劉小月，陳莉

溫州醫(yī)科大學(xué) 精神醫(yī)學(xué)學(xué)院，浙江 溫州 325035

隨著信息化技術(shù)的發(fā)展，手機功能和使用頻率不斷增加，在提供便捷的同時，手機成癮的風(fēng)險也在不斷升高。手機成癮會影響大學(xué)生人際交往，難以集中注意力，易發(fā)生焦慮、抑郁等心理困擾，甚至導(dǎo)致自殺傾向，嚴重阻礙青少年健康成長，影響社會穩(wěn)定發(fā)展[1]。國內(nèi)外研究[2-3]表明，在大學(xué)生群體中手機成癮率很高，與男大學(xué)生相比，女大學(xué)生手機成癮風(fēng)險更高。相對于男大學(xué)生而言，女大學(xué)生具有心理上的特殊性，依賴性強，對壓力的感知更加敏感，情緒體驗也更深刻[4]。且大一女生正處于青春晚期向青年早期的過渡階段，面臨著身份、學(xué)習(xí)方式和心理等各方面的改變和多重壓力，會表現(xiàn)出各種情緒問題和較高水平的壓力體驗。為了緩解心理壓力，很多剛步入大學(xué)的女生相較于男生更容易沉迷于手機而不能自拔[5]。因此，本研究將大一女生作為研究對象來探討其手機成癮的原因，為其提高心理健康水平提供理論指導(dǎo)，合理健康地度過大學(xué)生活。

壓力是指人們感覺到威脅時，自我表現(xiàn)的一系列身心不適和緊張感，是影響大學(xué)生手機成癮的重要原因[6]。隨著周圍環(huán)境的改變、學(xué)習(xí)方式的變化、人際交往方式的轉(zhuǎn)變等，大學(xué)生易產(chǎn)生較大的壓力負荷。根據(jù)“一般壓力”理論[7]，壓力會引起問題行為，有研究[8]表明，大學(xué)生手機成癮與壓力有關(guān)，壓力能正向預(yù)測手機成癮。因此，我們提出假設(shè)1，壓力與手機成癮之間存在顯著正相關(guān)。

核心自我評價是指人們對自我價值和能力的判斷，是最基本的自我評判，主要涉及自尊、神經(jīng)質(zhì)、控制點和一般自我效能四個部分[9]。網(wǎng)絡(luò)認知-行為模型表明，不當(dāng)?shù)淖晕艺J知，比如自我評價低、不自信是影響網(wǎng)絡(luò)成癮的重要因素[10]。核心自我評價越低，人們越容易沉迷網(wǎng)絡(luò)。實證研究[11]也發(fā)現(xiàn)核心自我評價負向預(yù)測手機成癮。此外，個體壓力越高，越容易產(chǎn)生負性情緒和不良體驗，對自我的評價也相對較低。因此，我們提出假設(shè)2，壓力可以通過核心自我評價的中介作用對手機成癮產(chǎn)生影響。

自我控制是指人們?yōu)榱碎L遠目標，能夠?qū)ν饨缯T惑自我抵抗，堅持自我的能力。研究[12]表明，自我控制與手機成癮密切相關(guān)，自我控制水平越低，手機成癮程度越嚴重。此外，壓力顯著預(yù)測自我控制?！白晕铱刂瀑Y源”理論認為，擁有巨大的能量資源可以提高自我控制能力，但是消耗能量資源的活動，可能會引起自我控制能力減弱[13]。較高的壓力感會耗費人們的資源，進而導(dǎo)致自我控制能力下降。因此，我們提出假設(shè)3，壓力通過自我控制的中介作用對手機成癮產(chǎn)生影響。

關(guān)于核心自我評價和自我控制的關(guān)系，研究[9]發(fā)現(xiàn)，核心自我評價較高的個體較少體驗到壓力和緊張感，也較少被恐懼、焦慮感等消極情緒所困擾；而核心自我評價較低的人，更容易產(chǎn)生無聊，這大大影響了自我完成簡單事情的能力，同時降低注意力，對自我的當(dāng)前計劃和安排也產(chǎn)生不良影響，自我控制能力受到影響。較低的核心自我評價降低了自我控制能力，導(dǎo)致個體消極應(yīng)對生活和學(xué)習(xí)，而手機則是最佳應(yīng)對方式。壓力會使個體的自我評價降低，自我效能感差，而較低的自我評價和效能感會影響個體的自控能力，從而導(dǎo)致沉迷手機[8]。因此，我們提出假設(shè)4，核心自我評價對自我控制有顯著的正向預(yù)測作用。

綜上所述，本研究考查大一女生壓力對手機成癮的影響，并分析核心自我評價和自我控制在壓力對手機成癮之間的鏈式中介作用。

1 對象和方法

1.1 研究對象 采用方便取樣，選取溫州市4所本科高校（溫州醫(yī)科大學(xué)、溫州大學(xué)、溫州商學(xué)院、溫州理工學(xué)院）2022級的大一女生為研究對象，涉及醫(yī)學(xué)、心理學(xué)、數(shù)學(xué)、英語等專業(yè)，通過問卷星施測，共發(fā)放問卷3 800份，回收問卷3 520份。在問卷發(fā)放時，告知以匿名形式，且數(shù)據(jù)資料保密。剔除資料不完整和規(guī)律性作答問卷（無效問卷）后得到3 373份有效問卷，問卷有效率為95.82%。性別均為女性；年齡15～22（18.4±1.0）歲；生源地為城市1 657人（49.13%），農(nóng)村1 716人（50.87%）；獨生子女1 075人（31.9%），非獨生子女2 298人（68.1%）。

1.2 研究工具

1.2.1 壓力：本研究采用TAOUK等[14]編譯和修訂的DASS-21 中文版（the depression anxiety stress scale, DASS-21）。筆者選用其中的壓力分量表，共有7個條目，采用4點計分，得分越高，說明被試壓力越高。本研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach α值為0.86。

1.2.2 核心自我評價：本研究采用JUDGE等編制，杜建政等[15]翻譯并修訂的核心自我評價量表（core self-evaluations scale, CSES）。量表共10 個條目，采用5點計分，得分越高，說明被試的核心自我評價水平越高。本研究中該分量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach α值為0.90。

1.2.3 自我控制：本研究采用譚樹華等[16]修訂的大學(xué)生自我控制量表（self-control scale, SCS）。量表共19個條目，包含沖動控制、健康習(xí)慣、抵制誘惑、專注工作節(jié)制娛樂5個維度，采用5點計分，得分越高，說明受試者的自我控制能力越強。本研究中該分量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach α值為0.91。

1.2.4 手機成癮：本研究采用LEUNG[17]編制的手機成癮指數(shù)量表（mobile phone addiction index,MPAI）。該量表共17個條目，采用5點計分，測量手機成癮的4個方面：逃避性、失控性、戒斷性和低效性，得分越高，說明被試的手機成癮程度越高。本研究中該分量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach α值為0.91。

1.3 統(tǒng)計學(xué)處理方法 采用SPSS21.0對數(shù)據(jù)進行分析，用Hayes（2013）的PROCESS for SPSS宏程序（Model 6）進行鏈式中介效應(yīng)分析，其中自變量為壓力，因變量為手機成癮，中介變量為核心自我評價和自我控制。P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。實測主試由事先經(jīng)過嚴格培訓(xùn)的心理學(xué)專業(yè)研究生擔(dān)任。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗 采用Harman單因素檢驗方法[18]，結(jié)果顯示，特征值大于1的因子共10個，其中第一個因子的解釋變異量為30.73%，小于40%的臨界標準，表明不存在明顯的共同方法偏差。

2.2 Pearson相關(guān)分析 相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，壓力、核心自我評價、自我控制和手機成癮之間均存在顯著的兩兩相關(guān)。壓力與核心自我評價（r=-0.59，P＜0.01）、自我控制（r=-0.49，P＜0.01）、手機成癮（r=-0.50，P＜0.01）呈顯著負相關(guān)；核心自我評價與自我控制（r=0.64，P＜0.01）呈顯著正相關(guān)；核心自我評價與手機成癮（r=-0.53，P＜0.01），手機成癮與自我控制（r=-0.64，P＜0.01）呈顯著負相關(guān)，見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)矩陣（n=3 373）

2.3 核心自我評價和自我控制對壓力與手機成癮之間關(guān)系的中介作用檢驗 本研究回歸分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，壓力顯著正向預(yù)測手機成癮，β=0.49，P＜0.001，調(diào)整模型R2=0.25，ΔR2=0.25，F(xiàn)（1, 3 371）=1 102.60，P＜0.001。這一結(jié)果支持了假設(shè)1。

使用Hayes（2013）提供的SPSS插件PROCESS的模型6，以壓力為自變量，以手機成癮為因變量，以核心自我評價和自我控制為鏈式中介變量，路徑系數(shù)結(jié)果見圖1。整個回歸方程顯著，R2=0.46，F(xiàn)（3, 3 369）=971.37，P＜0.001。用Bootstrap抽樣的方法對中介效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果表明，以核心自我評價為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.06（95%CI=0.03～0.07），核心自我評價在壓力對手機成癮中起中介作用成立；以自我控制為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.08（95%CI=0.06～0.09），自我控制在壓力對手機成癮中起中介作用成立；以核心自我評價與自我控制為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.15（95%CI=0.13～0.16），所有間接效應(yīng)合計為0.29（95%CI=0.26～0.31），核心自我評價與自我控制在壓力對手機成癮的正向效應(yīng)中的鏈式中介作用成立，見表2。這一結(jié)果支持了假設(shè)4。

表2 中介效應(yīng)的Bootstrap分析

圖1 核心自我評價與自我控制在壓力對手機成癮中的鏈式中介作用

3 討論

本研究考察了大一女生壓力、核心自我評價、自我控制和手機成癮之間的關(guān)系。首先，本研究驗證了研究假設(shè)1，即壓力可以直接正向預(yù)測手機成癮。表明大一女生壓力水平越高，越容易手機成癮，這與以往的研究結(jié)果基本一致[6]，也證實了“一般壓力”理論。由此可見，壓力對大一女生的影響較大，個體壓力越大，手機成癮風(fēng)險越高，相反，壓力較小時，手機成癮風(fēng)險降低。剛步入大學(xué)，大一女生面臨著學(xué)習(xí)方式不同、人際交往困難、生活習(xí)慣改變等多重壓力，心理上敏感脆弱，會通過網(wǎng)絡(luò)上的情感支持緩解壓力和孤獨感，而手機的包容性和便捷性便成為其緩解壓力的最佳選擇。壓力是大一女生手機成癮的一個重要風(fēng)險因素，因此，在心理健康教育工作中，應(yīng)幫助其緩解不良情緒，加強抗壓能力培養(yǎng)。實證研究發(fā)現(xiàn)，通過藝術(shù)療法（如音樂、心理劇、泥塑），青少年手機使用時長明顯減少，不良情緒得到改善[19]。“青少年互聯(lián)網(wǎng)使用”心理干預(yù)項目，采用積極心理學(xué)結(jié)合認知行為療法（cognitive behavioral therapy, CBT）療法，幫助青少年減輕壓力，降低手機成癮。研究[20]發(fā)現(xiàn)，進行1個月的干預(yù)，青少年能主動限制手機使用，并且嘗試與人交往。因此，我們可以采用上述方式，如通過藝術(shù)療法緩解其不良情緒，同時結(jié)合CBT，矯正錯誤認知，減少現(xiàn)實互動中的壓力和焦慮，進而降低手機成癮。

其次，本研究進一步探索了核心自我評價、自我控制在壓力與手機成癮之間的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，核心自我評價在壓力與手機成癮之間起到中介作用，換言之，在大一女生群體中，壓力越高的個體，其核心自我評價越低，越容易手機成癮，這證實了本研究的假設(shè)2。較大的心理壓力，會引起不良情緒體驗和消極的自我評價，較低的自我效能感和自我認知是成癮發(fā)展的危險因素[6]。因此，本研究結(jié)果提示我們要采用合適的干預(yù)方法改善大一女生的核心自我評價，幫助其正確認識自己，消除壓力對自我認識產(chǎn)生的消極影響。實證研究[21]已證實認知行為療法在手機成癮中的作用，因此，我們可以通過認知行為療法，改善其對自我的不良認知，提高自我效能感，進而降低手機成癮。第二，自我控制在壓力與手機成癮之間起到中介作用，這證實了本研究的假設(shè)3。壓力負向預(yù)測自我控制，自我控制也負向預(yù)測手機成癮，這與以往研究[8]結(jié)果一致，也證實了“自我控制資源”理論。說明壓力越高，自我控制能力越低，越容易手機成癮。反之，壓力低，可以提高自我控制能力，降低手機成癮。因此，可以通過提高大一女生自我控制能力，緩解其因壓力帶來的緊張感和失控，進而改善手機成癮。實證研究發(fā)現(xiàn)，能力增強策略能夠幫助青少年提高自我控制能力[22]，建立內(nèi)在保護機制，例如可以采用抑制控制訓(xùn)練[23]，幫助其提供自控力，降低手機成癮。第三，核心自我評價和自我控制的鏈式中介效應(yīng)顯著，本研究的假設(shè)4得到證實。核心自我評價低的個體，注意力和自我控制能力也減弱。壓力高，個體的核心自我評價低，較低的自我評價造成自我控制能力減弱，進而沉迷手機。本研究結(jié)果也啟示我們，可以通過認知行為療法，抑制控制訓(xùn)練，藝術(shù)治療等方式，降低大學(xué)生的不良情緒和壓力水平，培養(yǎng)其核心自我評價能力，正確認識自己，提高自控能力，避免沉迷手機，荒廢學(xué)業(yè)，從而健康度過大學(xué)生活。

4 局限與展望

本研究還存在一些不足之處：首先，本研究只采用問卷調(diào)查探討變量之間的關(guān)系，未來可以結(jié)合實驗探討變量間的關(guān)系；其次，本研究為橫斷面研究，不能得出因果關(guān)系，未來研究可以考慮采用縱向研究深入討論其中的因果關(guān)聯(lián)；最后，本研究僅對手機成癮進行了測量，未調(diào)查其手機使用情況，雖然不影響模型的構(gòu)建，為了研究的完善，未來可以考慮補充。