医学生自尊、情绪调节自我效能感对手机成瘾的影响

刘慧瀛 吉思思 杨静怡

(郑州大学 教育学院，河南 郑州 450001)

第47次中国互联网络发展状况统计报告显示，截至2020年12月，我国手机网民规模为9.86亿，使用手机上网的比例高达99.7%，有着更高的手机成瘾风险[1]。手机上网为人们带来娱乐和便捷生活的同时，也引发了一个社会问题——手机成瘾，并因过度使用手机而造成了生理或心理的不适感[2]。众多研究表明，手机成瘾会产生一系列的不良后果，包括学习成绩下降、焦虑、抑郁、失眠等[3-5]。医学生学习内容复杂繁多，需要投入较多的时间与精力，晚上他们可能会通过玩手机进行自我补偿以缓解学习压力，手机成瘾率更高[6]，因此研究医学生手机成瘾及其作用过程具有重要意义。

自尊指个体对自身能力或价值的整体认知和判断[7]。自尊是自我概念的一部分，它不仅能促进个体的心理发展，还会影响个体的行为表现[8]，与手机成瘾显著负相关[9]。Davis的“认知—行为模型”认为，非适应性认知是导致手机成瘾的重要原因，而低自尊是一种典型的非适应性认知[10]。低自尊者自我评价低，社交体验及归属感差[9]，手机网络的匿名性、虚拟性等特点可以给低自尊者提供一个安全的、重新获得他人积极评价的机会[11]。因此，他们可能会在网络上花费大量的时间，最终导致手机成瘾。综上，本研究假设医学生自尊显著负向预测手机成瘾。

此外，探究变量之间的作用过程(中介效应)有助于加深对问题的认识。情绪调节自我效能感指个体管理自身情绪状态的一种自信程度，有助于提高主观幸福感，促进心理健康[12]。一方面，高情绪调节自我效能感个体能够有效地管理自身的消极情绪，通过更健康的方式转移注意力，减少不良行为的发生[13]；而低情绪调节自我效能感个体更容易采取退缩和逃避等消极应对方式，且网络控制效能感较低[14]，可能会通过手机网络来逃避生活、学习压力，最终形成手机成瘾[15]。另一方面，自尊是个体基于自身能力和价值的总体评价，这种评价会影响个体的情绪调节信心[16]，与情绪调节自我效能感显著正相关[17]。综上，本研究假设情绪调节自我效能感在自尊与手机成瘾间起中介作用。

综上所述，本研究旨在研究：(1)医学生自尊与手机成瘾的关系；(2)情绪调节自我效能感是否在自尊与手机成瘾间起显著的中介作用。

1 资料来源与方法

1.1 研究对象

研究对象为河南省某高校的医学生，共收回1 380份问卷调查。其中男生587人，女生793人；城镇654人，农村719人，7人缺失；独生子女319人，非独生子女1 054人，7人缺失；年龄范围为15-29岁，平均年龄为(22.00±4.86)岁。

1.2 研究工具

1.2.1 自尊量表(Self-esteem Scale，SES)

此量表为Rosenberg自尊量表中文版[18]，共10个题目，采用4级评分，从1-4代表“很不符合”—“非常符合”，得分越高表明个体自尊水平越高。在本研究中，此量表的Cronbach’s α系数为0.73。

1.2.2 情绪调节自我效能感量表(Regulatory Emotional Self-efficacy Scale, RES)

此量表是由Caprara等人[19]修订，中文版由张萍等人验证具有良好的信度和效度[20]。共12个题目，采用5级评分，从1—5代表“完全不符”—“完全符合”，包含表达积极情绪、管理沮丧痛苦情绪、管理生气易怒情绪3个维度，得分越高表明个体情绪调节自我效能感越高。在本研究中，此问卷的Cronbach’s α系数为0.92。

1.2.3 大学生手机成瘾倾向量表(Mobile Phone Addiction Tendency Scale，MPATS)

该量表由熊婕等人[21]编制，共16个题目，采用5级评分，从1—5代表“非常不符”—“非常符合”，包含戒断症状、突显行为、社交抚慰、心境改变4个维度，总分在16—80分之间，总分大于等于48分表明个体存在手机成瘾，得分越高表明个体手机成瘾倾向越严重。在本研究中，此量表的Cronbach’s α系数为0.91。

1.3 统计学方法

使用SPSS 20.0和AMOS 23.0对数据进行统计分析。使用皮尔逊积差相关分析各变量之间的相关关系；使用PROCESS插件检验情绪调节自我效能感在自尊与手机成瘾间的中介作用；在AMOS 23.0中建立结构方程模型检验中介模型的拟合程度。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验[22]，结果显示，有6个因子的特征根大于1，未旋转得到的第1个因子可解释27.72%的变异量，小于40%的临界值，因此本研究的数据不存在严重的共同方法偏差。

2.2 医学生手机成瘾检出率

医学生手机成瘾得分为36.57±11.04分，1 380名医学生中256人存在手机成瘾，检出率为18.55%，其中戒断症状(15.13±4.67)最为明显。256名手机成瘾检出者中男124人，检出率为21.12%，女132人，检出率为16.65%，男女在戒断症状上存在显著差异(t=-3.15，P<0.01)。

2.3 各变量描述统计及相关矩阵

相关分析结果显示(见表1)，自尊与情绪调节自我效能感总分及其各维度均两两显著正相关(p<0.001)，自尊与手机成瘾总分及其各维度均两两显著负相关(p<0.001)，情绪调节自我效能感总分及其各维度均与手机成瘾总分及其各维度均两两显著负相关(p<0.001)。

表1 各变量描述统计及相关矩阵

2.4 自尊与手机成瘾之间的中介效应检验

采用SPSS20.0软件的 PROCESS插件，以自尊为自变量，情绪调节自我效能感为中介变量，手机成瘾为因变量，检验情绪调节自我效能感在自尊与手机成瘾间的中介作用。结果表明，自尊显著负向预测手机成瘾(β=-0.29，t=-10.66，P<0.001)，自尊显著正向预测情绪调节自我效能感(β=0.45，t=18.80，P<0.001)，情绪调节自我效能感显著负向预测手机成瘾(β=-0.22，t=-8.00，P<0.001)。因此，情绪调节自我效能感在自尊与手机成瘾间起部分中介作用，中介效应(-0.10)占总效应(-0.39)的25.28%(见表2)。

表2 情绪调节自我效能感在自尊与手机成瘾之间的中介效应检验

为进一步检验该中介模型，以自尊为自变量，情绪调节自我效能感为中介变量，手机成瘾为因变量，在AMOS 23.0中建立结构方程模型。结果显示，χ2=13.056，χ2/df=1.306，RMSEA=0.015，GFI=0.998，NFI=0.998，CFI=0.999，因此，“自尊—情绪调节自我效能感—手机成瘾”这一中介作用模型拟合良好(见图1)。

图1 自尊、情绪调节自我效能感与手机成瘾关系的结构方程模型

3 讨论

本研究结果显示，医学生手机成瘾检出率为18.55%，略高于聂光辉等人[23]调查所得的广西某医学院校学生手机成瘾检出率(16.28%)。医学生自尊显著负向预测手机成瘾，即自尊水平越低，手机成瘾倾向越高。这与以往研究结果一致[24]，可以用自尊的社会计量器理论来解释[25]。该理论认为，个体会根据自尊来评价自己的社会关系，低自尊者感觉自己难以融入群体、不被他人所接纳，归属需求得不到满足，这会导致他们对人际拒绝更为敏感，产生社交焦虑，而手机是既安全又能满足个体社交需求的渠道，个体长期用手机来满足社交需求会增加手机成瘾的风险[25,26]。其次，高自尊个体能够客观地看待自己的价值，理性地作出判断，有信心解决生活中遇到的问题，自我控制与自我管理能力较好，能够合理分配手机使用时间与工作学习时间，不会过度依赖手机，手机成瘾的可能性较低[24]。而低自尊个体较为自卑，害怕人际拒绝，倾向于采取逃避、内疚、幻想等不成熟的应对方式[27]。手机社交的环境更加隐蔽安全，个体不用与他人面对面地交流，且有了更多思考和缓冲的时间，降低了被拒绝的几率，因此手机成为了低自尊者消极应对方式的实现渠道[26，27]。最后，低自尊者对他人的评价十分敏感，害怕被他人否定但又想得到社会支持，这使得低自尊者密切关注他人的评价，易产生错失恐惧，即因担心错过他人信息而产生的一种弥散性焦虑。他们会不断地浏览各类消息以期不错过任何精彩内容，想要与他人保持及时的线上联系，如此长时间的手机网络使用会增加手机成瘾的风险[28]。

中介效应检验表明，情绪调节自我效能感在自尊与手机成瘾间起显著的中介作用。自尊显著正向预测情绪调节自我效能感，与以往研究结果一致[29]。自尊是个体对自我价值的总体评价，是个体看待和评估自身能力的“镜头”，有助于跨越领域，为个体提供在大多数领域中所需的信心。因此，情绪调节自我效能感的发展受到自尊的影响[16]。低自尊者对未来持消极预期，情绪调节的成功经历少，而成功经历是个体提高自我效能感的直接来源，因此他们的情绪调节自我效能感较低[30]。另外，情绪调节自我效能感显著负向预测手机成瘾，与以往研究结果一致[31]。情绪调节自我效能感低的个体适应性差，常常不敢表露自己的快乐，难以宣泄和调节消极情绪，易产生挫败感，可能会私下奖励或补偿自己，例如玩游戏、看电视剧、浏览网页等，增加了手机成瘾的可能性[31]。