大學生無聊傾向與手機依賴的關系:有調節的中介效應

馮喜珍 郭玉丹 姬夢璇

(山西師范大學 a.教育科學學院，b.現代文理學院；山西 臨汾 041000)

1 問題提出

隨著信息化的不斷升級與發展，手機已受到越來越多手機持有者的青睞，他們發現自己被“手機依賴”困擾，已經離不開這個“愛物兒”。對于以學習為主要任務的大學生來說，手機已成為一些大學生不可或缺的“伴侶”，一些學生每天睡覺前和早上起床前最離不開的也是手機，沒有手機便感覺渾身不自在。手機依賴是指個體因花費大量的時間和精力使用手機而產生的過度依賴感，進而造成其生理、心理和交流等社會功能明顯受損的行為狀態[1]。研究表明，大學生不僅是廣泛使用手機媒介的群體，也是手機依賴頻發的重要群體[2]。手機依賴對大學生個人身心健康產生影響的同時，也引發了一系列新的社會問題，如人際交往能力弱化、缺乏積極主動精神等[3]。已有對手機依賴的研究主要集中于分析影響手機依賴的因素，如情緒、認知、無聊感、生命意義感、自我概念清晰性、時間管理傾向等因素都會影響個體對手機的依賴。但研究也表明手機依賴并不是單一因素作用的結果，而應該從多因素整合作用的角度探究手機依賴的作用機制。

一些經常感到無聊的青少年更容易產生手機依賴。已有對大學生群體的研究也表明無聊傾向能夠導致各種不良行為，如抑郁孤僻、沉迷網絡、過量進食、手機依賴等[4]。大學生經常會感到無聊，比如拿著手機也不知道該干什么，或者越刷手機越無聊，即使這樣，仍一刻都無法離開手機。從心理學角度講，無聊傾向是個體由于無法體驗到一定的安全感和滿足感時，造成內外部刺激缺乏產生的一系列負性情緒狀態，具有乏味無趣、注意力游離和內驅力缺失等特點[5]。由此可見，無聊傾向對手機依賴等不良行為的產生具有重要影響。因此，本研究假設：大學生無聊傾向對手機依賴具有正向預測作用。那么，在大學生無聊傾向與手機依賴之間存在哪些變量影響兩者的關系？這些變量之間又有什么作用機制呢?

應對方式是指個體面對挫折環境或者壓力時所使用的認知方式[6]。資源保護理論認為人們會利用自己得到的資源盡可能應對壓力，適應環境[7]。無聊傾向的個體面對新情境時，更可能采取消極應對方式。此外，研究表明,無聊傾向高的個體對新刺激的敏感性較低，而且思維呆板遲鈍[8]，這使得無聊傾向越高的個體越容易對可能變化的情境采取消極應對方式。已有研究也表明,應對方式和手機依賴[9]、網絡成癮[10]等行為顯著相關。因此，本研究假設：消極應對方式在大學生無聊傾向與手機依賴之間起中介作用。

自我概念清晰性是指個體知覺到的關于個人自我概念內容、屬性等自我發展水平的一致性和穩定性程度[11]，體現了個體自我概念的發展。個體對自我了解的清晰程度越高，自我發展水平相對越好。Cambell等人的研究表明，自我概念清晰性與焦慮、抑郁等消極情緒呈顯著負相關[12]。已有研究也發現，自我概念清晰性對個體的自我調控能力、生活事件的解釋以及壓力應對方式等有影響，能夠有效緩沖無聊傾向對個體應對方式的影響[13][14]。個體的自我概念清晰性水平越高，越能更好地應對壓力事件，減少問題性行為的產生[15]。因此，本研究假設：大學生無聊傾向對手機依賴的直接預測效應及消極應對方式的中介效應均會受到自我概念清晰性的調節。

基于此，本研究采用問卷法，以具有不同個性特征的大學生為研究對象，考察無聊傾向與手機依賴之間的關系，通過尋找兩者的中介和調節變量來說明兩者是如何相互影響的，從而進一步厘清大學生手機依賴的影響因素，引導大學生合理使用手機，培養健康、積極的學習和生活方式。

圖1 消極應對方式的中介作用及自我概念清晰性的調節作用假設模型圖

2 研究方法

2.1 研究對象

隨機抽取500名在校大學生并對其發放問卷進行施測，剔除無效問卷后獲得有效問卷 480份，有效回收率96%。

2.2 研究工具

2.2.1 無聊傾向問卷

采用華南師范大學黃時華(2010)等人翻譯修訂的大學生無聊傾向性問卷對大學生無聊傾向進行施測，分為內部刺激維度(自控力、創造力)和外部刺激維度(單調性、約束性、孤獨感和緊張感)兩部分[16]。該問卷共30個題目，采取1-7七點計分，得分越髙表示無聊傾向越高。本研究中問卷的Cronbach α系數為0.983，信效度良好。

2.2.2 手機依賴量表

采用熊婕和周宗奎(2010)編制的手機依賴量表對大學生手機依賴進行施測，量表包括社交撫慰、心境改變、戒斷癥狀和突顯行為四個維度[17]。該量表由16道題目組成，采取1-5五點計分，得分越高表示手機依賴程度越高。本研究中量表的Cronbach α系數為0.974，信效度良好。

2.2.3 消極應對方式問卷

采用簡易應對方式問卷對大學生消極應對方式進行施測，問卷包括積極和消極兩種應對方式，根據本研究對消極應對方式定義，僅采用其中消極應對方式維度題目[18]。該維度包括7道題目，采取0-3四點計分，得分越高表示被試越容易采取消極應對方式。本研究中問卷的Cronbach α系數為0.916，信效度良好。

2.2.4 自我概念清晰性量表

采用 Campbell 等人(1996)編制、劉慶奇等人翻譯修訂的自我概念清晰性量表，以12 個項目來測量個體對自我的了解程度[19]。該量表采取1-4四點計分，得分越高表明個體自我概念清晰性水平越高。本研究中量表的Cronbach α系數為0.892，信效度良好。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

首先，對可能存在的共同方法偏差進行Harman 單因素檢驗。結果顯示，有7個因子的特征值大于1，且第一個主因子可以解釋34.23%(低于40%的臨界值)的變異量，因此共同方法偏差的差異不顯著。

3.2 研究變量的描述性分析和相關分析

對各變量進行 Pearson 相關分析，從表1可以看出，無聊傾向、消極應對方式和手機依賴之間兩兩顯著正相關，無聊傾向、消極應對方式、手機依賴與自我概念清晰性呈顯著負相關(見表 1)。

表1 描述性統計結果和變量間相關分析(n=480)

3.3 大學生無聊傾向與手機依賴的關系: 有調節的中介模型檢驗

首先，采用SPSS 宏中的Model4，在控制性別、年級的情況下對消極應對方式在無聊傾向與手機依賴之間的中介效應進行檢驗。從表2、表3可以看出，無聊傾向顯著正向預測手機依賴(β=0.76，t=20.73，p<0.001)，且當放入中介變量后，無聊傾向依然對手機依賴有顯著的直接正向預測作用(β=0.60，t=11.31，p<0.001)。無聊傾向顯著正向預測消極應對方式(β=0.012，t=21.02，p<0.001)，而消極應對方式對手機依賴有顯著的正向預測作用(β=13.82，t=4.14，p<0.001)。此外，無聊傾向對手機依賴影響的直接效應及消極應對方式的中介效應的 bootstrap95%置信區間的上、下限均不包含0(見表3)，表明無聊傾向不僅能夠直接預測手機依賴，而且能夠通過消極應對方式的中介作用預測手機依賴，該直接效應(0.60)和中介效應(0.16)分別占總效應(0.76)的78.79%、21.21%。

表2 消極應對方式的中介效應檢驗

表3 總效應、直接效應及中介效應表

其次，采用SPSS宏中的Model8，在控制性別、年級的情況下對有調節的中介模型進行檢驗。從表4、表5可以看出，將自我概念清晰性放入模型后，無聊傾向與自我概念清晰性的乘積項對手機依賴及消極應對方式的預測作用均顯著(手機依賴：β=-0.24，t=-8.02，p<0.01；消極應對方式：β=0.001，t=- 2.51，p<0.05)，說明自我概念清晰性不僅能夠在無聊傾向對手機依賴的直接預測中起調節作用，而且能夠起到無聊傾向對消極應對方式的預測作用。通過簡單斜率，進一步分析(見圖 2、圖3)，由圖2可知，自我概念清晰性較低(M-1SD)的被試，無聊傾向對手機依賴的正向預測作用顯著，simple slope=0.80，t=14.53，p<0.001；而對于自我概念水平較高(M+1SD)的被試，雖然無聊傾向對手機依賴也具有正向預測作用，但其預測作用較小，simple slope=0.30，t=4.70，p<0.001，表明隨著個體自我概念清晰性水平的提高，無聊傾向對手機依賴的預測作用逐漸降低(見表5)。由圖3可知，自我概念水平較低(M-1SD)的被試，無聊傾向對消極應對方式具有顯著的正向預測作用，simple slope=0.013，t=19.32，p<0.001；而對于自我概念清晰性水平較高(M+1SD)的被試，雖然無聊傾向也會對消極應對方式產生正向預測作用，simple slope=0.010，t=10.36，p<0.001，但隨著個體自我概念清晰性水平的提高，無聊傾向對消極應對方式的預測作用逐漸降低。此外，在自我概念清晰性的三個水平上，消極應對方式在無聊傾向與手機依賴關系中的中介效應也呈降低趨勢(表5)，即隨著被試自我概念清晰性水平的提高，無聊傾向通過影響大學生的消極應對方式進而誘發其手機依賴的作用越小。

表4 有調節的中介模型檢驗

表5 在自我概念清晰性不同水平上直接效應及中介效應

圖2 自我概念清晰性在無聊傾向與手機依賴之間的調節作用

圖3 自我概念清晰性在無聊傾向與消極應對方式之間的調節作用

4 分析與討論

4.1 無聊傾向與手機依賴的關系

研究結果表明，大學生的無聊傾向越高，越容易產生手機依賴，無聊傾向對手機依賴有顯著的正向預測作用，這與已有研究一致[20]。大學生無聊傾向的發生受內在和外在兩部分因素的影響。當個體的內在動機低下，生活缺乏意義時，很容易將其所處的環境知覺為單調重復的刺激并更加希望獲得大量新異刺激，一般會通過注意轉移或其他情緒宣泄方法來降低當前的負性情緒，手機正好滿足了個體尋求環境與自身需求的平衡需求。智能手機猶如藏寶盒，功能豐富，趣味眾多，在豐富大學生生活的同時，也讓他們打發了很多無聊、孤寂以及閑散的碎片時間。處于無聊狀態的個體通常會為了減輕痛苦的感受、緩解焦慮情緒或者逃避現實壓力，表現出成癮傾向或依賴行為。相對而言，大學生由于內在動機和創造自我活動能力的缺失，易產生無聊傾向，而無聊傾向又可能會增大自我損耗，減弱對后續行為的自我抑制和應對執行能力，進而很容易產生較高的手機依賴。因此，大學生應樹立正確的時間觀念，提高時間使用效率，統籌安排學習娛樂時間，靈活利用碎片時間。在學習之余，合理規劃業余生活，多參加一些學校舉辦的社團和社會實踐活動，鍛煉自我，豐富生活內容，進而減少手機依賴。

4.2 消極應對方式的中介作用

研究結果表明，無聊傾向不僅直接影響大學生手機依賴，亦能通過消極應對方式的中介作用影響手機依賴。有無聊傾向的大學生更易于采取消極應對方式，導致對手機的過度依賴，該結果支持了以往研究觀點[21]。自我防衛機制理論指出，為了保持內心平衡，當個體受到消極情緒影響時，更容易采取消極的應對方式[22]，可見消極情緒和消極應對方式顯著相關。無聊傾向的個體在面對生活情境中的困難或者大量空閑時間不知如何支配的情況下，更容易采取消極應對方式緩解自己的情緒。尤其是對于大學生群體而言，由于空閑時間多且不能合理規劃，更容易將自己的無聊等負面情緒宣泄到手機中，進而引發手機依賴。消極應對方式對手機依賴的影響也得到了以往研究的支持[23]。資源保護理論指出，個體具有建立并保護重要資源的動機[7]。無聊傾向高的個體對于生活滿意度會更低[24]，為了維護本來較少的資源，采取消極應對方式(如幻想、逃避)來面對現實困擾的可能性更高，手機便捷帶來的輕松愉悅使之更容易產生依賴。因此，無聊傾向會通過影響個體的消極應對方式，進而影響手機依賴。基于此，大學生應充分有彈性地合理安排、規劃自己的時間，盡量減少無聊傾向的產生。當產生無聊等不愉快的情緒體驗時，提高自我情緒調節和管理能力，可以通過自我放松法、系統脫敏法等心理方法，也可以通過運動或其他娛樂方式等積極應對方式調整自身消極情緒從而滿足自身內在需求，避免手機依賴。

4.3 自我概念清晰性的調節作用

研究結果表明，自我概念清晰性不僅調節大學生無聊傾向和手機依賴的直接關系，而且調節“無聊傾向—消極應對方式—手機依賴”這一中介作用的前半段路徑。這表明自我概念清晰性的變化(加速或延緩)會影響無聊傾向與消極應對方式及手機依賴的關系。

具體而言，與高自我概念清晰性個體相比，無聊傾向對手機依賴的直接預測效應對低自我概念清晰性個體更加顯著。該結果表明，手機依賴產生機制存在個體差異，也說明自我概念清晰性是其他因素導致個體產生不良行為的保護性因素，這與以往研究結果相一致[25]。無聊傾向所誘發的消極情緒是手機依賴產生的重要誘因[26]，高自我概念清晰性的個體在困境中較少受到消極情緒的影響，從而減少手機依賴等消極應對方式。其次，高自我概念清晰性的個體有更明確的生活目標和達到目標的途徑[27]，能夠專注于自己的目標行為，抵制手機誘惑，保證目標順利進行。因此，自我概念清晰性能夠緩解無聊傾向所導致的手機依賴。

此外，研究發現，與高自我概念清晰性個體相比，無聊傾向對低自我概念清晰性個體的消極應對方式影響較大，容易導致手機依賴的產生。以往研究發現，自我概念清晰性能夠幫助個體抵御外界影響[28]。無聊傾向會影響個體對于現有資源的調控分配，進一步對環境的應對方式產生影響[29]。高自我概念清晰性的個體能夠調控認知，更好地分配資源，減少無聊傾向對消極應對方式的影響，進而降低對手機的依賴。因此，無聊傾向更容易影響低自我概念清晰性個體產生消極應對方式，并進一步導致手機依賴。

因此，對于自我概念清晰性水平不同的大學生來說，應該加強自我概念的發展，多角度、多層次地正確認識和評價自我，充分發揮自身潛能。在明確自我的基礎上進一步做好角色定位，如堅持一定的學習計劃或培養自己的興趣愛好等，以積極方式靈活應對多變的環境刺激，從而有效減少手機依賴。

5 結論

大學生無聊傾向不僅能直接預測手機依賴，也可以通過消極應對方式的中介作用間接預測手機依賴，其中自我概念清晰性越高，越容易采取積極的應對方式緩解對手機的依賴。