手機(jī)成癮流行率及其影響因素的元分析*

熊思成 張 斌 姜永志 蔣懷濱 陳 蕓

(1 湖南中醫(yī)藥大 學(xué)人文與管理學(xué)院 心理系，長沙 410208) (2 內(nèi)蒙古民族大 學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，通遼 028000) (3 福 建師范大學(xué)福清分 校應(yīng)用心理學(xué)研究 所，福州 350300)

1 引言

隨著科技的進(jìn)步和數(shù)字化進(jìn)程的推進(jìn)，手機(jī)的出現(xiàn)不僅改變了全球通訊產(chǎn)業(yè)的格局，也極大影響了人們的生活和行為方式。截至2020 年9 月，全球手機(jī)用戶數(shù)量達(dá)到35 億，預(yù)計(jì)2023 年全球手機(jī)用戶數(shù)量將突破40 億（Newzoo,2020）。手機(jī)作為移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的優(yōu)良載體已融入許多人的日常生活，越來越多的人通過手機(jī)進(jìn)行在線交流、學(xué)習(xí)、娛樂等活動(dòng)，并將其視為生活的必需品。但值得注意的是，手機(jī)引發(fā)的一系列心理社會(huì)問題也逐漸顯現(xiàn)出來，如逃避現(xiàn)實(shí)、過度使用甚至成癮（劉慶奇,周宗奎,牛更楓,范翠英,2017）。據(jù)精神衛(wèi)生專家預(yù)測(cè)，手機(jī)成癮將成為21 世紀(jì)最重要的行為成癮之一（Chóliz,2010）。

自我決定理論（self-determination theory）認(rèn)為，人類擁有關(guān)系、自主和能力三種基本的心理需求，一旦個(gè)體的基本心理需求受阻便會(huì)發(fā)展出補(bǔ)償性動(dòng)機(jī)（Deci & Ryan,2000）。因此，人們?cè)诂F(xiàn)實(shí)生活中的心理缺失會(huì)直接導(dǎo)致個(gè)體通過其他途徑尋求滿足。而手機(jī)擁有強(qiáng)大的人際網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)系統(tǒng)、個(gè)性化的服務(wù)以及多功能的程序，成為了個(gè)體同時(shí)滿足多種心理需求的手段，這導(dǎo)致手機(jī)成癮現(xiàn)象在全球迅速蔓延（Yu & Sussman,2020）。盡管目前學(xué)術(shù)界對(duì)手機(jī)成癮的定義尚無統(tǒng)一的結(jié)論，手機(jī)成癮也存在著多種稱謂（如手機(jī)依賴、問題性手機(jī)使用等）。但基于行為成癮的特點(diǎn)，研究者普遍將手機(jī)成癮定義為由個(gè)體無法控制地使用手機(jī)導(dǎo)致生理、心理、社會(huì)功能明顯受損的一種成癮行為（連帥磊,劉慶奇,孫曉軍,周宗奎,2018;Billieux,Maurage,Lopez-Fernandez,Kuss,& Griffiths,2015）。

鑒于手機(jī)成癮對(duì)個(gè)體身心健康產(chǎn)生的危害，眾多學(xué)者對(duì)手機(jī)成癮的形成機(jī)制及發(fā)展特點(diǎn)展開了系列調(diào)查與研究。其中，流行率調(diào)查通過比較不同時(shí)間、地區(qū)以及年齡上手機(jī)成癮人群的數(shù)量差異，揭示其分布規(guī)律和特點(diǎn)，進(jìn)一步尋找影響分布的深層原因，是探討手機(jī)成癮病因機(jī)制的重要方法（De-Sola Gutiérrez,de Fonseca,& Rubio,2016）。研究發(fā)現(xiàn)，中國的手機(jī)成癮流行率在13.5%到67.0%之間（易曉明,曹宇,2017;詹海都,陳浩華,王彥娜,2020）。在西班牙和韓國，約20.0%和35.2%的青少年長期受到手機(jī)成癮問題的困擾（Lee & Lee,2017;Lopez-Fernandez,2017）?？梢姡壳笆謾C(jī)成癮流行率的相關(guān)研究雖然豐富，但研究結(jié)果不盡相同。因此，全球手機(jī)成癮流行率的真實(shí)情況究竟如何，又受何種因素影響，亟需研究者系統(tǒng)地進(jìn)行考量。

元分析技術(shù)通過整合已有研究成果，降低單一研究結(jié)果中存在的測(cè)量誤差和抽樣誤差，有助于從宏觀角度得出更普遍、更準(zhǔn)確的結(jié)論，在行為成癮相關(guān)領(lǐng)域受到了廣泛認(rèn)可。目前關(guān)于手機(jī)成癮的元分析研究相對(duì)較少，且僅有的研究多集中于探討手機(jī)成癮與其他變量的相關(guān)系數(shù)（張斌等,2019;張亞利,李森,俞國良,2020），無法對(duì)手機(jī)成癮流行率進(jìn)行準(zhǔn)確估計(jì)。雖然Sohn，Rees，Wildridge，Kalk 和Carter（2019）最早基于西方文化背景對(duì)手機(jī)成癮流行率進(jìn)行了定量整合分析，發(fā)現(xiàn)手機(jī)成癮流行率為23.3%。但該研究存在以下幾點(diǎn)不足：（1）該研究以31 篇文獻(xiàn)中手機(jī)成癮流行率的中位數(shù)作為效應(yīng)量，忽略了各項(xiàng)研究樣本量不同而可能導(dǎo)致的誤差；（2）由于語言的限制，研究?jī)H包含英語國家的研究樣本，缺少對(duì)中國樣本的調(diào)查；（3）沒有考察影響手機(jī)成癮流行率的調(diào)節(jié)變量，以致無法深入解釋以往研究不一致的原因。此后，雖然也有國內(nèi)學(xué)者嘗試對(duì)手機(jī)成癮流行率進(jìn)行元分析（王曉君,許陽,許步亮,2020），但鑒于該項(xiàng)研究的調(diào)查對(duì)象僅為中國護(hù)理專業(yè)學(xué)生，且納入有效文獻(xiàn)僅10 篇，其可能存在統(tǒng)計(jì)功效不足以致無法真實(shí)反映手機(jī)成癮流行率水平的情況。因此，本研究認(rèn)為有必要充分梳理文獻(xiàn)，通過元分析技術(shù)對(duì)手機(jī)成癮流行率進(jìn)行更全面的整合分析。

根據(jù)已有研究，手機(jī)成癮流行率可能受年齡的影響。刺激假設(shè)理論（stimulation hypothesis theory）認(rèn)為，環(huán)境中的刺激會(huì)引起人們的生理喚起，相比于成年人，青少年由于本身具備更高的感覺需求，因此需要更多的外界刺激來達(dá)到最佳喚醒水平（張亞利等,2020）。就刺激源來看，手機(jī)巨大的信息量，豐富、新穎的信息類型，極大地滿足了青少年對(duì)刺激的需求。因此，本研究提出假設(shè)1：青少年的手機(jī)成癮流行率顯著高于成年人。

出版年代也可能會(huì)影響手機(jī)成癮的流行率。根據(jù)Mann（2005）提出的成癮易得性假說（accessibility hypothesis），成癮物質(zhì)可獲得的難易程度是決定個(gè)體的成癮風(fēng)險(xiǎn)的重要因素，即個(gè)體的成癮風(fēng)險(xiǎn)會(huì)隨著相關(guān)成癮物質(zhì)易得性的增加而提高。因此，隨著移動(dòng)設(shè)備的持續(xù)普及，個(gè)體獲得手機(jī)的途徑越來越多，成本也隨之降低，繼而可能增加人們罹患手機(jī)成癮的風(fēng)險(xiǎn)性。本研究提出假設(shè)2：出版年代顯著正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮流行率。

不同文化背景下的手機(jī)成癮流行率可能存在差別。根據(jù)關(guān)系文化理論（relational-cultural theory），人際交往是個(gè)體社會(huì)化的基礎(chǔ)，每個(gè)人均有與他人交往和被關(guān)愛的基本需要，但在對(duì)關(guān)系的需求程度和選擇方式上，不同文化之間存在明顯的群體特異性（Duffey & Somody,2011）。比如，以個(gè)人主義為主導(dǎo)的西方文化強(qiáng)調(diào)個(gè)體的獨(dú)立性，提倡對(duì)自我空間的保護(hù)，具有較強(qiáng)的邊界意識(shí)（Arpaci,Kesici,& Balo?lu,2018）。而以集體主義為主導(dǎo)的東方文化則強(qiáng)調(diào)相互依存的社會(huì)關(guān)系，對(duì)互助和依靠的關(guān)系需求度更高。因此，手機(jī)作為維系強(qiáng)關(guān)系（strong ties）網(wǎng)絡(luò)的重要載體，可能更加符合東方文化背景下的個(gè)體對(duì)親密關(guān)系的需求。本研究提出假設(shè)3：東方文化背景下的手機(jī)成癮流行率顯著高于西方文化背景。

手機(jī)成癮流行率可能受到不同測(cè)量工具的影響。本次納入元分析的文獻(xiàn)中手機(jī)成癮的測(cè)量工具主要包括Leung（2008）編制的手機(jī)成癮指數(shù)問卷（Mobile Phone Addiction Index,MPAI）、熊婕、周宗奎、陳武、游志麒和翟紫艷（2012）編制的大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表（Mobile Phone Addiction Tendency Scale,MPATS），以及Kwon，Kim，Cho 和Yang（2013）編制的智能手機(jī)成癮量表簡(jiǎn)版（Smartphone Addiction Scale-Short Version,SASSV）。雖然上述手機(jī)成癮測(cè)量工具的理論基礎(chǔ)與診斷依據(jù)均參考《精神疾病診斷和統(tǒng)計(jì)手冊(cè)》（DSM-IV）中物質(zhì)依賴和病理性賭博的標(biāo)準(zhǔn)，但不同量表在維度劃分、項(xiàng)目數(shù)量、計(jì)分方法上存在差別，因而可能會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，本研究提出假設(shè)4：不同測(cè)量工具間的手機(jī)成癮流行率存在差異。

綜上，本研究擬在對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行充分梳理的基礎(chǔ)上進(jìn)行更全面的元分析研究，并系統(tǒng)探討文化背景、年齡階段等可能對(duì)手機(jī)成癮流行率產(chǎn)生影響的相關(guān)因素，以澄清現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究結(jié)論上的爭(zhēng)議，分析影響手機(jī)成癮流行率的原因，為手機(jī)成癮的深入研究和預(yù)防干預(yù)提供更加可靠的依據(jù)。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜索與篩選

鑒于2007 年才正式出現(xiàn)手機(jī)成癮相關(guān)文獻(xiàn)，本研究對(duì)2007 年1 月至2021 年4 月的中文和英文文獻(xiàn)進(jìn)行了全面搜索。中文數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)、維普、萬方數(shù)據(jù)庫，中文檢索詞為：手機(jī)成癮、手機(jī)依賴、問題性手機(jī)使用、流行率。英文數(shù)據(jù)庫包括Web of Science，PubMed，Google Scholar，英文檢索詞為：smartphone addiction，mobile phone addiction，mobile phone dependence，problematic mobile phone use，prevalence。為了避免遺漏，同時(shí)對(duì)下載的論文參考文獻(xiàn)進(jìn)行了二次搜索。共檢索到文獻(xiàn)1395 篇。

本研究參考PRISMA 聲明的標(biāo)準(zhǔn)（Moher,Liberati,Tetzlaff,Altman,& The PRISMA Group,2009），并按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行篩選：（1）必須是報(bào)告手機(jī)成癮流行率的定量實(shí)證研究；（2）必須對(duì)手機(jī)成癮測(cè)量工具進(jìn)行介紹，且有明確的診斷標(biāo)準(zhǔn)或界限分；（3）研究之間相互獨(dú)立，排除交叉樣本或重復(fù)發(fā)表的文章；（4）研究對(duì)象為青少年或成年人，且排除如精神疾病、住院患者等特殊群體；（5）排除質(zhì)量評(píng)價(jià)判定為低質(zhì)量（0～3 分）的文獻(xiàn)；（6）樣本量明確。

2.2 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估與編碼

采用Boyle（1998）編制的流行率類元分析的文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估量表，通過8 個(gè)項(xiàng)目對(duì)文獻(xiàn)的樣本代表性、測(cè)量工具以及分析結(jié)果進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)估。得分范圍在0 到8 之間，0～3 分為低質(zhì)量，4～6 分為中等質(zhì)量，7～8 分為高質(zhì)量。該評(píng)價(jià)過程由2 名評(píng)分者獨(dú)立完成，完成后計(jì)算兩位評(píng)分者的一致性Kappa 值為0.89。根據(jù)判斷標(biāo)準(zhǔn)，0.40～0.59之間為一般，0.60～0.74 之間為相當(dāng)好，0.75 及以上為非常好（Orwin & Vevea,2009），結(jié)果表明兩名評(píng)分者在本研究中的一致性水平非常好。

對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼：文獻(xiàn)信息（作者名），出版年代，樣本量，年齡階段，文化背景，手機(jī)成癮測(cè)量工具，評(píng)估質(zhì)量。對(duì)每個(gè)樣本進(jìn)行獨(dú)立編碼，若一篇論文包含多個(gè)獨(dú)立樣本或結(jié)局指標(biāo)，則相應(yīng)分為多個(gè)效應(yīng)量。該過程首先經(jīng)查閱資料編制文獻(xiàn)編碼表。然后，由2 名編碼者依據(jù)文獻(xiàn)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)各自獨(dú)立完成，再將兩份結(jié)果進(jìn)行反復(fù)校對(duì)，核查數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。通過對(duì)比發(fā)現(xiàn)，編碼的一致性接近98%。

2.3 數(shù)據(jù)處理

本研究選用CMA 3.3（comprehensive metaanalysis 3.3）進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，并選擇流行率（event rate）作為效應(yīng)量。首先，將所有的流行率轉(zhuǎn)換成logit 值并采用逆方差加權(quán)（inverse variance weighting）以使數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。然后，再將logit 值及其置信區(qū)間轉(zhuǎn)換回流行率，使其更易于解釋（Pan,Chiu,& Lin,2020）。此外，為了排除個(gè)別文獻(xiàn)中的極端值可能對(duì)元分析的結(jié)果造成干擾，采用敏感性分析將每個(gè)研究逐次移除后，通過對(duì)比前后整體效應(yīng)量是否發(fā)生明顯變化，從而判斷極端值的影響（Li et al.,2018）。

異質(zhì)性檢驗(yàn)用以評(píng)估每項(xiàng)研究的結(jié)果是否與整體效應(yīng)量存在顯著差異，本研究采用Q檢驗(yàn)和I2指標(biāo)評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)的異質(zhì)性。當(dāng)Q檢驗(yàn)結(jié)果顯著且I2的值高于75%，則表明數(shù)據(jù)呈異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型；反之，采用固定效應(yīng)模型（Higgins,Thompson,Deeks,& Altman,2003）。同時(shí)，若結(jié)果呈異質(zhì)性，則進(jìn)一步通過亞組分析（分類變量）或元回歸分析（連續(xù)變量）探討異質(zhì)性的來源，深入分析手機(jī)成癮流行率的影響因素。

發(fā)表偏倚是指由于顯著的結(jié)果更容易被發(fā)表，導(dǎo)致已發(fā)表的文獻(xiàn)不能有效代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成研究的真實(shí)情況。首先，本研究通過漏斗圖（funnel plot）觀察文獻(xiàn)是否大致分布在整體效應(yīng)量的兩側(cè)，直觀評(píng)判發(fā)表偏倚的風(fēng)險(xiǎn)性（Viechtbauer,2007）。其次，采用失安全系數(shù)（fail-safe number,Nfs）進(jìn)行評(píng)估，Nfs越大代表發(fā)生偏倚的風(fēng)險(xiǎn)性越小，當(dāng)Nfs值大于5k+10（k為效應(yīng)量數(shù)）時(shí)，表明發(fā)表偏倚得到有效控制（Rothstein,Sutton,& Borenstein,2005）。最后通過Egger’s 線性回歸進(jìn)行驗(yàn)證，若得到結(jié)果不顯著，則提示發(fā)表偏倚可以忽略（Egger & Smith,1998）。

3 結(jié)果

3.1 文獻(xiàn)納入結(jié)果

根據(jù)上述相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，本研究最終納入文獻(xiàn)174 篇，共計(jì)178 個(gè)效應(yīng)量，被試總?cè)藬?shù)達(dá)145 380人。包括英文文獻(xiàn)83 篇，中文文獻(xiàn)91 篇（篩選過程見圖1）。特征編碼顯示，納入的元分析研究涵蓋全球29 個(gè)國家或地區(qū)；被試年齡階段包括青少年（中學(xué)生和中職生）和成年人（大學(xué)生、研究生和其他18 歲以上的被試）；所有文獻(xiàn)均采用自我報(bào)告的形式來評(píng)估手機(jī)成癮流行率，測(cè)量工具主要包括MPAI、MPATS、SAS-SV 以及其他量表。根據(jù)Card（2012）的建議，亞組分析時(shí)每個(gè)水平下的效應(yīng)量個(gè)數(shù)應(yīng)不少于5 個(gè)，故將使用數(shù)量較少的測(cè)驗(yàn)工具合并為其他量表。文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)的均值為5.35，均到達(dá)中等及以上質(zhì)量，整體研究質(zhì)量相對(duì)較好。

圖1 文獻(xiàn)納入流程圖

3.2 異質(zhì)性檢驗(yàn)

本研究對(duì)納入的效應(yīng)量進(jìn)行異質(zhì)性驗(yàn)檢，結(jié)果顯示，Q=10027.064，df=177，p＜0.001，I2=98.24%。說明各項(xiàng)研究之間存在顯著異質(zhì)性，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析效應(yīng)量。

3.3 主效應(yīng)檢驗(yàn)和敏感性分析

在174 項(xiàng)研究中，手機(jī)成癮流行率的范圍為6.3%～72.0%。采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并效應(yīng)量，手機(jī)成癮整體流行率為28.3%（95% CI:26.5%～30.2%）。此外，敏感性分析發(fā)現(xiàn)，剔除任意一個(gè)樣本后的整體效應(yīng)量在28.1%～28.5%之間浮動(dòng)，表明元分析估計(jì)結(jié)果不受極端值的影響，具有較高的穩(wěn)定性。

3.4 亞組檢驗(yàn)和元回歸分析

異質(zhì)性檢驗(yàn)提示，各項(xiàng)研究之間的效應(yīng)量存在顯著異質(zhì)性。因此，有必要進(jìn)一步考察異質(zhì)性的來源及探討手機(jī)成癮流行率的影響因素。亞組檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表1），手機(jī)成癮流行率在不同年齡階段之間無顯著差異（QB=0.34,p=0.561）；手機(jī)成癮流行率在不同文化背景之間有顯著差異（QB=11.60,p＜0.001），東方文化背景下的手機(jī)成癮流行率顯著高于西方文化背景；手機(jī)成癮流行率在不同研究工具之間有顯著差異（QB=29.53,p＜0.001），其中SAS-SV 的手機(jī)成癮流行率最高，MPATS 和MPAI 次之，其他量表最低。元回歸分析顯示，出版年代顯著正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮流行率（B=0.09,95% CI[0.05,0.12]）。為了更直觀地反映手機(jī)成癮流行率隨年代變化的趨勢(shì)，以年代為橫坐標(biāo)，流行率為縱坐標(biāo)繪制折線圖。圖2 結(jié)果顯示，手機(jī)成癮流行率整體呈現(xiàn)出隨年代上升的趨勢(shì)。

表1 手機(jī)成癮流行率的亞組檢驗(yàn)

圖2 手機(jī)成癮流行率隨出版年代變化的趨勢(shì)圖

3.5 發(fā)表偏倚

漏斗圖結(jié)果顯示（見圖3），納入元分析的文獻(xiàn)效應(yīng)量集中在漏斗圖的頂部，且均勻分布于整體效應(yīng)量的兩側(cè)，表明研究不存在嚴(yán)重的偏倚風(fēng)險(xiǎn)?？紤]到漏斗圖的判斷存在主觀性，本研究通過使用Egger’s 線性回歸和失安全系數(shù)（Nfs）來進(jìn)一步佐證發(fā)表偏倚。結(jié)果顯示，Egger’s 線性回歸的截距不顯著（intercept=-2.46,95% CI[-5.13,0.20]）；Nfs為2662，遠(yuǎn)大于5k+10（880）。表明元分析不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚，研究結(jié)果真實(shí)有效。

圖3 手機(jī)成癮流行率的漏斗圖

4 討論

本研究通過對(duì)近15 年來國內(nèi)外的174 項(xiàng)研究進(jìn)行元分析，回答了全球手機(jī)成癮的整體流行率，并嘗試對(duì)其影響因素進(jìn)行了探索。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，全球手機(jī)成癮的整體流行率為28.3%，遠(yuǎn)高于其他類型的行為成癮。例如，網(wǎng)絡(luò)成癮在中國青少年和成年人中的流行率分別為15%和13.3%（卞宏毅,劉纓,李寧,劉天威,2016;Li et al.,2018），病理性賭博在成年人中的流行率僅為2.3%（Williams,Volberg,& Stevens,2012），這體現(xiàn)出手機(jī)成癮現(xiàn)象在全球范圍內(nèi)似乎更為普遍。首先，這可能是由于手機(jī)功能的多樣性所導(dǎo)致的。手機(jī)可以幫助人們?cè)鰪?qiáng)彼此間的社交聯(lián)系，還具備了購物、游戲等多功能的應(yīng)用程序。因此，與傳統(tǒng)的藥物與賭博成癮相比，手機(jī)更加容易被社會(huì)所接受并廣泛使用。在手機(jī)功能不斷發(fā)展的背景下，其潛在的成癮風(fēng)險(xiǎn)性正給全球帶來公共衛(wèi)生問題（Sohn et al.,2019）。其次，這也可能和手機(jī)的便攜性有關(guān)。手機(jī)使用的隱蔽性也間接導(dǎo)致個(gè)體問題性手機(jī)使用行為更難被觀測(cè)，如上課玩手機(jī)，開車玩手機(jī)等（Billieux et al.,2015），這在一定程度上增加了個(gè)體手機(jī)使用的危害和成癮的風(fēng)險(xiǎn)。最后，手機(jī)成癮防治難度大，以及干預(yù)體系的缺乏也可能是導(dǎo)致流行率居高不下的關(guān)鍵原因。目前，國內(nèi)外學(xué)者更多側(cè)重從源頭上分析手機(jī)成癮的成因和機(jī)制，而對(duì)預(yù)防和干預(yù)的實(shí)證研究關(guān)注較少（Yu & Sussman,2020）。尤其與其他化學(xué)物質(zhì)及行為成癮相比，手機(jī)成癮缺乏類似的神經(jīng)生物學(xué)證據(jù)的支持（劉勤學(xué),楊燕,林悅,余思,周宗奎,2017）。上述一系列因素表明手機(jī)成癮在全球具有較高的流行率，反映出手機(jī)成癮已經(jīng)不再是個(gè)別現(xiàn)象，而是一個(gè)普遍問題。因此，預(yù)防和治理手機(jī)成癮問題就顯得尤為緊迫，需要引起社會(huì)各界的高度重視。

本研究進(jìn)一步通過亞組檢驗(yàn)和元回歸分析，對(duì)可能影響手機(jī)成癮流行率的多個(gè)因素進(jìn)行了考察。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，手機(jī)成癮流行率在不同年齡階段之間無顯著差異，未支持假設(shè)1。本研究認(rèn)為，這可能與外部的約束程度有關(guān)。相比于成年人，青少年在手機(jī)使用上受到外部的管控與約束較多，尤其在亞洲地區(qū)，出于學(xué)業(yè)上的考慮，家長和學(xué)校普遍對(duì)青少年手機(jī)使用的頻率和內(nèi)容進(jìn)行了限制，一定程度上降低了青少年手機(jī)成癮的風(fēng)險(xiǎn)，從而可能中和了年齡在手機(jī)成癮流行率上原本存在的差異（張亞利等,2020）。

在出版年代方面，本次研究將發(fā)表于2007 年至2021 年間的文獻(xiàn)納入分析，發(fā)現(xiàn)出版年代顯著正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮流行率，驗(yàn)證了假設(shè)2。說明隨著時(shí)代發(fā)展，人們獲得手機(jī)途徑的增多以及手機(jī)持有率的不斷增長，提高了個(gè)體對(duì)手機(jī)成癮的易感性，為成癮易得性假說提供了證據(jù)支持。此外，這還可能與近年來人們精神壓力的持續(xù)增加有關(guān)。在現(xiàn)代生活節(jié)奏不斷加快以及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日益激烈的背景下，當(dāng)個(gè)體壓力過大而又無法緩解時(shí)，手機(jī)社交平臺(tái)的及時(shí)性和多元的娛樂功能可以幫助個(gè)體暫時(shí)舒緩心情、放松壓力（Ducasse et al.,2018），手機(jī)也從通訊工具演變?yōu)閭€(gè)體宣泄壓力和情感的主要途徑之一。

研究結(jié)果顯示，不同文化背景下的手機(jī)成癮流行率存在差異，東方文化背景下的手機(jī)成癮流行率顯著高于西方文化背景。該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3，一定程度上支持了關(guān)系文化理論的觀點(diǎn)。在西方的個(gè)人主義文化背景下，強(qiáng)調(diào)與他人的交往的過程中保持自我的獨(dú)立性，并提倡面對(duì)面的直接交流方式。而東方的集體主義文化背景對(duì)人際交往的需求程度更高，鼓勵(lì)與他人的交往的過程中發(fā)展緊密的人際關(guān)系，交流方式相對(duì)比較含蓄，喜歡通過文字來建立聯(lián)系（Arpaci et al.,2018;Gao et al.,2020）。因此，手機(jī)移動(dòng)社交軟件的即時(shí)性、匿名性和便利性等特點(diǎn)，更符合東方文化背景下個(gè)體的人際交流方式，也更能滿足他們對(duì)緊密人際聯(lián)結(jié)的需求。

本研究還發(fā)現(xiàn)不同測(cè)量工具間的手機(jī)成癮流行率存在顯著差異，其中SAS-SV 效應(yīng)量最高，MPATS 和MPAI 的效應(yīng)量次之，其他量表效應(yīng)量最低，驗(yàn)證了假設(shè)4。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因可能是，首先，各量表在項(xiàng)目數(shù)上存在不同。在三種常用的手機(jī)成癮量表中，MPATS 和MPAI 的項(xiàng)目數(shù)分別為16、17。而SAS-SV 僅10 道題目，其測(cè)量形式相對(duì)簡(jiǎn)潔，但容易造成信息的缺失。其次，各量表所包含的維度也不同。SAS-SV 本身為單維度量表，而MPATS 和MPAI 均為4 維度量表。這表明雖然上述測(cè)量工具的理論基礎(chǔ)與診斷依據(jù)均參考DSM-IV中物質(zhì)依賴和病理性賭博的標(biāo)準(zhǔn)，但其拓展與延伸的內(nèi)涵可能存在一定差異?？傊瑴y(cè)量工具的異質(zhì)性提醒研究人員和臨床醫(yī)生應(yīng)當(dāng)盡可能地使用共同的標(biāo)準(zhǔn)來界定手機(jī)成癮，以減少潛在的差異性。

本研究在一定程度上明晰了全球手機(jī)成癮的流行率及其影響因素，但也存在不足之處：首先，由于手機(jī)成癮整體流行率來源多個(gè)測(cè)量工具，本研究對(duì)不同測(cè)量工具的結(jié)果進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，但可能無法完全避免對(duì)結(jié)果穩(wěn)定性的影響，這也是目前流行率類元分析研究普遍存在的一個(gè)問題；其次，在進(jìn)行亞組分析時(shí)，各調(diào)節(jié)變量數(shù)量分布不夠均衡，以及個(gè)別樣本量相對(duì)偏少，這可能會(huì)影響研究結(jié)果；最后，可能還有其他有價(jià)值的因素對(duì)手機(jī)成癮流行率有影響，如特定被試群體、城鄉(xiāng)區(qū)域差異等。但由于原始研究數(shù)量的限制，無法對(duì)其進(jìn)行有效的分析，未來可考慮在擴(kuò)大研究范圍和數(shù)目的基礎(chǔ)上進(jìn)一步補(bǔ)充。

5 結(jié)論

本研究采用元分析的方法發(fā)現(xiàn)，全球手機(jī)成癮流行率為28.3%，手機(jī)成癮流行率受到了文化背景、測(cè)量工具、出版年代的顯著影響。具體表現(xiàn)為，東方文化背景下的手機(jī)成癮流行率顯著高于西方文化背景；SAS-SV 報(bào)告的手機(jī)成癮流行率最高，MPATS 和MPAI 次之，其他量表最低；出版年代顯著正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮流行率。