刘 莎 陈雅妮

（广州医科大学卫生管理学院应用心理学系，广州 511436）

1 引言

随着智能手机功能的日益强大与全面，它们逐渐成为了人们日常生活不可缺少的一部分。然而，随着智能手机的应用普及，智能手机使用成瘾的问题也逐渐引发社会关注，尤其是大学生群体，他们拥有较多的空闲时间，对科技产品的使用更为熟悉，他们过度的手机使用成为教育研究者们的关注热点。例如，曹美兰对山西省某地方院校193 名大学生的调查显示，大学生手机成瘾人数占被调查总人数的25.39%，50.18%的学生因为手机过度使用造成学习和工作效率明显下降（曹美兰，2018）。邹艳等人对海南大学生的测量结果显示，海南大学生手机成瘾率为40.5%，其中男生手机成瘾率高于女生，医学专业学生手机成瘾率高于非医学专业学生（邹艳，陈善娇，董倩等，2017）。谢铃莉等对天津某高校大学生的研究报告则显示，大学生手机依赖率高达58.4%（谢铃莉，季雨楠，李晨阳等，2019）。由此可见，手机依赖是目前中国高校大学生普遍存在的现象。手机依赖，又叫手机过度使用、手机成瘾等，指由于过度地滥用手机而导致手机使用者出现生理或心理上不适应的病理性症状，对大学生的生活和学习都会造成一定消极影响，严重的还可能导致心理或人格问题（O’Connor，Whitehill，King et al.，2013）。因此，对大学生手机依赖形成的相关风险因素进行研究，能够为减少其手机依赖程度，提升其学习和生活质量提供一定参考。

大学阶段的学习生活是每个人人生转折的重要阶段，大学生面对即将从校园生活正式步入社会的考验，同时随着社会经济不断发展，社会竞争日趋激烈，大学生面临着比以往更大的压力和挑战。当代大学生压力的主要来源包括自我发展的压力、择业的压力以及学业的压力（徐长江，钟晨音，2002）。根据压力－应对模型，高度的压力体验将大大提升个体对物质的渴求感，严重时可进一步引起物质依赖与成瘾（吴文丽，伍翔，袁方等，2009）。智能手机作为当代人群生活的必需品之一，具有功能性、社交性、虚拟性、易得性等特性，更能够满足大学生即时的心理需求，使其暂时从压力情境中脱离出来。前人的大量研究表明，感知压力程度对大学生手机依赖有正向预测作用，即大学生感受到的压力越大，形成手机依赖的可能性就越大（连帅磊，刘庆奇，孙晓军等，2018；邱致燕，王小洁，张斌等，2016；张金健，2015）。尽管压力与大学生手机依赖的关联已经得到大量证实，但两者之间是否存在一些关键中介或调节变量，目前尚未有相关的实证研究。一般性紧张理论（general strain theory；Agnew，1992）提出，处于紧张压力状态下的个体在面对产生的负面情感时，往往会采用相应的适应方式来消除引起的负面情感，即负面情绪在紧张和适应方式间起到了中介作用（杨学锋，2016）。因此，本研究拟探讨负面情感之一的孤独感是否为构成大学生感知压力与手机依赖关联的中介因子。

孤独感指的是当个人预期的交往和实际社会交往不一致时的痛苦体验，对个体的身心健康和社会功能都有一定的负面影响（Cacioppo ＆ Patrick，2008）。研究者发现，孤独感越高的大学生，越容易形成更高的手机依赖（崔玉玲，彭美，韩玉莹 等，2015；李丽，梅松丽，牛志民等，2016；刘文俐，蔡太生，2015）。同时，大学生压力与孤独感的密切关联得到了相关实证研究的支持。例如，魏双锋（2012）对河南省几所高校470 名大学生的调查结果发现，大学生孤独感与校园总压力及压力的分量表均显著正向相关，说明大学生感知到的压力越大，越容易体验到孤独感。类似的，何明旻（2018）对218 名独立学院在校大学生的调查结果表明，压力对大学生孤独感具有良好的预测作用，尤其是压力中的失控感和紧张感对孤独感具有极其显著的正向预测效应。因此，基于现有实证研究和一般性紧张理论提供的理论框架，本研究提出假设一：感知压力与孤独感呈正相关，孤独感与手机依赖呈正相关，孤独感在感知压力和手机依赖的关联中起中介作用。

社会导向理论（social orientation framework；Bem，1981）提出，由于男女性别的分工及社会角色的不同，在手机使用中男性和女性可能也会表现出不同的特征。这提示我们，性别因素可能在大学生感知压力与手机依赖的直接关联或者通过孤独感的间接关联中起调节作用。尽管尚未有研究探讨性别因素在感知压力和手机依赖的关系中的调节效应，但已有研究表明，女性比男性对压力具有更高的易感性，更容易产生酒精依赖、药物滥用等成瘾行为（Hien，Cohen，＆ Campbell，2005；Rospenda，Fujishiro，Shannon et al.，2008；Stevens，Murphy，＆Mcknight，2003）。因此，我们推测在压力条件下，女大学生更容易产生手机依赖。本研究提出假设二：性别在感知压力和手机依赖的直接关联中起调节作用，主要表现为女大学生感知压力与手机依赖的相关性高于男大学生。

另外，前人的研究表明，男性和女性在手机使用的动机和目的上也具有显著的区别，男生使用手机更多地被外部动机所驱动，如建立社会联系，获取社交红利等；而女性使用手机更多被内部动机所驱动，如保持心理状态稳定，应对或避免负面情绪等（黄海，余莉，郭诗卉等，2013；王红彬，2019；Chen，Liu，Ding et al.，2017）。遵循这个逻辑，我们推测女大学生更可能为避免或消除内在的孤独感而更多地依赖手机。一项针对土耳其大学生孤独感和手机依赖的调查研究也支持了这一推测。该研究结果显示，女生的孤独感水平越高，手机依赖程度越大，但是男生中并未发现此关联（Darcin，Noyan，Nurmedov et al.，2015）。这一男女性别差异是否在中国大学生中存在，尚未有实证研究对此进行验证。因此，本研究提出假设三：性别在感知压力与手机依赖的间接关联中起调节作用，在女大学生群体中，感知压力通过孤独感进一步影响手机成瘾，而在男大学生中这一路径则不成立。研究框架见图1。

图1 研究框架

2 对象与方法

2.1 研究对象

本研究在获得被试知情同意后，在广州某医科院校采用方便取样的方式选取在校大学生575 名，删除含有缺失值与极端异常值等无效问卷后，回收有效问卷573 份，有效应答率为99.7%。被试年龄分布为18～23 岁，平均年龄为20.56 岁。其中，男生222 名（38.7%），女生351 名（61.3%）；大一学生236名（41.2%），大二学生123 名（21.5%），大三学生85名（14.8%），大四学生为129 名（22.5%）；在专业方面，医学专业学生为265 名（46.2%），非医学专业为308 名（53.8%）。

2.2 研究工具

2.2.1 压力量表

采用由李虹等人（2002）编制的大学生压力量表（stress seale for college student，SSCS），该量表由30 个条目组成，包含三个维度，即个人烦扰、学习烦扰、消极生活事件。量表采用4 点计分，0＝没有压力，3＝严重压力。量表的理论分数范围是0～90 分，分数越高表明压力越大，采用理论中数45 分来划分压力的高低。得分高于45 被认为高压力，反之为低压力。本研究中该量表的Cronbach’s α 系数为0.95。

2.2.2 孤独感量表

采用由Russell 等人（1980）编制的UCLA 孤独感自评量表对大学生的孤独感程度进行测量。该量表为单一维度，由20 个条目组成，包括11 个孤独正序条目和9 个反序条目，每个条目采用4 级评分，1＝从不，4＝一直。所有条目得分之和构成总分，总分得分越高代表孤独的程度越高。本研究中该量表Cronbach’s α 系数为0.87。

2.2.3 手机依赖量表

采用Leung（2008）编制的手机依赖指数量表（mobile phone addiction index，MPAI）对大学生手机依赖程度进行评估。该量表由17 个项目组成，包含手机依赖的四个因子，即失控性、戒断性、逃避性、低效性。采用1～5 点计分，1＝完全没有，5＝常常。总分越高代表手机依赖程度越高。本研究中该量表的Cronbach’s α 系数为0.89。

2.2.4 性别

本研究中性别采用虚拟编码：0＝女性，1＝男性，其中38.7%为男性。

2.3 数据处理

使用SPSS 21.0 进行描述性统计分析，包括几个核心变量的均值、标准差和相关系数，接着采用回归分析的方法来分析孤独感的中介效应与性别的调节作用，中介效应及调节效应检验使用SPSS PROCESS 插件（Hayes，2015）。根据前人的研究（Beison＆ Rademacher，2017），年龄和家庭收入等人口统计学变量作为控制变量纳入模型分析中。

3 结果

3.1 描述性结果分析

根据手机成瘾指数量表对手机依赖的界定标准（17 个项目中至少8 个项目报告阳性）（Leung，2008），共有115 名学生达到手机依赖症状标准（男性42 名，女性73 名），手机依赖的检测率为20.1%（男性＝18.9%，女性＝20.8%），这一结果与前人研究结果较为一致（曹美兰，2018）。需要注意的是，MPAI结果在本研究中仅被用作筛选工具，不能作为临床诊断结果解读。

表1 列出了各变量的平均值、标准差和Pearson相关系数。从表1 中可见感知压力与孤独感、手机依赖均为显著正相关（r＝0.45，p＜0.01；r＝0.51，p＜0.01），说明压力越大，孤独感和手机依赖程度可能越高。孤独感与手机依赖呈显著正相关（r＝0.31，p＜0.01），家庭收入水平与感知压力、孤独感显著负相关（r＝－0.29，p＜0.01；r＝-0.18，p＜0.05）。

3.2 中介作用检验

表1 各变量的平均值、标准差和相关系数

在控制了年龄和家庭收入后，感知压力对手机依赖的回归路径系数显著（β＝0.65，SE＝0.05，p＜0.01），感知压力对孤独程度的回归路径系数显著（β＝0.28，SE＝0.03，p＜0.01），孤独感对手机依赖的回归路径系数也显著（β＝0.23，SE＝0.08，p＜0.01）。

为进一步明确孤独感在感知压力与手机依赖关联路径中的中介效应，使用偏差校正bootstrap 检验中介效应，通过有放回随机抽样，从原始数据集生成了1000 个样本。统计显著性由偏差校正bootstrap 95%置信区间（上、下限均不包含0）确定。结果表明，95%置信区间为［0.02，0.11］，即孤独感在感知压力与手机依赖的关联之间中介效应显著，中介效应量为0.06，占压力感知与手机依赖总效应的9%（见表2）。

表2 中介效应及95%置信区间检验

3.3 调节作用检验

使用PROCESS Model 15 进一步检测性别在感知压力－孤独－手机依赖的中介路径中的调节效应，结果见表3。在控制年龄和家庭收入后，感知压力与孤独感对手机依赖回归系数显著（β＝0.56，SE＝0.07，p＜0.01；β＝0.43，SE＝0.17，p＜0.01）。然而，感知压力和性别对手机依赖的交互作用并不显著（β＝－0.06，SE＝0.11，p＞0.05），说明性别不调节感知压力与手机依赖的直接路径。相反，孤独感和性别对手机依赖的交互作用回归系数显著（β＝－0.38，SE＝0.17，p＜0.05），说明性别调节感知压力－孤独感－手机依赖的后半段路径。

表3 有调节的中介模型检验

为了更好地展现性别的调节作用，我们绘制了简单效应分析图，分别描述男女性别中孤独感对手机依赖的预测效果（图2）。在女大学生中孤独感对手机依赖具有显著正向预测效应（β＝0.44，SE＝0.11，p＜0.01），而这种效应在男大学生中不显著（β＝0.02，SE＝0.11，p＞0.05）。

最后，有条件的中介效应检验表明，感知压力通过孤独感对手机依赖产生的中介效应在男女性别中存在差异。对于女大学生，孤独感在感知压力与手机依赖关联中的中介效应显著（β＝0.12，SE＝0.04，95%CI＝［0.05，0.20］），而对于男大学生，孤独感的中介效应并不显著（β＝0.02，SE＝0.03，95%CI＝［－0.05，0.08］）。

图2 在不同性别中孤独与手机依赖的关系

4 讨论

本研究探究孤独感在感知压力和手机依赖中的中介作用以及性别在其中的调节作用。研究结果表明，孤独感在感知压力和手机依赖的关联中起部分中介作用；性别对感知压力与手机依赖的直接路径没有调节效应，但对感知压力－孤独感－手机依赖的中介路径具有显著调节作用。

我们的研究结果表明，即使纳入中介变量孤独感后，感知压力对大学生手机依赖仍具有显著正向预测效应，说明感知压力是大学生手机依赖的重要风险因素，这与前人的研究结果是一致的（连帅磊，刘庆奇，孙晓军等，2018；邱致燕，王小洁，张斌等，2016）。根据压力消解理论，当个体面对巨大的心理压力或负面情绪时，可能采取物质滥用、成瘾等消极方式以消解压力（李大林，黄梅，秦鹏飞等，2018）。大学阶段的学生往往面临包括学业、人际、就业等各方面的压力，多数大学生处于轻度压力和疲劳状况（钟梦诗，唐楠，李晓波，2017）。面对积压的压力无处排解的状况，手机往往因为其易得性和虚拟性等特性，成为大学生排解压力的合适平台，由此使其逐渐产生手机依赖（连帅磊，刘庆奇，孙晓军等，2018）。这一结果的产生与大学生缺乏有效的压力应对方式有关，因此也提示学校教育管理者可以针对大学生缺乏有效应对压力方式的状况，通过提供更有效的舒压方式、开展多样的文娱活动以及提供专业心理咨询服务等方式帮助大学生缓解压力，从而减少大学生对手机的依赖（吴文丽，伍翔，袁方等，2009）。

在验证了感知压力对大学生手机依赖的直接效应后，我们进一步探讨了其中的中介作用机制。本研究提出，大学生孤独感可能是感知压力与手机依赖间的中介因子。中介路径检验前半段表明，感知压力正向预测孤独感，这与魏双锋等人（2012）的结果是一致的；中介路径检验后半段表明，孤独感对大学生手机依赖具有正向预测效应，与先前的研究结果相符合（刘文俐，蔡太生，2015；崔玉玲，彭美，韩玉莹等，2015）。中介效应检验支持了孤独感在感知压力与手机依赖中的中介作用，因此假设一得到支持。根据一般性紧张理论（Agnew，1992），当学生感受到压力时会产生负面情绪（孤独），容易依赖手机使其从压力情境中进行暂时性逃避（杨学锋，2016）。大学生通过从手机等网络社交中获得社会支持，也可以缓解孤独感，因此，手机成为大学生缓解孤独感的重要工具（姜永志，白晓丽，2014）。这一结果提示校园工作者在面对大学生手机依赖问题时，可以从改善和缓解学生因压力产生的孤独感入手，对大学生的心态进行适当的引导和调整。

在明确孤独感的中介作用后，我们进一步检验性别的调节作用。首先是感知压力与手机依赖中的直接关联路径，结果表明直接路径中性别的调节作用并不显著，因此假设二没有得到验证。尽管先前研究表明，女性比男性具有更高的压力易感性，在压力情境下更容易产生成瘾行为（Rospenda，Fujishiro，Shannon et al.，2008；Giarratano，Ford，＆Nochajski，2017）。而本研究中，感知压力和手机依赖的直接关联并不受性别差异影响。本研究与前人研究存在不一致性，我们分析可能有以下几个原因。首先，本研究与前人研究关注的压力源不同。例如Rospenda 等人（2008）的研究表明，女性对于急剧的、暴烈的创伤性应激压力比男性具有更高的易感性。而本研究中针对的是普通的、程度较轻的校园压力，如学业压力与择业压力，这对于男女生的心理易感性可能是相同的。其次，本研究与前人研究关注的行为结果不同，例如Giarratano 等人（2017）发现压力情境下女性更容易产生酒精或药物的滥用行为，本研究所针对的是男女大学生手机依赖行为，当面对压力时，男性（手机游戏等方式）和女性（拍照、社交聊天等方式）都会以手机作为疏解压力的工具（刘文俐，蔡太生，2015）。因此，性别因素未在感知压力和手机依赖直接路径中产生调节作用。

然而，性别对感知压力－孤独感－手机依赖的中介路径具有显著调节作用，主要表现为对中介路径后半段孤独感与手机依赖的关联的调节效应，因此假设三得到了支持。具体来说，在女大学生中，感知压力通过孤独感对手机依赖的中介作用显著，而在男大学生中，孤独感与手机依赖的关联性并不显著，感知压力通过孤独感影响手机依赖的中介效应不显著。根据社会导向模型（Bem，1981），女性使用手机的动机更多地出于应对和缓解负面情绪。前人研究表明，相比于男生，女大学生对孤独的感受相对深刻强烈（杨冬，2015），手机的社交联络功能则能较好地补偿女大学生的情感孤独，因此她们可能更多地需要依赖手机来调节由压力带来的孤独感。本研究创新性地将性别有效地引入了对个人特征（感知压力、孤独等）和手机依赖的关联的研究，研究结果启示教育者在对大学生手机依赖问题进行干预时，需要分别针对男女大学生的不同特性，进行更有针对性的引导教育。

本研究存在几点局限，以期在未来研究中改进。第一，本研究采用的基于单个时间点的横断研究设计，无法对核心变量之间的因果关系进行考察，未来可采用实验法或者纵向追踪法对变量的因果关系进行检验；第二，本研究中的被试主要来源于广州市大学生，研究结果的可推广性受到限制，未来需要在更大范围的大学生中取样，并对本研究发现进行验证。

5 结论

本研究有价值的发现在于，虽然前人的研究已证明感知压力是男女大学生手机依赖的重要风险因素，然而本研究结果表明，感知压力可以通过孤独感这一中介因素影响大学生手机依赖的形成，并且这一中介路径只表现在女大学生群体中，而在男大学生群体中不成立。这一结果说明，对于女大学生手机依赖的干预，既要重视大学生压力的排解，也要重视心理孤独感的干预。我们的研究结果为大学校园手机依赖的干预提供了一些参考，即要区分男女不同性别对手机依赖问题的影响。