“手機依賴”、“手機成癮傾向”及“無手機焦慮癥”(Billieux, Van Der Linden, & Rochat, 2008; Ezoe, Toda, Yoshimura, Naritomi, Den, & Morimoto, 2009; Hong, Chiu, & Huang, 2012)，在本研究中我們使用“智能手機過度使用”這一術(shù)語，即由于對智能手機的濫用而導(dǎo)致手機使用者出現(xiàn)問題心理或行為(蘇雙, 潘婷婷, 劉勤學(xué), 陳瀟雯, 王宇靜, 李明月, 2014)。

前人的研究發(fā)現(xiàn)體驗到孤獨的個體更易導(dǎo)致對智能手機的過度使用(李苑文, 2013; Bian & Leung, 2015; Morahan-Martin & Schumacher, 2000)。作為社交情緒體驗的重要變量，孤獨感即為個體體驗到個人預(yù)期交往和實際社會關(guān)系不一致的痛苦(Cacioppo & Patrick, 2008)。特別對于大學(xué)生而言，那些易感孤獨的個體更可能使用智能手機來放松，并且尋求與他們有共同興趣的線上朋友的支持。鑒于網(wǎng)絡(luò)能夠提供時刻變化的社交模式，他們更愿通過使用手機來緩解與孤獨感相關(guān)的情緒(Morahan-Martin & Schumacher, 2000)。同時，他們也更可能表現(xiàn)為關(guān)系無能，他們不愿與人面對面的溝通，很可能通過短信或智能手機上的其他應(yīng)用與他人溝通，也更容易造成手機成癮(Bian & Leung, 2015)。隨著這種沉迷的加劇，他們會用網(wǎng)絡(luò)行為去代替解決實際問題的積極行為，也會加重孤獨感或其他消極情緒(李苑文, 2013)。

而前人對于手機使用動機與智能手機過度使用關(guān)系的探討則更多地基于使用與滿足理論(Uses and Gratification Theory)。該理論認為使用者在選擇媒體時會評估潛在的收益或滿足感(Lee & Ma, 2012)，當(dāng)通過使用媒體獲得這些滿足感時，他們對媒體的積極態(tài)度就會形成，它會影響使用者的使用行為并導(dǎo)致對媒體的連續(xù)使用。Park(2003)最早將手機使用動機分為習(xí)慣性使用動機和工具性使用動機兩大類，其中習(xí)慣性使用動機包括消磨時間和逃避，而工具性使用動機包括獲取信息和娛樂；Khang等(2013)的研究結(jié)果表明社會關(guān)系、消度時間及自我呈現(xiàn)是手機成癮的預(yù)測因子；而Wei(2008)則認為那些使用手機進行交流互動或各項娛樂活動的使用者，他們更易對手機產(chǎn)生依賴。

鑒于智能手機過度使用形成原因的復(fù)雜性，當(dāng)我們?nèi)ヌ接戇@些變量與過度使用的關(guān)系時，需要著重去推測造成個體過度使用的原因，而作為個體內(nèi)部傾向變量的動機可通過建立與其他變量的聯(lián)系來使這一原因進一步明晰?，F(xiàn)有研究大多為孤獨感及手機使用動機對智能手機直接效應(yīng)的探討(李苑文, 2013; Bian & Leung, 2015; Khang, Kim, & Kim, 2013; Morahan-Martin & Schumacher, 2000; Park, 2003; Wei, 2008)，但是很少有研究將二者納入同一模型中。網(wǎng)絡(luò)補償理論為探討這些變量的關(guān)系奠定了基礎(chǔ)，它認為心理幸福感水平較低的個體更可能過度使用網(wǎng)絡(luò)，由于他們會通過使用網(wǎng)絡(luò)來緩解其生活中的消極情緒狀態(tài)。并且低心理幸福感會導(dǎo)致個體花費大量時間上網(wǎng)來應(yīng)對生活中的問題，但同時他們會遭受一些消極后果，即低心理幸福感的個體更可能基于某種使用動機來使用網(wǎng)絡(luò)(Kardefelt-Winther, 2014)。劉紅和王洪禮(2011)先前對大學(xué)生手機成癮、孤獨感與手機使用動機的關(guān)系進行了探究，他們發(fā)現(xiàn)孤獨感除直接預(yù)測手機成癮外，還通過網(wǎng)娛動機間接預(yù)測手機成癮。隨著智能手機功能的開發(fā)，它能提供的功能越來越多，也更能滿足人們的多方面需求，故手機不同類型的使用動機在智能手機使用中的重要性會發(fā)生變化。有研究者指出成癮行為的主要動機是減輕痛苦、焦慮等負性情緒狀態(tài)，即為了逃避(Peele, 1985)。另外，也有研究者認為，娛樂自身及逃避現(xiàn)實是智能手機的兩個主要功能，并且也可幫助人們放松(Lowry, Gaskin, & Moody, 2015)。故本研究選取娛樂和逃避動機兩個功能，并在此基礎(chǔ)上提出本研究的研究假設(shè)為：

(1)孤獨感、手機使用動機與智能手機過度使用顯著相關(guān)；

(2)娛樂動機在孤獨感與智能手機過度使用間起部分中介作用；

(3)逃避動機在孤獨感與智能手機過度使用間起部分中介作用。

2 方法

2.1 被試

本研究選取重慶市兩所高校的大學(xué)生作為測量對象，共發(fā)放問卷600份，回收問卷560份，其中有效問卷為549份，問卷有效回收率為90%。在這549份有效問卷中，被試的平均年齡為18.39歲。就性別而言，男生191人，占總數(shù)的34.8%，女生358人，占總數(shù)的65.2%；就專業(yè)而言，52.5%的被試的專業(yè)為自然科學(xué)(例如，數(shù)學(xué)、化學(xué)、生命科學(xué)及計算機科學(xué)等)，而46.7%則為社會科學(xué)專業(yè)(例如，經(jīng)濟、工商管理、教育、法學(xué)及哲學(xué)等)。我們所獲取的有效被試均為智能手機使用者，其中一年級占總數(shù)的62.7%，二年級為13.3%，三年級為23.7%，四年級為0.4%。

2.2 工具

2.2.1 大學(xué)生智能手機成癮量表(SAS-C)

采用蘇雙等(蘇雙, 潘婷婷, 劉勤學(xué), 陳瀟雯, 王宇靜, 李明月, 2014)編制的大學(xué)生智能手機成癮量表來評估大學(xué)生的手機使用情況。該量表共有22個題項，分為戒斷行為、突顯行為、社交安撫、消極影響、APP使用及APP更新6個分量表。它采用Likert5點計分，1分代表“非常不符合”，5分代表“非常符合”，總分越高，表明其手機成癮水平也越高。典型的題項包括“同學(xué)、朋友常說我花了太多時間在我的手機上”和“我感到需要花更多時間在手機上才能得到滿足”等。本研究中該量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.88，驗證性因素分析結(jié)果為χ2/df=1.57,CFI=0.92,IFI=0.93,RMSEA=0.05,SRMR<0.001，表明該量表具有良好的信效度。

2.2.2 智能手機使用動機量表

選取Wang等研究者編制的社交媒體使用動機量表(Social Media Usage Motivation Scale)中的娛樂和逃避分量表來測量娛樂與逃避需要。此后，他們對題項進行修訂來符合智能手機的研究背景(Wang, Jackson, Wang, & Gaskin, 2015)。該量表采用Likert 5點計分，分量表的得分越高，表明該分量表所對應(yīng)的動機在智能手機使用中的重要性就越強。就放松娛樂動機而言，它包含5個題項，典型的題項包括“我使用智能手機來放松”，其α系數(shù)為0.89；而逃避動機則包含3個題項，典型的題項包括“我使用智能手機可以逃離學(xué)業(yè)或其他的一些事情”，其α系數(shù)為0.84。此外，該量表也具有良好的結(jié)構(gòu)效度，測量模型的評估結(jié)果為χ2/df=3.54,CFI=0.93,IFI=0.93,RMSEA=0.07,SRMR<0.001。

2.2.3 UCLA孤獨感自評量表

采用Russell等編制的UCLA孤獨量表，來評估個體對社會交往的渴望與實際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨感(Russell, 1996)。該量表共有20個項目，其中11項為正向計分，9項為反向計分。采用Likert5點計分方式，1代表“從不”，5代表“一直”，得分越高，表明孤獨感越高。典型的題項包括“你常感到與周圍人的關(guān)系和諧嗎？”和“你常感到缺少伙伴嗎？”等。它具有良好的信效度，本研究中該量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.87，且具有良好的結(jié)構(gòu)效度，測量模型的評估結(jié)果為χ2/df=3.26,CFI=0.87,IFI=0.87,RMSEA=0.06,SRMR<0.001。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS19.0進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，以及Mplus7.4進行結(jié)構(gòu)方程建模。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

對孤獨感、手機使用動機及智能手機過度使用三個變量進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析的結(jié)果如表1所示。除孤獨感與娛樂動機呈顯著負相關(guān)外，孤獨感、娛樂和逃避動機及智能手機過度使用間均兩兩顯著正相關(guān)。

表1 孤獨感、手機使用動機與智能手機過度使用的描述統(tǒng)計和相關(guān)矩陣(N=549)

MSD12341 過度使用2.760.65—2 娛樂動機3.250.790.24 —3 逃避動機2.311.020.41 0.22 —4 孤獨感2.520.490.24 -0.17 0.20 —

注：**p<0.01，下同

3.2 中介效應(yīng)分析及檢驗

將娛樂和逃避動機共同納入模型中，通過Mplus7.4進行結(jié)構(gòu)方程模型建模，模型的擬合指數(shù)為χ2/df=3.94,CFI=0.90,TLI=0.88,RMSEA=0.07,SRMR=0.07，模型擬合較好。

對娛樂和逃避動機的中介效應(yīng)分析結(jié)果表明，除孤獨感可直接影響智能手機過度使用外(β=0.26,p=0.000)，娛樂和逃避動機均在孤獨感和智能手機過度使用間起部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)量分別為-0.04與0.10，即孤獨感可通過娛樂和逃避動機來影響智能手機過度使用，分別驗證了研究假設(shè)2和3，中介效應(yīng)模型圖見圖1。綜合前述的三條路徑，孤獨感對智能手機過度使用的預(yù)測總效應(yīng)為0.32。而后采用偏差校正非參數(shù)百分比Bootstrap程序檢驗中介效應(yīng)的顯著性，取95%的置信區(qū)間，從表2可知，各條路徑對應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，驗證了娛樂動機和逃避動機分別在孤獨感與智能手機過度使用間的部分中介作用。

表2 娛樂及逃避動機的中介效應(yīng)分析

路徑間接效應(yīng)值標(biāo)準(zhǔn)化解(S.E.)置信區(qū)間(95%)低 高Lon-Ent-Use-0.04(0.02)-0.09-0.01Lon-Esc-Use0.10(0.02)0.060.16

注：Ent=娛樂動機, Lon=孤獨感, Esc=逃避動機, Use=智能手機過度使用

圖1 孤獨感、娛樂動機、逃避動機和智能手機過度使用模型結(jié)果注：a1-a4為對孤獨感量表進行項目組合的結(jié)果，f1-f5為娛樂動機的五個題項，f6-f8為逃避動機的三個題項，g1-g6為智能手機過度使用的六個維度。

4 討論

4.1 大學(xué)生孤獨感、手機使用動機與智能手機過度使用的關(guān)系

相關(guān)分析結(jié)果表明，大學(xué)生孤獨感及手機使用動機均與智能手機過度使用顯著相關(guān)，驗證了假設(shè)1。我們的研究結(jié)果證實孤獨感能正向預(yù)測智能手機過度使用，表明孤獨感是智能手機過度使用的重要預(yù)測因子。這一正相關(guān)的結(jié)果可能由于大學(xué)生正處于獲得親密感和避免孤獨感的關(guān)鍵時期，他們強烈的社會性和情感性需求無法得到滿足(韋耀陽, 2010)，因此高孤獨感的個體更易將這種需求轉(zhuǎn)移到智能手機上，并導(dǎo)致自己對智能手機的過度使用。另一方面，智能手機過度使用可作為不良情緒的緩解器以及滿足感的來源(Roberts & Pirog, 2012; Takao, Takahashi, & Kitamura, 2009)。對于高孤獨感的個體而言，他們對人際交往過程極端敏感，會使用網(wǎng)絡(luò)作為真實世界人際接觸的替代品，他們也更容易在網(wǎng)絡(luò)使用上出現(xiàn)問題。

對解釋智能手機過度使用及其與娛樂、逃避動機關(guān)系重要的一點是個體在媒體使用中是積極和目標(biāo)導(dǎo)向的，并且會有目的地選擇媒體和內(nèi)容來滿足自己的心理需要或特定的動機(Blumler, Katz, & Blumler, 1974)。大量研究已經(jīng)證實媒體使用動機在塑造使用者網(wǎng)絡(luò)行為中的重要作用(Chou & Hsiao, 2000; Park, Kee, & Valenzuela, 2009; Raacke & Bonds-Raacke, 2008; Smock, Ellison, Lampe, & Wohn, 2011)。同樣地，本研究也得到了娛樂和逃避動機與智能手機過度使用顯著正相關(guān)的結(jié)果，表明娛樂和逃避動機也是智能手機過度使用的重要預(yù)測因子。因此，那些出于娛樂或逃避動機的個體也更容易對智能手機產(chǎn)生依賴。隨著科技的發(fā)展和智能手機功能的不斷開發(fā)，它的諸多用途(例如，手機游戲、訪問社交網(wǎng)站、閱讀等)能夠滿足使用者的多方面需要，動機的類型及其在智能手機使用中的作用也在發(fā)生變化，并且當(dāng)這些動機被激發(fā)時，使用者會花費更多的時間來使用手機。

4.2 娛樂和逃避動機的中介作用

在孤獨感與智能手機過度使用顯著相關(guān)的基礎(chǔ)上，我們將娛樂和逃避動機共同納入模型中。對于娛樂動機而言，它在孤獨感和智能手機過度使用間起部分中介作用，假設(shè)2得到驗證，即孤獨感除直接影響智能手機過度使用外，還通過娛樂動機間接影響智能手機過度使用。但我們的研究卻發(fā)現(xiàn)孤獨感與娛樂動機的相關(guān)負向顯著，這一結(jié)果與劉紅和王洪禮(2011)發(fā)現(xiàn)二者顯著的正相關(guān)不同，即我們發(fā)現(xiàn)孤獨感水平較低的個體更易因娛樂動機導(dǎo)致對智能手機的過度使用，這一結(jié)果有其獨特的意義。一方面，現(xiàn)實生活中孤獨感水平較低的個體，他們更合群、開放，也更易通過智能手機來娛樂并體驗到滿足感，這種滿足感會導(dǎo)致他們對智能手機的連續(xù)使用(Lee & Ma, 2012)；另一方面，孤獨感水平較高的個體由于極易體驗到現(xiàn)實社會交往的不良情緒體驗，他們更可能通過使用手機來補償社交功能的不足或缺失。

同樣地，對于逃避動機而言，它在孤獨感和智能手機過度使用間也起部分中介作用，驗證了假設(shè)3。表明孤獨感水平較高的個體更易因逃避動機來使用智能手機并導(dǎo)致過度使用，該結(jié)果對劉紅等(2011)的研究是一個補充，也進一步證實了孤獨感和逃避動機在導(dǎo)致智能手機過度使用中的重要作用(Lowry, Gaskin, & Moody, 2015; Peele, 1985)。由于人們會利用工具來回避對生活問題的應(yīng)對，這些孤獨感較高的個體會通過使用智能手機來逃避其現(xiàn)實交往的不足進而導(dǎo)致過度使用(Kardefelt-Winther, 2014)。

綜上，在加入動機變量后，我們發(fā)現(xiàn)孤獨感影響智能手機過度使用的路徑有三條：除了對智能手機過度使用的直接影響外，孤獨感可通過娛樂動機來影響智能手機過度使用。此外，孤獨感還可通過逃避動機的部分中介作用對智能手機過度使用產(chǎn)生影響。我們的研究結(jié)果著重就個體的動機層面及社交情緒體驗對智能手機過度使用的產(chǎn)生原因進行了進一步的闡釋，也進一步證實了網(wǎng)絡(luò)補償理論。但本研究也存在一些局限，樣本較小及相關(guān)研究的本質(zhì)使得四者間的中介效應(yīng)模型并不可靠，在未來的研究中應(yīng)使用大樣本及更客觀的實驗或縱向研究來幫助我們更好地了解智能手機過度使用的形成原因。此外，詳細地調(diào)查特定的媒體內(nèi)容如何對特定的生活問題提供應(yīng)對是極其重要的(Knobloch-Westerwick, Hastall, & Rossmann, 2009)，未來的研究者應(yīng)考慮不同使用者對智能手機不同功能的使用，使用的功能從另一方面也反映了手機的使用動機，因此，對功能的細分對了解智能手機過度使用的機制更有裨益。

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