述情障碍与手机使用模式对大学生手机依赖的影响

胡荣婷，周志涵，张 斌，毛惠梨，彭 妤，熊思成

1.湖南中医药大学人文与管理学院心理系（中国长沙 410208）；

2.湖南食品药品职业技术学院（中国长沙 410208）；

3.长沙学院心理健康教育中心（中国长沙 410022）

信息化时代，手机过度使用已成为非常普遍的问题。截至2020年3月，中国手机网民规模达9.04亿，用户通过手机上网的比例达99.1%，手机已成为人们最常用的上网渠道之一［1］，大学生成为其中主要群体，手机为他们提供生活便利，满足其社会需求。但手机过度使用容易分散大学生的注意力，不仅影响学业成绩［2］，还可能引发一系列的健康问题，如视觉障碍、肌肉骨骼问题、耳痛、头痛、睡眠障碍等［3-5］。日益严重的手机使用问题促使我们思考，是什么因素在影响着大学生的手机使用。有研究者［6］对述情障碍与手机依赖之间的关系进行分析。然而，智能手机功能不断升级，不同的手机使用模式对大学生手机依赖产生重要影响，国内却鲜有研究深入探讨手机使用模式在述情障碍和手机依赖之间的作用及其机制。

述情障碍是个体难以识别和描述感觉，区分情绪状态和身体感觉的能力下降［7］。手机依赖是指过度沉迷于以手机为媒介的各种活动，对手机使用产生强烈、持续的渴求感与依赖感，影响生理、心理和社会功能［8］。述情障碍个体认知能力不足，在应对压力事件时存在困难［9］，容易产生焦虑、压力、抑郁等消极情绪［10］，情绪调节能力较弱的述情障碍个体常选择强迫性手机使用来进行补偿［11］，满足心理需求，进而形成对手机的过度依赖。

手机使用模式通常分为人际沟通、娱乐和信息寻求3种类型，它是影响手机依赖的关键因素［12］。手机娱乐指的是个体使用手机游戏、视频等娱乐功能进行消遣。研究［13］表明，手机使用的娱乐模式是手机依赖的重要预测因素。个体有消遣娱乐的需求，然而当其过度沉迷于手机游戏、视频等娱乐功能时，易形成对手机的病态依赖。另有研究［14］表明，述情障碍能显著预测手机的娱乐模式。述情障碍个体易产生负面情绪，手机的娱乐功能，如在线游戏和视频则可能成为缓解负面情绪的重要方式。补偿性媒介理论认为，不利的生活处境会激发个体上网的动机以补偿现实生活中未得到满足的心理需求［15］。述情障碍个体由于缺乏积极的情感意识和自我调控能力，内在需求无法得到满足，欲望受到抑制［16］，可能通过手机的娱乐功能进行补偿。

手机关系是指个体通过手机社交软件进行人际沟通以维持人际关系。Kaye［17］发现，个体寻求线上社交次数越多，其本身花费在网络上的时间就越多。Rosengren等［18］提出了“激活效应”的概念，即当一种媒介的使用量增加时，与此相关的活动也会增加。具体来说，当述情障碍个体使用手机社交频率较高时，将频繁检查回复，在等待过程中个体可能会选择游戏、网上冲浪等相关手机功能进行娱乐。且有研究［2］发现，线上交流无法取代面对面的交流，只会使孤独感更加严重；个体心理需求并没有被满足，因此其通过手机娱乐进行缓解的需求还是保持在一个较高的水平。即相比于低水平手机关系，在高水平手机关系下，个体对手机娱乐活动的需求可能会增强，较少受到述情障碍的影响。由此可以推测，手机关系可能是述情障碍和手机娱乐之间的一个调节变量。

为了解述情障碍对手机依赖的影响，以及手机娱乐和手机关系在其中的作用，并为大学生手机依赖的预防与干预提供理论支持，本研究对湖南省长沙市950名大学生进行了调查。

1 对象与方法

1.1 研究对象

采用方便抽样的方法选取被试，在湖南省3所不同的高校，以班级为单位发放问卷，共抽取950名大学生。共得到有效问卷912份（96.0%）。其中女生516名（56.6%），男生396名（43.4%）；大一年级学生469名（51.4%），大二年级学生161名（17.7%），大三年级学生164名（18.0%），大四年级学生118名（12.9%）；被试年龄为17～26 岁，平均年龄为（19.10±1.41） 岁。

1.2 方法

1.2.1 多伦多述情障碍量表［19］该量表共 20 个条目，其中 5个条目为反向计分。包含辨认情感困难、描述情感困难和外向性思维3个维度。采用1（很不同意）～ 5（很同意）级计分，得分越高表明个体述情障碍程度越高。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为 0.81，各维度的 Cronbach’sα系数为 0.73～0.79 。

1.2.2 手机依赖测验量表［20］中文版由张斌等［21］修订。该量表共 20 个条目，包括4个因子：突显性、耐受性和干扰其他活动、戒断症状、失去控制。采用 0（从不）～4（总是）级计分， 得分越高则表明个体手机成瘾程度越严重。本研究中，该量表的 Cronbach’sα系数为 0.88，各维度 Cronbach’sα为 0.81～0.86。

1.2.3 手机使用模式量表 根据Jiang等［12］编制的手机使用模式问卷改编形成，包括10个条目，用于测试每种模式的使用频率，包括手机关系（使用QQ、微信等进行沟通）、手机娱乐（使用手机进行游戏等）、电子商务（使用手机进行线上交易、购物等）、资讯搜索（使用手机进行搜索、浏览信息等）。采用0（极少）～4（总是）级计分，得分越高则表示该模式的使用频率越高。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.80，各维度的 Cronbach’sα系数为 0.71～0.78。验证性因子分析 结 果：χ2/df = 3.50，RMSEA = 0.05，GFI = 0.99，CFI = 0.95，NFI = 0.93，TLI = 0.88，IFI = 0.95。因此，该问卷具有良好的信度和效度。

1.3 统计学方法

采用SPSS 18.0进行描述性统计和相关分析。应用Hayes编制的SPSS宏Process程序进行中介效应模型检验。该SPSS 宏程序可以基于偏差校正百分位的Bootstrap法对多种有中介的调节以及有调节的中介模型进行验证。获取参数估计的稳健标准误和Bootstrap置信区间（95%CI）, 若95%CI不包含 0, 则表示结果有统计显著性。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

由于本研究中数据均由被试自我报告获得，因此先要进行共同方法偏差检验。采用Harman单因子检验［22］，共得到13个特征根大于1的因子，且第1个因子解释的变异为17.11%，远小于40%，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.2 述情障碍、手机使用模式、手机依赖的相关性分析

手机依赖与述情障碍呈显著正相关，手机使用模式之手机关系、电子商务、手机娱乐和资讯搜索均与手机依赖呈显著正相关（r 值分别为0.371、0.333、0.259、0.128，均 P＜0.001），手机娱乐和述情障碍呈显著正相关（r = 0.127, P＜0.001），手机使用模式之手机关系、资讯搜索、电子商务与述情障碍均无显著相关性。详见表1。

表1 述情障碍、手机使用模式、手机依赖的描述性统计及相关性分析

2.2 有调节的中介效应检验

根据中介效应分析的前提条件，仅将手机娱乐模式纳入中介效应分析。

根据温忠麟等［23］推荐的有调节的中介模型检验程序，采用Hayes［24］编制的SPSS宏程序的Model 4，先检验手机娱乐的中介效应，再检验变量的调节效应，并将所有分数进行标准化处理。性别和年龄可能会对手机依赖产生影响［25］，故本研究在后续分析中将性别和年龄作为控制变量。

中介效应检验结果显示：述情障碍对手机依赖的预测作用显著（β= 0.305，t = 9.674，P＜0.001）。放入中介变量手机娱乐后，述情障碍对手机依赖的预测作用依然显著（β= 0.272，t = 8.836，P＜0.001）；述情障碍对手机娱乐的正向预测作用显著（β= 0.131，t = 4.052，P＜0.001），手机娱乐对手机依赖的正向预测作用显著（β= 0.258，t = 8.216，P＜0.001）。同时，手机娱乐在述情障碍对手机依赖中介效应为0.034，其95%CI为0.017～0.056，不包含0。表明手机娱乐在述情障碍与手机依赖之间起部分中介作用。

然后，采用SPSS宏中的Model 7，在控制人口学变量的条件下对手机关系的调节作用进行检验。结果显示：将手机关系放入模型后，述情障碍与手机关系的交互项显著预测手机娱乐（β= -0.060，t = -2.111，P = 0.035）。说明手机关系在述情障碍与手机娱乐这一路径关系中起调节作用。详见表2。

表2 有调节的中介作用

进一步以手机关系得分高于平均数加1个标准差（M+1SD）为高分组（高手机关系水平），低于平均数减1个标准差（M-1SD）为低分组（低手机关系水平），通过简单斜率分析检验手机关系的调节作用。由图1可知，低手机关系水平的个体，述情障碍对手机娱乐具有显著的正向预测作用（simple slope = 0.38，t = 4.48，P＜0.001）；而 对于高手机关系水平的个体，述情障碍对手机娱乐的预测作用不显著（simple slope = 0.148，t = 1.815，P = 0.070）。表明随着手机关系水平的提高，述情障碍对手机娱乐的预测作用呈逐渐降低趋势。此外，在手机关系的3个水平上，手机娱乐在述情障碍与手机依赖关系中的中介效应也呈降低趋势。详见表3。

图1 手机关系在述情障碍与手机娱乐之间的调节作用

表3 在手机关系不同水平上的中介效应

3 讨论

本研究结果表明，述情障碍对手机依赖具有显著正向预测作用，这与前人研究结果［11］一致。Ha等［26］研究表明，手机依赖个体的述情障碍得分显著高于正常组。基于手机的匿名性、便利性和回避性，述情障碍个体可能通过使用手机进行沟通和娱乐调节情绪，影响手机依赖行为的发生。马斯洛的需要层次理论认为，个体普遍具有情感沟通交流、与他人建立亲密关系、产生归属感的需求。而述情障碍又被称之为“情感淡漠症”［27］，该特质的个体，难以与他人建立亲密关系，其心理需要难以被满足，可能借助手机设备补偿满足，从而影响手机依赖行为的发生。相关分析结果显示，所有手机使用模式均与手机依赖呈正相关，但只有手机娱乐模式与述情障碍呈显著正相关。相比于社交、网上交易、信息搜索，述情障碍个体更多使用手机进行娱乐。目前“手游热”成为一种非常普遍的现象，趣味性、便携性和可操作性强的手游深受大学生的青睐，在虚拟世界里，存在述情障碍的大学生可能以此应对压力和调节情绪。但是部分大学生难以控制手机娱乐的时间，在上课和休息期间玩游戏，影响其正常的学习、生活及身心健康发展。

将手机娱乐作为中介变量，考察述情障碍对大学生手机依赖的作用机制，结果显示，手机娱乐在述情障碍和手机依赖之间起部分中介作用。这表明述情障碍通过手机娱乐的使用模式对手机依赖产生影响。首先，述情障碍能显著预测手机娱乐的使用模式。述情障碍个体往往不能直接、深入地体验自身的情感，倾向于认为外界刺激是单调和缺乏生命力的，进而增加其无聊倾向。无聊倾向个体对刺激的事物有强烈的渴求，进一步诱发其可能沉浸在手机游戏娱乐中［28-29］。其次，与以往研究结果一致［12］，手机娱乐能显著预测大学生的手机依赖。补偿性媒介理论认为，个体根据需求是否被满足，选择是否继续使用媒介进行替代［15］。借助手机娱乐功能获取愉悦感的个体，在其心理需求即时得到满足时，会选择继续重复使用手机，从而增加了手机依赖的风险。由此可见，手机娱乐在大学生手机依赖的形成过程中起着重要作用，是述情障碍与手机依赖之间的“联结点”。

本研究发现，手机关系的使用模式在述情障碍和手机娱乐之间起调节作用。具体而言，在低手机关系水平下，述情障碍能显著正向预测大学生的手机娱乐；在高手机关系水平下，述情障碍对手机娱乐的预测作用不显著。与低手机关系水平相比，高手机关系水平个体的手机娱乐得分保持较高的水平。述情障碍个体现实沟通能力较差，处理人际关系时存在困难，处于低手机关系水平时，其情感交流的需求未能通过使用手机社交软件进行满足，影响情绪状态，因而可能更多地使用手机娱乐进行缓解。而高水平手机关系的个体，常常通过手机沟通交流功能寻求社交，无论其述情障碍水平的高低，其本身花费在网络上的时间较多［18］。激活效应理论认为，对手机关系有较高寻求的同时也会对与手机关系相关的娱乐功能产生强烈的渴求，从而其手机娱乐水平保持在较高的水平，较少受到述情障碍的影响。

综上所述，本研究建构了一个有调节的中介模型，探讨了手机使用模式在述情障碍和手机依赖之间的作用机制，对于手机依赖的预防和干预具有一定现实意义。对于述情障碍严重的个体，帮助其认识情绪特征、识别情绪类型、关注情感体验、增加情感训练，有助于降低述情障碍水平。手机娱乐功能作为手机依赖强有力的预测因素，大学生应对其保持谨慎态度。述情障碍水平较高的大学生，能够从手机娱乐功能中获得短暂的快乐和满足感，可暂时缓解其消极情绪，同时也会增加手机依赖的风险，进而对他们的身心健康及学业成绩带来不良影响。此外，个体过度依赖手机进行交流的同时，会增加对手机娱乐高度寻求的风险，因此大学生要尽可能地进行面对面的沟通，减少对手机社交软件的依赖。