大学新生手机依赖与自尊的交叉滞后分析及其性别效应

涂小莲 胡亚娟 蔡 清 张国华

（1温州医科大学仁济学院，温州 325035；2温州医科大学心理学系，温州 325035）

1 引言

近年来，伴随着智能手机的普及和移动互联网的快速发展，网民使用手机上网呈现常态化特征，手机上网的时长和频率进一步上升。与此同时，手机依赖（mobile phone dependence）问题在用户群体中变得越来越普遍（Billieux，2012）。在大学校园里，“低头族”“手机控”“触屏控”数量不断上升，产生了诸多消极影响 （刘红，王洪礼，2012；姜永志，白晓丽，2014a）。有调查发现，超过50%的大学生手机使用时间比预期的要长，没有手机会感觉失落、焦躁不安，过度使用手机还会影响睡眠 （刘红，王洪礼，2012）。大学新生对手机的依赖尤其明显。文书锋等人（2012）对部分大学新生的调查结果显示，手机已经成为大学新生上网的重要媒介，很大一部分大学新生存在过度上网、沉溺于手机游戏的问题。大学新生刚刚进入校园，对新的环境没有完全适应，新的人际关系还没有完全建立起来，因此经常通过手机与父母、中学同学保持联系，同时通过手机寻求归属和认同（姜永志，白晓丽，2014a）。

自尊作为心理健康与心理和谐的重要指标，是个体对自我能力和自我价值的评价性情感体验，也是个体适应社会文化环境的心理机制（姜永志，白晓丽，2014b）。此外，自尊作为一种重要的个人资源，能帮助个体缓冲焦虑，并影响个体的应对方式 （刘沛汝，姜永志，白晓丽，2014）。现有研究表明，自尊与手机依赖存在密切的关系。一方面，手机作为一种缓解压力、寻求认可、逃避现实的方式，很可能被低自尊个体过度使用甚至产生依赖（张锐，李婷婷，葛玲，徐勇，2016）。实证研究表明，低自尊者的手机使用水平更高，如打电话、发短信，希望通过手机来获得归属感或得到他人的认可，因此更有可能出现手机依赖（Walsh， White， Cox， ＆ Young， 2011；姜永志，白晓丽，2014b；祖静，张向葵，左恩玲，丁相玲，2016）。此外，自尊水平较低或对自我持负面看法的个体更可能寻求安慰，但他们通常以弄巧成拙（self-defeating）的方式来逃避消极的自我意识，比如不合理的手机使用（Leung，2008）。因此有学者认为，低自尊可能是问题性手机使用的风险因素之一（Billieux，Maurage， Lopez-Fernandez， Kuss， ＆ Griffiths，2015）。另一方面，虽然通过使用手机可以获得即刻的情感交流和慰藉，但是移动互联网络的即时性、开放性等特点容易使个体迷失自我认知，导致个体的消极自我概念和评估，长期过度使用手机还将对生理和心理健康产生负面影响 （Yang，Yen，Ko，Cheng，＆ Yen，2010）。研究表明，手机成瘾与焦虑、抑郁和睡眠不良相关显著（Chen et al.， 2017）；还有研究发现，过度使用手机可能导致个体心理和谐和自尊水平下降，而抑郁水平显著上升（刘沛汝，姜永志，白晓丽，2014；张雨晴，黄海，张亚梅，周春燕，李林，2018）。由此可见，手机依赖也可能是低自尊的重要预测变量。需要指出的是，上述研究大都是横断面研究，尚需纵向研究澄清自尊与手机依赖之间的因果关系和相互作用机制。

在现实生活中，手机使用具有显著的性别模式。男性主要用手机发信息、打电话、看视频、听歌和玩游戏，而女性主要使用手机的通信功能和社交网络服务（如发信息、微信等），手机是其维持和加强社会关系的工具 （Bianchi＆ Philip，2005；Lemish ＆Cohen， 2005；Chen et al.， 2017；刘沛汝，姜永志，白晓丽，2014）。但手机依赖是否也存在性别差异，现有的研究结果间存在较大差异。有研究发现，典型的手机依赖者可能是很早就开始使用手机的男性。他们对手机持积极态度，认为手机有助于职业发展和个人生活（Lemish＆ Cohen，2005），也更有可能出现问题性手机使用（Bianchi＆ Philip，2005）。也有研究者认为，女性更有可能使用手机并产生对手机的依赖（Walsh， White， Cox， ＆ Young， 2011）。 一般来说，男性更喜欢手机的实用功能，而女性则更可能对手机产生情感依赖（Augner＆ Hacker，2012）。还有研究发现，大学生手机依赖的性别差异不显著，性别与手机依赖倾向并无密切关系（刘红，王洪礼，2012；刘沛汝，姜永志，白晓丽，2014）。因此，有必要进一步探讨手机依赖的性别差异并澄清其与相关变量的关系。

综上所述，本研究选取刚入学的大学新生作为研究对象，采用纵向追踪研究设计，运用交叉滞后回归分析方法，考察大学新生手机依赖与自尊的关系及其性别效应。本研究结果可为大学新生手机依赖的预防干预以及自尊水平的提升提供理论依据，为更好地开展大学新生的心理健康教育提供实证资料，并有助于高校有效开展大学生手机使用的管理和引导工作。

2 对象与方法

2.1 研究对象

采用方便取样的方法选取某高校入学三个月的大学新生参加本研究。第一次测查时发放问卷380份，回收有效问卷347份，有效率91.3%。其中，男生157 人（45.24%），女生 186 人（53.60%），另有 4 人未报告性别。被试年龄在17～22岁之间，平均年龄为18.99 岁，标准差为 0.78。一年后进行第二次施测，部分被试因转专业、请假等原因流失，共追踪到有效被试302人。其中，男生151人（50%），女生 150人（49.7%），另有1人未报告性别。被试年龄在18～23岁之间，平均年龄为19.96岁，标准差为0.78。 采用方差分析检验流失被试与追踪被试在前测变量上是否存在差异。结果表明，流失被试与追踪被试在主要人口学变量（如性别和年龄）和所考察研究变量（即手机依赖、自尊）上均不存在显著差异（ps＞0.05）。

2.2 研究工具

2.2.1 大学生手机成瘾倾向量表

该量表由熊婕等人（2012）编制，包括戒断症状、突显行为、社交抚慰和心境改变四个维度。量表由16个条目组成，采用Likert 5点计分方式。量表总分越高，表明手机依赖倾向的程度越严重。本研究中，两次测量的总量表的内部一致性系数Cronbach α 值分别为 0.85 和 0.83。

2.2.2 Rosenberg 自尊量表

该量表包含10个题目，采用4级评分，总分越高表明自尊水平越高。本研究中，两次测量的该量表的内部一致性系数 Cronbach α值分别为 0.90和0.88。

2.3 施测程序和数据处理

以班级为单位进行团体施测，填写完成后立即回收。采用SPSS 17.0录入和分析数据，进行描述性统计、重复测量方差分析、相关分析和交叉滞后回归分析。

2.4 共同方法偏差的控制

本研究采用匿名的方式（只写学号，不署姓名）进行问卷调查，在问卷当中设置了反向题，并通过前后两次测量平衡问卷顺序，避免由问卷测试顺序带来的影响。与此同时，采用Harman单因素检验法（Podsakoff， MacKenzie， Lee， ＆ Podsakoff， 2003）对共同方法偏差进行检验。结果表明，未旋转情况下共提取出12个主成分，第一个主成分解释了总方差变异的19.76%，低于40%的临界值，因此可以认为本研究不存在明显的共同方法偏差。

3 结果

3.1 大学新生手机依赖和自尊的现状及发展

首先以被试两次测量中的手机依赖问卷总分为因变量，以测查时间（前测、后测）为被试内因素，以性别为被试间因素，进行重复测量方差分析。结果发现，手机依赖的时间主效应不显著；性别主效应显著，女生的手机依赖分数显著高于男生，F（1，299）＝4.19，p＜0.05，η2＝0.014；时间和性别的交互作用不显著。然后以被试两次测量中的自尊为因变量，以测查时间（前测、后测）为被试内因素，以性别为被试间因素，进行重复测量方差分析。结果发现，自尊的时间主效应、性别主效应以及时间和性别的交互作用均不显著。

结合表1的数据来看，总的来说，大学新生的手机依赖水平较低，自尊水平较高。经过一年的时间，大学新生的手机依赖和自尊水平均稍有下降，但差异不显著。两次测量中，男生的手机依赖水平均显著低于女生。前测时男生的自尊分数稍高于女生，但后测时女生的自尊分数稍高于男生，两次测量中自尊水平不存在显著的性别差异。

3.2 手机依赖与自尊的相关分析

表1 两次测量的手机依赖和自尊的平均数及标准差（n＝302）

两次测量的手机依赖与自尊的相关分析结果见表2。结果表明，前、后测手机依赖之间的相关系数为 0.42（p＜0.01）；前、后测自尊之间的相关系数为0.47（p＜0.01）。 以上表明，大学新生的手机依赖和社会适应在追踪研究期间表现出一定的稳定性和连续性。此外，两次测量的手机依赖和自尊均为显著负相关，相关系数分别为-0.15 和-0.23（ps＜0.01）。这说明大学新生的手机依赖水平越高，自尊水平越低。

表2 两次测量的手机依赖和自尊的相关分析（n＝302）

3.3 手机依赖与自尊的交叉滞后分析

在相关分析的基础上，进一步运用交叉滞后回归分析方法探讨手机依赖与自尊之间的因果关系。采用Enter法进行二元回归分析，图1中对角线处的数据为偏回归系数β，实线表示回归系数显著，虚线表示不显著。控制T1手机依赖后，T1自尊对T2手机依赖的预测作用不显著。控制T1自尊后，T1手机依赖对 T2 自尊预测作用显著（β＝-0.13，p＜0.05）。这表明，在大学新生手机依赖与自尊的关系中，在一定程度上是手机依赖影响其自尊。

重复测量方差分析发现，手机依赖存在显著的性别差异，手机依赖与自尊之间的因果关系也可能存在性别效应。因此，接下来分别使用男生和女生的数据进行手机依赖与自尊的交叉滞后回归分析，结果见图2和图3。从图2可知，女生的手机依赖和自尊的相互预测作用均不显著。图3表明，男生的手机依赖 T1 对自尊 T2 的负向预测显著 （β＝-0.23，p＜0.01）。由此可见，大学新生的手机依赖与自尊之间的因果关系存在显著的性别效应。

4 讨论

4.1 大学新生的手机依赖和自尊的发展

本研究通过对大学新生进行为期一年的追踪研究，发现大学新生的手机依赖总体水平较低。在两次测量中，手机依赖程度稍有下降，但差异不显著。这说明大学新生的手机依赖倾向保持了一定的稳定性。两次测量中，女生的手机依赖分数均显著高于男生。这与以往的手机依赖研究结果一致（Walsh，White， Cox， ＆ Young， 2011； Augner ＆ Hacker，2012）。前已述及，女性喜欢使用手机的通信功能和社交网络服务，这些手机应用最有可能导致问题性手机使用（Roberts，Yaya，＆ Manolis，2014）。虽然女性大学生的手机使用模式和手机使用动机在于获得情感性支持和网络社会支持，但过度使用可能加重其手机依赖倾向（姜永志，白晓丽，2014a）。男性和女性的手机成瘾状况存在差异，其背后的机制值得关注。

本研究发现，大学新生的自尊水平较高。经过一年的时间，大学新生的自尊水平稍有下降，但差异不显著。这说明大学新生的自尊水平保持了一定的稳定性。这与以往的横断研究结果相似（张丽华，宋芳，2008）。以往研究发现，大学生对自我价值的评价和接纳虽然仍处于发展和完善的状态，但自尊总体发展水平已经比较稳定（张丽华，宋芳，2008）。此外，两次测量中大学新生的自尊水平不存在显著的性别差异，这说明性别作为个体固有的因素与自尊的发展并不具有密切的关联。

4.2 大学新生手机依赖与自尊的关系及其性别效应

以往研究表明，低自尊通常与一系列的心理行为问题相联系，其中包括问题性手机使用（Yang，Yen， Ko，Cheng， ＆ Yen， 2010）。 本研究发现，手机依赖与自尊显著负相关。这与以往的横断研究结果一致（祖静，张向葵，左恩玲，丁相玲，2016；丁娜妮，涂小莲，沈怡佳，张国华，2017）。交叉滞后回归分析发现，初测的手机依赖对一年后的自尊具有显著的负向预测作用。这表明在入学时手机依赖的程度越高，今后自尊水平就下降越快。因此，大学新生迫切需要学会合理使用手机，降低手机依赖程度，提升人际交往、学习和生活效率，以获得更好的成长和社会适应（金国敏，张国华，罗献明，2017），通过不断增强对自我能力和自我价值的积极评价，来提高自尊水平。

进一步的分析表明，大学新生的手机依赖与自尊之间的因果关系存在显著的性别效应。男性大学新生的手机依赖对自尊具有显著的负向预测作用，而女生的手机依赖与自尊之间的相互预测作用均不显著。这说明虽然女性大学新生手机依赖分数更高，手机使用可能也更多，但男性大学新生的手机依赖对自尊的消极影响更为明显。这一结果值得关注。前已述及，男生和女生使用手机的目的和动机有所不同 （Lemish ＆ Cohen， 2005； Bianchi＆ Philip，2005； Toda， Monden， Kubo， ＆ Morimoto， 2006；Hong，Chiu，＆ Huang，2012）。虽然女生获得情感性支持和网络社会支持的手机使用动机更可能加重手机依赖倾向（姜永志，白晓丽，2014a），但却也因此获得了较多的心理和情感支持，这反而降低了其对自尊产生消极影响的可能性。而男生更倾向于从手机移动互联网中获得工具性支持，手机使用不但无法提升其对个体自我价值和自我能力的积极情感体验，反而会扰乱其正常的生活（如人际关系疏离、学业成绩下降），导致其自尊的下降。

4.3 不足与展望

本研究还存在一些不足之处。首先，以往研究表明手机依赖和自尊会受到来自同伴、重要他人、班级和学校环境等因素的影响，本研究并未很好地控制上述变量；其次，本研究被试为方便取样，基于被试的自我报告来获得研究数据。今后研究需要增强对大学新生手机使用行为的关注，尤其是手机依赖对男生的消极影响。另外，有研究表明团体心理训练可显著降低手机依赖高中生的手机依赖水平，并显著提高其自尊水平（张锐，李婷婷，葛玲，徐勇，2016）。未来需要分别制定针对男性和女性大学生的预防和干预方案，引导新生养成正确使用手机的良好习惯，提高大学新生的自尊水平。

5 结论

两次测量中，女生的手机依赖分数均显著高于男生；两次测量的手机依赖与自尊均为显著负相关；交叉滞后回归分析表明，手机依赖是自尊的预测变量。进一步分析发现，大学新生的手机依赖与自尊之间的关系存在显著的性别效应。男生的手机依赖对自尊具有显著的负向预测作用，而女生的手机依赖与自尊之间的相互预测作用均不显著。