大學新生生活滿意度與心理健康的關系：有調節的中介模型*

王艷紅 陸亞男

(仰恩大學心理健康咨詢中心，福建 泉州 362014)

1 概述

大學新生正處于由青少年向成年轉變的階段，他們剛剛離開父母和熟悉的環境，開始獨立面對全新的學習生活環境、人際環境等，在一定程度上影響他們的生活狀態。生活滿意度是主觀幸福感的重要組成部分，是個體根據自身設定的標準對自己生活狀態產生的主觀體驗和認知評價，也是衡量個體生活質量的一個綜合性心理指標[1]。生活滿意度作為一種認知成分，是衡量心理健康的關鍵因素和重要指標[2]。生活滿意度的高低在一定程度上說明了個體的心理健康程度[3]。因此，生活滿意度對大學生心理健康會產生重要影響。

徐倩倩等人研究表明，生活滿意度對手機依賴具有預測作用。手機依賴被定義為個體由于各種原因引起的過度使用手機而導致其生理或心理上出現不適應以及社會功能明顯受損的癡迷狀態[4]。作為社會中一個重要而又特殊的群體，大學生正處于社會和情感發展的關鍵時期[5]，也成為使用手機的主力軍，他們都處于手機依賴高發的重要年齡。以往研究也有表明，手機依賴傾向較高的個體常表現出明顯的焦慮情緒和抑郁癥狀[6]。據此，我們提出假設1：手機依賴在大學生生活滿意度與心理健康之間起中介作用。

緩沖效應理論認為，感知的社會支持是個體社會適應和心理健康的有效保護性因素，更對積極心理的發展具有顯著的促進作用，對于維持良好的心理和促進身心健康有重要作用[7]。社會支持是指個體發展所依托的社會關系系統，感受到來自家庭、朋友或者其他支持系統所提供的物質和精神上的幫助[8]。所以社會支持網絡是生活滿意度的重要保護因子，即個體感受到較高程度的社會支持，其生活滿意度水平就越高。在互聯網時代，有些個體缺少現實的社會支持系統，而轉向網絡世界中，在網絡社交平臺或游戲中被理解與尊重，從網絡社會支持中找到歸屬感和成就感[9]。據此，我們提出假設2：社會支持在生活滿意度與手機依賴之間起調節作用。

2 對象與方法

2.1 被試與程序

采取隨機抽樣的方式，從福建某高校大一學生中抽取被試260名，回收問卷251份，有效回收率96.54%。其中，男生84人，占33.47%；女生167人，占66.53%。被試年齡在17～23歲之間(M=18.86歲；SD=0.87)。獨生子女67人(26.69%)，非獨生子女184人(70.31%)，城市19人(7.57 %)，城鎮68人(27.09%)，農村164人(65.34 %)。

2.2 工具

2.2.1 生活滿意度量表(Satisfaction With Life Scale，SWSL)

采用Diener等人[10]編制的生活滿意度量表對大學生生活滿意度情況進行測查。該量表共5個條目，采用“1 =非常不同意”到“7=非常同意”7點計分。分數越高，對生活滿意度也就越高。本研究中，該量表的Cronbach’α系數為0.897，具有較好的信度。

2.2.2 手機依賴問卷(Mobile Phone Dependence Question，MPDQ)

采用熊婕等人[11]編制的手機依賴問卷，共16個條目，包括戒斷癥狀、凸顯行為、社交撫慰和心境改變四個因素。采用“1=非常不符合”到“5=非常符合”5點計分。得分越高，手機依賴傾向越高。本研究中，該量表的Cronbach’α系數為0.950。

2.2.3 社會支持量表(Perceived Social Support Scale，PSSS)

采用姜乾坤修訂的中文版感知社會支持量表[12]，共12個條目，包括家庭支持、朋友支持和他人支持三個維度。采用“1=非常不同意”到“7=完全同意”7點評分。總分越高表明個體感知的社會支持越高。本研究中，該量表的Cronbach’α系數為0.970，具有較好的信度。

2.2.4 心理健康問卷(General Health Question，GHQ-12)

采用GHQ-12來測量被試的一般健康情況。該問卷被廣泛用于評定心理健康狀況，信度和效度都已得到驗證[13]。問卷包括12個條目，采用“1=從不”到“4=經常”4點計分。分數越高，表示心理健康水平越低。本研究中，該量表的Cronbach’α系數0.796，具有較好的信度。

2.3 數據處理

采用SPSS 22.0統計軟件對數據進行處理和統計分析及相關分析和Hayes[14]的SPSS 22.0宏程序PROCESS的模型7進行Boot-strap檢驗。

3 結果

3.1 描述統計和相關分析

各變量相關分析結果表明，生活滿意度與心理健康呈顯著負相關，與手機依賴和社會支持呈顯著正相關；心理健康與手機依賴呈顯著正相關，與社會支持呈顯著負相關；手機依賴與社會支持呈正相關。見表1。

表1 描述統計、相關分析的結果

3.2 有調節的中介效應檢驗

采用Hayes編制的SPSS 22.0宏程序PROCESS的模型7(該模型假設中介效應的前半段受到調節)，在控制性別、年級、是否獨生子女的條件下，對手機依賴的中介效應以及感知社會支持的調節效應進行檢驗。

有調節的中介效應分析表明，見表2，生活滿意度能顯著正向預測手機依賴(SE=0.05，t=3.74，P<0.001)，且手機依賴能顯著正向預測心理健康(SE=0.03，t=5.77，P<0.001)，說明手機依賴在大學生生活滿意度與心理健康之間關系中起中介作用。此外，生活滿意度與感知社會支持的交互項對手機依賴和心理健康的預測作用均顯著(SE=0.03，t=-4.57，P<0.01)，表明感知社會支持能夠在生活滿意度與手機依賴的關系中起調節作用。

表2 生活滿意度對心理健康有調節的中介效應分析

3.3 不同感知社會支持水平下，生活滿意度對手機依賴的調節作用

感知社會支持在生活滿意度與手機依賴的關系中起到調節作用(見表3)。對感知社會支持得分為平均數減去一個標準差、平均數以及平均數加上一個標準差三個水平時進行檢驗，檢驗結果顯示，在低、中水平感知社會支持的情況下，生活滿意度對手機依賴的作用是顯著的，而在高水平感知社會支持的情況下，生活滿意度對手機依賴的作用不顯著。

表3 感知社會支持的調節效應分析

為了更清楚地揭示感知社會支持對生活滿意度與手機依賴的交互效應，進行了簡單斜率檢驗，并繪制了調節作用圖(圖1)。對生活滿意度較高的大學生感知到社會支持較少的情況下，他們對手機依賴程度較高，而感知到社會支持較多的大學生的手機依賴程度較低，說明感知社會支持緩沖了生活滿意度對手機依賴的影響。

圖1 社會支持對生活滿意度與手機依賴之間關系的調節作用

3.4 檢驗在調節效應下生活滿意度對心理健康的間接效應

考察三種不同社會支持水平條件下(均值、均值加減一個標準差)，手機依賴在生活滿意度與心理健康之間的中介效應值及其bootstrap95%置信區間。從表4可以看到，在低、中社會支持水平的情況下，手機依賴對生活滿意度和心理健康的中介效應的置信區間的上、下限不包含0，表明中低水平社會支持的情況下被調節的中介效應是存在的，但在高社會支持水平的情況下(均值加一個標準差)，生活滿意度通過手機依賴影響心理健康的間接效應的置信區間的上、下限包含0，表明高水平社會支持的情況下被調節的中介效應是不存在的。因而有調節的中介模型成立(圖1)。

表4 不同感知社會支持水平下，手機依賴在生活滿意度與心理健康關系中的中介作用

4 討論

4.1 手機依賴的中介作用

中介效應分析表明，生活滿意度對心理健康的直接效應顯著，同時生活滿意度也能通過手機依賴間接影響心理健康，即手機依賴在生活滿意度與心理健康之間起到中介作用。本研究發現，生活滿意度可以顯著預測心理健康。生活滿意度作為一種認知因素，是衡量個體生活質量的重要指標，直接反映著個體的心理體驗[15]，即個體對其生活滿意程度的高低直接影響其心理健康。本研究還發現，生活滿意度可以顯著預測手機依賴，這與徐倩倩等人[16]的研究結果一致。隨著移動互聯網的快速發展，網民使用手機上網呈現常態化特征，手機上網的時長和頻率進一步上升[17]。大學生生活滿意度越高，他們可能頻繁地使用手機社交網絡平臺，他們通過手機緩解對環境的不適，尋求歸屬感和被認同，這就會導致其過度使用手機甚至是依賴手機。本研究也發現，手機依賴可以顯著預測心理健康，這與以往的研究是一致的[4]。由于網絡的即時性、開放性、不受時空約束等特點，容易使個體迷失自我，沒有手機會感覺焦慮、煩躁、緊張、不安等情緒，會給大學生的心理健康帶來消極影響[18]，表明手機依賴程度越嚴重，心理健康水平越低。

4.2 感知社會支持的調節作用

研究進一步發現，社會支持和生活滿意度存在顯著正相關，這說明個體感知到的社會支持能夠為個體提供物質或信息的幫助、改善不良情緒、增強歸屬感和提升自我價值感，有利于提高生活滿意度，而手機依賴者更傾向于從網絡社交平臺獲得社會支持，個體可以通過手機網絡與他人交往或者玩網絡游戲，向他人傾訴煩惱或者宣泄不良情緒，獲得他人認可和贊同等，從而生活滿意度也得以升高[19]。因此，個體生活滿意度的提高得益于其感知到的社會支持。社會支持能夠在應激或長期負性情境中發揮保護作用[20]。即感知社會支持緩沖了生活滿意度對手機依賴的影響，具體來說，大學生感受到的社會支持表現出能夠加強或削弱手機依賴對生活滿意度的影響，感知社會支持在其中起到了調節作用。

5 結論

本研究結果檢驗了手機依賴在大學生生活滿意度與心理健康的關系中起中介作用，并發現了感知社會支持在生活滿意度與手機依賴關系中起調節作用。這既豐富了以往有關大學新生手機依賴的研究，也為大學新生心理健康教育提供了實證證據。