大學生孤獨感對問題性手機使用的影響

李 雪 常 擴 張 磊 張 輝

1.首都醫科大學醫學人文學院，北京 100069；2.南開大學周恩來政府管理學院，天津 300071

第50 次中國互聯網絡發展狀況統計報告指出，截至2022 年6 月，我國手機網民規模已達10.51 億，網民使用手機上網的比例為99.6%，其中學生占比達21.0%，位居首位[1]。智能手機帶來巨大便利的同時，問題性手機使用現象也愈發明顯[2]。問題性手機使用是指對個體日常生活產生不良影響的、不受控的、過度的手機使用[3]，易導致生理病變（如手部腱鞘炎、近視眼等）和心理問題（如焦慮、抑郁、自殺傾向），與睡眠質量差、學業成績降低有密切聯系[2，4]。因此探究問題性手機使用的影響因素及機制對預防和干預大學生健康具有重要意義。基于病理性互聯網使用的認知-行為模型[5]和網絡使用障礙的人格-情感-認知-執行功能交互（person-affect-cognition-execution，I-PACE）模型[6]，本研究關注孤獨感、反芻、逃避動機對問題性手機使用的影響。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用方便抽樣法發放網絡問卷，進行2 次問卷測試。第1 次問卷填寫時間為2021 年12 月，3 個月后對同一批被試進行第2 次測量。納入標準：18～28 歲在讀學生；閱讀能力正常；對研究知情同意，自愿參加。該研究已取得首都醫科大學醫學倫理委員會審批（2022Y087）。

1.2 調查方法

1.2.1 孤獨感量表（UCLA loneliness scale，UCLA）采用Russel 等[7]編制的孤獨感量表，共20 個條目，分數越高，孤獨感水平越高。≥44 為高度孤獨，39～＜44 為一般偏上孤獨，33～＜39 為中間水平孤獨，28～＜33 分一般偏下孤獨，＜28 為低度孤獨[8]。本研究中，T1 和T2 孤獨感量表的Cronbach’s α 系數分別為0.920 和0.921。

1.2.2 問題性手機使用測量 采用趙顯文等[9]修訂的智能手機成癮問卷（smartphone addiction scale，SAS），由日常生活干擾、情緒安撫、戒斷性、網絡空間導向關系、過度使用及耐受性、重要性6 個因素構成，共33個條目，得分越高，提示問題性手機使用程度越重。其中，10 道題組成了簡版智能手機成癮問卷（the short versin of the smartphone addiction scale，SAS-SV）[10]，女生＞33 分、男生＞31 分作為問題性手機使用的臨界值。本研究中，T1 和T2 Cronbach’s α 系數分別為0.923 和0.930。

1.2.3 大學生反芻思維量表（positive and negative rumination scale，PANRS）該量表由Yang等[11]編制，采用消極情緒分量表，共12 個條目，包括消極反芻思維（自我否定、消極歸因）和積極反芻思維（積極應對）。T1、T2 消極反芻的Cronbach’s α 系數分別為0.839 和0.845，T1、T2 積極應對思維的Cronbach’s α 系數分別為0.745 和0.692。

1.2.4 逃避動機測量 采用彭姓編制的大學生手機使用動機問卷（mobile phone use motivation questionnaire，MPUMQ）中的逃避動機分量表[12]，共3 個條目，總分越高提示使用手機的逃避動機越強。T1 和T2 Cronbach’s α 系數分別為0.845 和0.812。

1.3 質量控制

剔除填寫時間＜380 s、測謊題出現錯誤及問卷所有答案一致的無效問卷。采用Harman 單因素檢驗控制共同方法偏差，結果顯示，T1、T2 特征值＞1 的因子均為20 個，第一個因子的變異解釋率分別為17.810%和17.218%，均＜40%的臨界標準，因此共同方法偏差不明顯。

1.4 統計學方法

采用SPSS 21.0 統計學軟件進行數據分析。符合正態分布的計量資料以均數±標準差（）表示，計數資料以例數或百分比表示。使用Amos 21.0 構建交叉滯后模型，考察孤獨感和問題性手機使用間的縱向關系；使用SPSS 宏程序PROCESS 插件的模型6、模型92 檢驗中介和調節作用。以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 被調查大學生孤獨感和問題性手機使用現狀特點

第1 次調查發放問卷695 份，有效問卷為557 份（有效回收率為80.14%，男生201 名，女生356 名）；第2 次調查共發放422 份，有效問卷數為411 份（有效回收率為97.39%，男生137 份，女生274 份）。第1次測量時的年齡為（20.69±1.97）歲。T1、T2 時各變量得分及不同孤獨水平個體占比情況見表1。

表1 被調查大學生孤獨感和問題性手機使用現狀特點

2.2 各變量得分相關性

結果顯示，T1 孤獨感、T2 孤獨感、T1 問題性手機使用、T2 問題性手機使用、T1 逃避動機與積極反芻呈負相關（r＜1，P＜0.05），與其他維度呈正相關（r＞1，P＜0.05）。除T1 積極反芻外，T1 消極反芻與其他維度呈正相關（r＞1，P＜0.05）。見表2。

表2 各變量得分相關性（r 值）

2.3 孤獨感與問題性手機使用的交叉滯后分析

交叉滯后結果顯示，控制T1 問題性手機使用后，T1 孤獨感能顯著預測T2 問題性手機使用（β=0.11，P＜0.001），而控制T1 孤獨感后，T1 問題性手機使用不能顯著預測T2 孤獨感（β=-0.01，P=0.705）。見圖1。

圖1 孤獨感與問題性手機使用的交叉滯后分析圖

2.4 消極反芻和逃避動機的鏈式中介作用

根據相關分析結果，把T1 孤獨感作為預測變量，T2 問題性手機使用作為結果變量，T1 消極反芻和T1逃避動機作為中介變量，對變量進行標準化，控制性別、年齡，采用SPSS PROCESS 中Model 6 檢驗鏈式中介效應。結果顯示，T1 孤獨感正向預測T2 問題性手機使用[β=0.198，t=4.217，95%CI=（0.106，0.290）]，直接效應顯著。消極反芻和逃避動機的間接效應Bootstrap 95%CI 均不包含0，提示消極反芻和逃避動機單獨的中介作用均顯著。另外，消極反芻和逃避動機的鏈式中介效應Bootstrap95%CI 也不包含0，鏈式中介作用顯著。總間接效應值為0.151，占孤獨感對問題性手機使用影響總效應的43.24%。見表3、圖2。

圖2 中介模型圖

表3 中介效應檢驗的Bootstrap 分析

2.5 積極反芻的調節作用

控制年齡和性別，將數據中心化，采用SPSS PROCESS 的Model 92 檢驗積極反芻在孤獨感通過消極反芻和逃避動機預測問題性手機使用模型中的調節作用。結果顯示，積極反芻負向預測逃避動機[β=-0.100，t=2.052，95%CI=（-0.190，-0.004）]，孤獨感和積極反芻的交互項對逃避動機的負向預測作用顯著[β=-0.102，t=2.161，95%CI=（-0.194，-0.009）]，提 示積極反芻可以顯著調節孤獨感對逃避動機的路徑。

采用簡單斜率檢驗法進一步明確積極反芻的調節作用。結果顯示，積極反芻低分組的孤獨感正向預測逃避動機[β=0.191，t=2.744，95%CI=（0.054，0.327）]；在積極反芻高分組，孤獨感對逃避動機的預測作用不顯著[β=-0.013，t=0.176，95%CI=（-0.152，0.127）]。見圖3。

圖3 積極反芻的調節作用

3 討論

本研究采用兩時間點的縱向設計，調查了大學生孤獨感和問題性手機使用現狀，考察了兩者的關系、消極反芻和逃避動機的中介作用及積極反芻的調節作用，試圖闡釋孤獨感是如何跨時間地影響問題性手機使用，彌補了橫斷設計的不足。

首先，T1、T2 的問題性手機使用率分別為68.6%和70.8%，顯著高于燕婉楹等（23.9%）[13]、高蕾等（38.0%）[8]的研究結果，這主要是由于測量工具不同[14]，問題性手機使用流行率在不同研究工具間差異顯著，SAS-SV 的值最高。研究結果也顯著高于同一工具所測結果，如張珂欣等（54.5%）[14]、吳芳等（53.7%）[15]，略低于Venkatesh 等調查結果（71.9%）[16]。總體來說，當前大學生群體的問題性手機使用率較高，這可能是由于手機本身的功能多樣性和便攜性[15]；還與大學生自控力較差，易被外界誘惑（手機、游戲）吸引有關[2]；此外，線上課程的普及增加了學生的手機使用時長，易導致習慣性手機使用行為[17]。

其次，交叉滯后結果顯示，孤獨感能顯著預測問題性手機使用的水平，而問題性手機使用不能預測孤獨感，即孤獨感是“因”，問題性手機使用是“果”，這與已有的研究結果一致[18]。該結果顯示，孤獨感更強的人使用手機緩解負面情緒[19]或進行間接人際交往來排解、回避孤獨[13，20]，獲得在線社會支持，這更容易陷入問題性手機使用[21]，符合補償性網絡使用模型。

此外，本研究顯示，消極反芻和逃避動機均可單獨中介孤獨感對問題性手機使用的影響，也可通過鏈式中介起作用。該結果與已有橫斷調查結果一致[18]。當個體感到孤獨時，一方面容易陷入對自我的否定和對自身處境的反思，出現消極反芻思維[18]；反芻會引發一系列的情緒障礙（如抑郁、社交焦慮）[22]，而焦慮、抑郁的個體更容易出現問題性手機使用情況[2]。此外，Peele 提出成癮行為的主要動機是通過逃避來減少疼痛、焦慮或其他消極情緒狀態[23-24]。孤獨水平高的人非常渴望建立真正的人際關系，他們使用互聯網來逃避現實世界的壓力、滿足自己的需求，更有可能出現問題性手機使用行為[24]。

最后，本研究發現，積極反芻在孤獨感對逃避動機的路徑上存在顯著調節作用。對消極情緒的積極反芻能削弱孤獨感對逃避動機的負面影響，根據積極心理學，積極反芻是以更積極的視角思考當前的消極情緒和壓力[11]，會從更具適應性的角度思考解決當前困境的方法，減少抑郁情緒[25-26]，而不是選擇逃避現實，更少沉浸在智能設備中。

綜上所述，本研究認為孤獨感對問題性手機使用的預測作用具有跨時間穩定性，可通過三條中介路徑產生影響。此外，本研究也首次探究了積極反芻在上述中介路徑中的調節作用，但該結果還需進一步探索。最后，本研究追蹤時間較短，后續會增加追蹤時長和次數，以探究在長時間內孤獨感與問題性手機使用間的關系及影響機制。