大学生手机依赖与孤独感的关系：有调节的中介*

张建育，朱月晶，廖子龙，廖秀红

(赣南师范大学 a.教育科学学院;b.党委(校长)办公室，江西 赣州 341000)

一、问题提出

随着科技的进步和发展，智能手机正在深刻地改变着人们的生活方式，根据中国互联网络信息中心在第48次《中国互联网络发展状况统计报告》数据统计显示，截至 2021 年8月，我国网民规模达10.11 亿，占全球网民的五分之一；互联网普及率达71.6%，高于全球平均水平。[1]手机已经成为大学生学习与生活中不可或缺的工具。手机依赖性使用正在不知不觉地影响着心智发育尚未完全成熟的大学生，甚至对他们的生活方式、行为习惯、健康状况都产生了重要影响。已有研究发现，智能手机病态使用所导致的手机依赖现象已经对大学生的学习生活造成了不利影响。[2]手机依赖，又称为手机使用障碍、手机成瘾、问题性手机使用，是指个体对手机的过度使用，且对手机使用无法控制，由此给个体带来社会功能受损及明显的心理、行为问题的现象。[3]个体手机依赖严重时会影响其心理适应，往往表现出孤独感强，消磨时间、逃避等。[4]也有研究发现，过度使用手机可能导致个体自尊水平下降，抑郁水平显著上升。[5]大学生对手机的依赖程度愈演愈烈，手机依赖者所占的比率在增加。[6-7]由于大学生拥有更宽裕的时间以及智能手机的普及与功能的强化，对没有自制力的大学生来说，手机依赖程度不断增加。习近平总书记对当代青年了寄予厚望，应遵循他的青年观，引导大学生珍惜现有的时间，在有限的时间内做到合理利用时间，尽早摆脱过度使用手机给他们带来的消极影响。因此探讨大学生手机依赖的影响因素及作用机制对改善大学生手机依赖行为，提升其学习和生活质量具有重要意义。

班杜拉的三元交互决定论指出，个人、环境和行为三者之间是相互作用的。可以推测，大学生的手机依赖行为可能受到个人和环境因素的影响。众多研究结果表明，孤独感被认为是手机依赖形成的一个重要的人格影响因素。孤独感是个体对当前所处环境适应不良导致与他人产生距离感的一种心理上的孤立无援的不良情绪体验。[8]大学生正面临着繁重的学业压力和人际关系等问题，如果不能处理好这些问题，容易产生不良情绪及相关适应性问题，如孤独感。这种心理不适感使大学生容易通过其他媒介减轻自己的孤独感，于是手机便成了大学生排解孤独与逃避问题的首选工具。目前孤独感与手机依赖的关系有不一致的研究结果，[9]多数研究显示孤独感与手机依赖呈显著性正相关，即孤独水平越强,手机依赖程度越高，也有研究显示孤独感与手机依赖呈显著性负相关，还有研究认为两者之间相关不显著或可能存在U形关系。根据网络补偿性理论，当个体在现实生活中处于一种消极状况时,可能会趋向于使用网络或智能手机与他人交流从而获取所需的外界信息以达到缓解个体自身心理痛苦与孤独感的目的。[10]因此本研究提出假设H1：孤独感能够显著正向预测大学生手机依赖。

自尊是手机依赖形成的另一人格影响因素，是心理健康的保护性因子。自尊是个体对自我价值的评价，即对自我重要性的心理体验，[11]属于自我的情感成分。自尊的社会计量论认为，自尊是个体与他人人际关系好坏的主观度量。已有调查数据显示，个体的自尊与人际关系显著，[12-13]孤独感水平高的个体呈现出较低的自尊水平，孤独感会影响个体自尊的形成 。也有研究发现，低自尊是导致手机依赖的重要因素，[14]个体的手机依赖与自尊水平呈显著负相关，[15]高自尊的个体不容易形成手机依赖，自尊是心理健康与心理和谐的重要指标。[16]自尊也常被作为一个中介变量进行考察。[5,17]如前所述，孤独感会影响自尊，自尊又影响着个体的手机依赖，即自尊在孤独感与手机依赖之间起着“桥梁”作用。由此，提出假设H2:自尊在孤独感与手机依赖间起中介作用。

根据个体—环境交互作用理论，手机依赖的发生是环境因素与个体因素相互作用的结果，社会支持是其中的一个环境因素。社会支持作为积极的保护性因子，社会化良好的个体获得更好的社会支持，进而提升个体的自尊和主观幸福感，减少孤独感等消极情感。[18]根据“穷者变富模型”，在现实社会中缺乏社会支持的个体为了寻求更多的社会支持，会求助于手机虚拟网络，这种从虚拟空间获得的心理满足感又反过来进一步增强了他们的手机依赖，[19]从而危害个体的心理健康。这个理论从个体能否获得社会支持来反映孤独感与手机依赖的关系。在以大学生为被试的研究中发现，社会支持对手机依赖具有显著的负向预测作用，社会支持水平高的个体，会表现出更少的手机依赖行为。此外，友伴的支持会对大学生自尊产生积极作用，这种积极作用能够促使大学生正向评价自身能力，从而提高其自尊水平。[20-21]自尊和社会支持均能显著负向预测手机依赖，手机依赖行为可能受社会支持的影响。因此，在自尊做中介的路径中，社会支持可能会起调节作用，即社会支持与自尊的交互作用会影响大学生的手机依赖行为，自尊对手机依赖的作用强度会因社会支持程度的不同而发生变化。基于此，本研究提出假设H3: 自尊在孤独感与手机依赖之间存在中介作用，同时受到社会支持的调节作用。

因此，本研究将探讨手机依赖与孤独感的关系，同时考虑自尊的中介作用和社会支持的调节作用，以期对手机依赖与孤独感的关系及内部作用机制有更深入的了解。研究模型如图1所示。

图1 本研究的假设模型

二、研究方法

(一)对象

采用整群取样法，在江西省抽取两所高校以班级为单位进行问卷施测。共发放1 232份调查问卷，回收有效问卷1 145份，问卷有效率92.94%。研究对象年龄在17岁～23岁，其中男生470人(41.05%)， 女生675人(58.95%)；大一364人(31.79%)，大二386人(33.71%)，大三395人(34.50%)。

(二)研究工具

1.大学生手机成瘾倾向量表

大学生手机成瘾倾向量表由熊婕、周宗奎等人编制，[22]该量表包括戒断症状、突显行为、社交抚慰以及心境改变四个维度。量表共有16个条目，量表采用5点计分，1表示非常不符合，5表示非常符合。得分越低，手机成瘾倾向越低。总分≥48分则被认定为有手机成瘾倾向。在本研究中该量表的α系数为0.90，四个因素的α系数在0.65～0.84之间。

2.UCLA孤独量表

采用由Russell等人编制修订UCLA孤独量表(第三版)，[23]284-287该量表包含20个条目，其中正向计分的有11个条目，反向计分的有9个条目，量表采用4点计分，量表总分越高说明孤独感越强，总分≥45分表示高度孤独。该量表具有良好的信度和效度，在本研究中该量表的α系数为0.86。

3.自尊量表

自尊量表[23]127-131由Rosenberg在1965年编制的，共有10个条目组成，其中5个正向计分条目和5个反向计分条目，每个条目采用4点计分，从“很不符合”到“非常符合”，量表部分在10分～40分之间，分值越高，表示自尊程度越高。在本研究中该量表的α系数为0.80。

4.社会支持评定量表

采用肖水源编制的社会支持评定量表，[23]318-320该量表共有10个条目，包括客观支持、主观支持和对社会支持的利用度3个维度。该量表在本研究中的α系数为0.82。

(三)统计处理

本研究使用SPSS23.0软件对所搜集的数据进行描述统计分析，双变量相关分析，通过在SPSS里面安装插件PROCESS3.4，对数据进行了中介效应及调节效应分析。

三、结果与分析

(一)共同方法偏差检验

本研究采用自评问卷进行调查，自评问卷可能会出现共同方法偏差，故需要对条目进行共同方法偏差检验。本研究对被试采用同一指导语统一匿名施测、部分条目反向计分等进行程序控制。同时采用SPSS软件的Harman单因素法进行统计控制，对所有条目做未旋转的主成分因素分析。结果显示，因子分析特征值大于1的有11个，第一个公因子解释的变异量为16.93%，小于40%的临界标准，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。

(二)各变量的相关分析

各变量相关分析结果见表1。结果显示：孤独感、手机依赖分别与社会支持、自尊呈显著负相关，手机依赖与孤独感、自尊与社会支持之间均呈显著性正相关。

表1 各变量的相关分析

(三)社会支持与手机依赖的关系：有调节的中介效应检验

本研究采用Hayes、温忠麟和叶宝娟等[24-25]的研究方法，使用偏差校正的百分位Bootstrap法对有调节的中介模型进行检验。首先，使用SPSS程序PROCESS模型4，对自尊在孤独感与手机依赖的中介效应进行检验，见表2。在控制了性别变量后，孤独感显著正向预测手机依赖，c=0.48，SE=0.04，p<0.001；孤独感能显著负向预测自尊，a=-0.26，SE=0.01，p<0.001；孤独感与自尊同时放入回归议程，孤独感仍然能够显著正向预测手机依赖，c′=0.38,SE=0.05，p<0.001；自尊显著负向预测手机依赖，b=-0.38，SE=0.09，p<0.001。间接效应ab=0.10，BootSE=0.03远远低于其95%的置信区间[0.05,0.15]，说明自尊在孤独感与手机依赖之间的中介效应显著，占总比ab/(ab+c′)=20.71%。

表2 社会支持对手机依赖的有调节的中介效应检验

接下来检验孤独感对手机依赖的直接效应是否受到社会支持的调节。应用SPSS程序PROCESS模型59对数据做有调节的中介作用检验。结果显示，孤独感对手机依赖的影响显著(β=0.39，t=13.20，p<0.001)。在控制性别变量后，孤独感显著负向影响自尊(β=-0.52，t=-20.80，p<0.001)，孤独感对手机依赖的影响显著，但对应的效应值变小(β=0.32，t=9.35，p<0.001)，自尊显著负向影响手机依赖(β=-0.14，t=-4.43，p<0.001)，自尊与社会支持的交互项显著负向影响手机依赖(β=-0.08，t=-2.33，p<0.05)。这说明孤独感通过自尊对手机依赖的中介作用的后半路径受到社会支持的调节。

为更清楚地解释社会支持在自尊与手机依赖之间的调节作用，将社会支持按均值加减一个标准差进行高低分组，并做简单斜率检验，见图2。结果表明，低社会支持者的自尊对手机依赖的负向预测作用显著(βsimple=-0.22，t=-5.58，p<0.001)，高社会支持者的自尊对手机依赖的负向预测作用显著，且与低社会支持者相比，其负向预测作用更加明显(βsimple=-0.37，t=-8.89，p<0.001)。综合以上结果可知，孤独感通过自尊对手机依赖产生影响的中介作用受到社会支持的调节。

图2 社会支持在自尊和手机依赖中的调节作用图

四、讨论

本研究探讨了孤独感与手机依赖的关系及其内在作用机制。研究结果显示，孤独感、自尊、社会支持和手机依赖构成了一个有中介的调节模型。孤独感不仅与手机依赖有直接关系，而且会通过自尊这个中介产生间接影响，且这个中介还受到社会支持的调节。

(一)孤独感与手机依赖的关系

本研究结果显示，孤独感与手机依赖存在显著正相关的关系，孤独感水平越高，其手机依赖程度越高，这与多数研究结果一致。[9]根据补偿性网络使用理论的观点，当人们在现实中遇到心理问题，可能会借助网络或手机来逃避现实。[10]孤独感水平高的个体由于缺乏良好的人际关系和社会支持，通过使用手机以获得更多社会支持，从而缓解孤独、焦虑等负面情绪。智能手机的强大功能及便捷性能够很好地满足个体需要。自我调节缺陷模型认为，有孤独感的个体可能更缺乏自我调节能力，即自控能力不足，从而更容易形成手机依赖。[26]手机能够减少个体孤独所引起的焦虑，因此个体就可能会更多地使用手机，增加手机依赖的程度，形成恶性循环。本研究数据证实了研究假设1，孤独感正向显著影响手机依赖，这也与已有研究结果一致，[27-28]说明孤独感与手机依赖关系密切。

(二)自尊的中介效应

本研究结果支持了中介作用假设，自尊对孤独感与手机依赖关系起部分中介作用，其中中介效应在总效应的占比为20.71%。一方面，孤独感和自尊均能直接影响手机依赖，孤独感正向显著影响手机依赖，自尊负向显著影响手机依赖。自尊与孤独感、自尊与手机依赖之间均存在显著负相关的关系。这与已有研究结果一致。[29-30]孤独感越低，自尊水平越高；自尊水平越高，手机依赖程度越低。低自尊个体为避免直接交流出现的错误而影响个人自尊，更愿意使用手机与人交流，这样就容易形成手机依赖。[31]另一方面，孤独感还通过自尊间接地影响个体的手机依赖，即孤独感水平相同的情况下，手机依赖程度会因自尊水平的不同而不同。孤独感高的个体往往表现为追求完美，悲观的归因方式，低自尊等特点。低自尊个体对自己缺乏自信，对自己赋予较低的价值，[32]在情绪上也表现出焦虑、悲伤、沮丧等消极情绪，遇到困难采取逃避的消极应对方式。因此低自尊个体更倾向于借助手机到虚拟世界里寻求个人的价值，逃避消极情绪体验，自制力不强的个体就容易形成手机依赖。[33]因此，对于孤独感水平高的个体可以通过提高其自尊水平来预防和改善手机依赖程度。

(三)社会支持的调节作用

本研究发现，社会支持在提高个体自尊，减少个体手机依赖等方面有积极的调节作用。具体来说，高社会支持水平增加自尊对手机依赖的预测作用，低社会支持水平减弱自尊对手机依赖的预测作用。社会支持与手机依赖呈显著性负相关，个体得到的社会支持越少，手机依赖程度越高，主观幸福感越低。[34]根据班杜拉的三元交互决定论，个体的手机依赖行为会受到个体和外部环境的影响。个体所得到的社会支持的多少会影响个体自尊。个体在主观上被支持理解，更能从积极方面去解决问题，进而提高个体的自尊水平，这说明高社会支持通过提高个体自尊水平来减少对手机的依赖程度。个体获得的社会支持越低，其自尊水平也低，个体就越可能通过手机来获得网络社会支持以提高自尊水平，手机依赖的程度也由此增加。[35]因此，自尊对手机依赖的预测作用会随个体社会支持水平的增加而更显著。

以上研究结果表明，孤独感正向预测手机依赖，自尊负向预测手机依赖，自尊在孤独感对手机依赖的影响中起部分中介作用，自尊对手机依赖的影响受到社会支持的调节。因此，孤独感、自尊、社会支持对手机依赖有重要影响，学校和家庭要给大学生提供更多的社会支持，以减少孤独感，提高自尊水平，从而降低大学生对手机依赖的程度。

五、结论

1.手机依赖、孤独感、自尊、社会支持之间呈显著性相关。

2.自尊在孤独感与手机依赖关系间起着部分中介作用。

3.自尊的中介效应受到社会支持的调节，自尊对手机依赖的负向预测作用随个体社会支持水平的提升而增加。