宣懿楠，王新雷，王從從，李 強(qiáng)

（1.河北北方學(xué)院， 河北 張家口 075000；2.唐山工業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院，河北 唐山 063299）

隨著社會(huì)信息化的發(fā)展，以及校園信息化趨勢(shì)的加快，越來(lái)越多的大學(xué)生出現(xiàn)過(guò)度使用手機(jī)現(xiàn)象。手機(jī)依賴必然影響大學(xué)生的學(xué)習(xí)和生活。筆者自編大學(xué)生手機(jī)依賴量表對(duì)張家口市某高校130名在校生進(jìn)行調(diào)查，并對(duì)該量表因子結(jié)構(gòu)及其信效度進(jìn)行檢驗(yàn)，為預(yù)防和干預(yù)大學(xué)生手機(jī)依賴提供實(shí)證依據(jù)。

1 研究對(duì)象

測(cè)試采用隨機(jī)整群抽樣方法，選取張家口市某高校大一至大三本科生作為調(diào)查對(duì)象，隨機(jī)抽取二級(jí)學(xué)院，向分布在不同學(xué)院的所抽班級(jí)全體學(xué)生發(fā)放自制量表130份。回收后，檢查所有回收樣本的有效性，將被試者基本信息不完整、作答不完整題量超過(guò)20%及作答數(shù)據(jù)不規(guī)范的樣本剔除。最終得到有效樣本數(shù)量為121份，有效率為93.1%。研究對(duì)象基本情況詳見(jiàn)表1。

表1 張家口市某高校在校大學(xué)生被試情況分布表(n=121)

2 研究方法

《大學(xué)生群體手機(jī)依賴量表》參照中文版智能手機(jī)成癮量表（SAS）和手機(jī)成癮指數(shù)（MPAI）中有關(guān)成癮和依賴的相關(guān)問(wèn)題，結(jié)合張家口市某高校在校學(xué)生個(gè)案訪談和群體實(shí)例進(jìn)行編制。

2.1 研究工具編制

量表由心理依賴性因子、人際疏離性因子、學(xué)習(xí)干擾性因子和情緒安撫性因子構(gòu)成，共22個(gè)條目，采用Likert五點(diǎn)記分法，其中：1=完全不符合，2=比較不符合，3=不確定，4=比較符合，5=完全符合。評(píng)分設(shè)置為1～5分，得分越高，表明手機(jī)依賴程度越明顯。

2.2 統(tǒng)計(jì)分析

本研究采用SPSS25.0中文版軟件對(duì)回收數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、信度和效度分析、探索性因子分析等。

3 研究結(jié)果

對(duì)該量表因子結(jié)構(gòu)及其信效度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下。

3.1 項(xiàng)目分析

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差大部分都在0.8～1.3之間，只有V3的標(biāo)準(zhǔn)差為0.631，V4為0.680，V12為0.552，表明被試反應(yīng)趨同。但值得注意的是，雖然這些變量標(biāo)準(zhǔn)差較小，但結(jié)合該變量的意義和內(nèi)容，此時(shí)考慮不刪除，而是保留。根據(jù)變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，相關(guān)系數(shù)＞0.4的情況在整個(gè)矩陣中所占比例較高，且有較大比例的系數(shù)呈現(xiàn)中等程度相關(guān)（0.4～0.7），說(shuō)明各變量之間具有較強(qiáng)的線性關(guān)系，可以進(jìn)行因子分析。

3.2 探索性因素分析

對(duì)《大學(xué)生群體手機(jī)依賴量表》的22個(gè)變量進(jìn)行探索性因素分析，測(cè)試采用KMO系數(shù)及Bartlett球形檢驗(yàn)。KMO系數(shù)越接近1，表明對(duì)變量進(jìn)行因素分析的效果越好。第一次測(cè)試結(jié)果顯示，KMO系數(shù)為0.847，介于0.8～0.9之間；Bartlett球形度檢驗(yàn)表明：Bartlett球形檢驗(yàn)的值為1560.325(df=231)，且顯著性概率p=0.000，＜0.05，達(dá)到顯著水平，說(shuō)明相關(guān)矩陣不是一個(gè)單位矩陣，相關(guān)矩陣間存在共同因素。由此可見(jiàn)，該量表很適合進(jìn)行探索性因素分析。同時(shí)，在反映像矩陣中，當(dāng)某一變量的KMO＜0.5時(shí)，則認(rèn)為該變量不適合進(jìn)入因子模型。在本量表中，V3、V4變量的KMO為0.495、0.420，V3僅比0.5小一些，并且在后面的因子旋轉(zhuǎn)矩陣中的因子載荷＞0.5，且與其他變量能一起解釋第3個(gè)潛在因子，因此該變量尚可進(jìn)入因子模型中，則V4需要考慮刪除。

在公因子方差列表中，第2列所有因素分析初始解下的變量共通性均為1，它的意義為：如果對(duì)原始22個(gè)變量采用主成分分析方法萃取出所有的特征值（22個(gè)），那么原始變量的所有變異數(shù)都可被解釋。事實(shí)上，因素分析的目標(biāo)必須使得因素個(gè)數(shù)小于原始變量的個(gè)數(shù)，所以不可能萃取全部特征值。依所設(shè)定的萃取條件（本測(cè)試設(shè)置為特征值＞1）來(lái)萃取特征值時(shí)，變量的絕大部分信息往往可被萃取出的因素解釋，這些因素可稱為共同成分。整體而言，本量表中因素萃取的效果可以接受，各變量都遠(yuǎn)遠(yuǎn)＞0.16。

采用主成分分析法進(jìn)行最優(yōu)斜交旋轉(zhuǎn)，按照Kaiser的理論，特征值大于1的變量應(yīng)予以保留，故萃取出5個(gè)因子，其特征值分別為8.096、2.739、1.672、1.319、1.084，這5個(gè)因子共同解釋了原始變量之總變異數(shù)的67.769%。整體而言，原始變量的信息遺失量不多，因此此次的因子分析有效。

觀測(cè)變量分析情況，對(duì)取樣適切性量數(shù)＜0.5的變量進(jìn)行刪除。在第一次探索性因子分析時(shí)，第4個(gè)因子只包含了V13和V22變量。根據(jù)變量篩選的原則，一個(gè)因子對(duì)應(yīng)2個(gè)或2個(gè)以下變量時(shí)，需要?jiǎng)h除該變量和其對(duì)應(yīng)的因子，因此需要?jiǎng)h除V13、V22變量和第4個(gè)因子。綜合以上信息，對(duì)V4、V13、V22變量進(jìn)行刪除。

刪除V4、V13、V22變量后，再進(jìn)行第2次探索性因子分析，結(jié)果如下：KMO取樣適切性量數(shù)為0.849，表示很適合進(jìn)行因子分析，Bartlett球形檢驗(yàn)x2的值為1376.429(df=171)，且p=0.000，＜0.005，即相關(guān)矩陣不是一個(gè)單位矩陣，故可以進(jìn)行因子分析。對(duì)剩余19個(gè)變量進(jìn)行第2次因子分析后發(fā)現(xiàn)，4個(gè)因素的解釋變異量分別為38.789、14.264、8.310、5.960%，總累計(jì)解釋變量為67.323%。

根據(jù)各共同因素中各變量的負(fù)荷量大小排序可知，第1個(gè)因子包含V14～19、V21等7個(gè)變量；第2個(gè)因子包含V7～12等6個(gè)變量；第3個(gè)因子包含V1～3等3個(gè)變量；第4個(gè)因子包含V5、6、20等3個(gè)變量。本研究采用主成分分析法，將成分矩陣表按凱撒正態(tài)化最優(yōu)斜交法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，結(jié)果顯示在第5次迭代后收斂。表2展示各個(gè)變量在各因子的負(fù)荷量。

表2 旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣表

通過(guò)矩陣旋轉(zhuǎn)后進(jìn)一步簡(jiǎn)化了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，可以較為簡(jiǎn)潔地反映出原始變量與這些因子之間的歸屬關(guān)系。由此表可知，第1個(gè)因子替代了7個(gè)變量的作用，這些變量可以歸納為“心理依賴”方面，因此該因子可以命名為“心理依賴性”。第2個(gè)因子替代了6個(gè)變量的作用，這些變量可以歸納為“人際交往”方面，因此該因子可以命名為“人際疏離性”。第3個(gè)因子替代了3個(gè)變量的作用，這些變量可以歸納為“學(xué)習(xí)管理”方面，因此該因子可以命名為“學(xué)習(xí)干擾性”。第4個(gè)因子替代了3個(gè)變量的作用，這些變量可以歸納為“不良情緒”方面，因此該因子可以命名為“情緒安撫性”。

3.3 內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)

在探索性因子分析后，為進(jìn)一步評(píng)價(jià)《大學(xué)生群體手機(jī)依賴量表》的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，筆者采用Cronbach α系數(shù)作為信度分析方法，首先對(duì)總量表中19個(gè)變量的內(nèi)部一致性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 可靠性統(tǒng)計(jì)

整個(gè)量表的克倫巴赫系數(shù)為0.909，根據(jù)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明該量表的同質(zhì)性很高，屬于非常理想層次。同時(shí)，針對(duì)各因子的內(nèi)部一致性進(jìn)行檢驗(yàn)，分別如下。

表4 各因子的內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)

結(jié)果顯示，各因子的α系數(shù)分別為0.903、0.876、0.687、0.513，都具有較好的內(nèi)部一致性。

3.4 重測(cè)信度檢驗(yàn)

將《大學(xué)生群體手機(jī)依賴量表》對(duì)同一被測(cè)間隔2周后進(jìn)行重復(fù)測(cè)試。重測(cè)結(jié)果表明，總體重測(cè)信度為0.913，心理依賴性、人際疏離性、學(xué)習(xí)干擾性和情緒安撫性4個(gè)因子的重測(cè)信度分別為0.907、0.885、0.716、0.542，根據(jù)重測(cè)信度評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，表明該量表重測(cè)信度可接受。

3.5 結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)

通過(guò)測(cè)量各因子間皮爾遜相關(guān)系數(shù)、各因子與總分之間的相關(guān)系數(shù)，考察量表的結(jié)構(gòu)效度。量表各因子間相關(guān)系數(shù)均在0.201～0.716之間，且所有因子均達(dá)到顯著性水平。各因子與總分之間的相關(guān)性在0.514～0.801之間，說(shuō)明各因子與總量表之間的相關(guān)性也很高。同時(shí)，各因子間的系數(shù)小于因子與總量表間的系數(shù)，說(shuō)明各因子間既相互獨(dú)立，又具有顯著的相關(guān)性。詳見(jiàn)表5所示。

表5 結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)結(jié)果

4 研究結(jié)論

筆者在基于使用《大學(xué)生群體手機(jī)依賴量表》進(jìn)行前期調(diào)查的基礎(chǔ)上，結(jié)合SAS和MPAI中有關(guān)成癮和依賴的界定，設(shè)定19個(gè)項(xiàng)目，4個(gè)維度，分別為心理依賴性、人際疏離性、學(xué)習(xí)干擾性、情緒安撫性。通過(guò)探索性因子分析、信效度檢驗(yàn)，最終形成了一個(gè)內(nèi)部一致性理想、信效度良好的量表。但其他中介變量是否影響手機(jī)使用與其依賴關(guān)系還需進(jìn)一步研究。

在對(duì)樣本的現(xiàn)狀分析時(shí)還發(fā)現(xiàn)，不同性別大學(xué)生在4個(gè)因子間存在差異，男生在心理依賴、學(xué)習(xí)干擾2個(gè)因子上的得分高于女生，其原因可能與男生更喜歡用手機(jī)打游戲有關(guān)，而女生在人際疏離因子中得分更高，較男生更頻繁使用手機(jī)人際功能。其次，不同年級(jí)大學(xué)生在心理依賴、人際疏離因子上的得分也存在差異(p＜0.05)，其原因可能是剛?cè)雽W(xué)的新生課業(yè)負(fù)擔(dān)較輕，可支配時(shí)間相對(duì)充裕，有很多時(shí)間玩手機(jī)，而大三學(xué)生較其他年級(jí)更少使用手機(jī)。家庭住地性質(zhì)僅在情緒安撫因子上存在差異(p＜0.05),成長(zhǎng)于農(nóng)村的孩子要比城鎮(zhèn)的孩子在情緒撫慰得分高。

5 建議

研究顯示，學(xué)生每天使用手機(jī)的時(shí)間較長(zhǎng)，將會(huì)對(duì)大學(xué)生的心理依賴、人際疏離、學(xué)習(xí)干擾和情緒安撫4個(gè)因子產(chǎn)生了不同程度的正向影響。這一現(xiàn)象提示高校引起重視，通過(guò)開(kāi)設(shè)相關(guān)課程教育與引導(dǎo)學(xué)生對(duì)手機(jī)的合理使用，嚴(yán)格控制每天使用手機(jī)的時(shí)間，減少不良行為的發(fā)生率；舉辦心理講座增強(qiáng)學(xué)生抵御手機(jī)心理依賴能力；廣泛培養(yǎng)學(xué)生興趣愛(ài)好，開(kāi)展豐富的校園活動(dòng)，分散學(xué)生手機(jī)依賴的注意力，促使學(xué)生向外發(fā)展，降低閉塞空間對(duì)手機(jī)依賴的可能性。有效干預(yù)學(xué)生手機(jī)依賴行為是由多種影響因素綜合作用的結(jié)果，學(xué)校、家庭、社會(huì)都應(yīng)做出相應(yīng)的努力，保障學(xué)生在和諧健康的環(huán)境下健康成長(zhǎng)。