醫(yī)學(xué)生自尊、情緒調(diào)節(jié)自我效能感對手機成癮的影響

劉慧瀛 吉思思 楊靜怡

(鄭州大學(xué) 教育學(xué)院，河南 鄭州 450001)

第47次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告顯示，截至2020年12月，我國手機網(wǎng)民規(guī)模為9.86億，使用手機上網(wǎng)的比例高達99.7%，有著更高的手機成癮風(fēng)險[1]。手機上網(wǎng)為人們帶來娛樂和便捷生活的同時，也引發(fā)了一個社會問題——手機成癮，并因過度使用手機而造成了生理或心理的不適感[2]。眾多研究表明，手機成癮會產(chǎn)生一系列的不良后果，包括學(xué)習(xí)成績下降、焦慮、抑郁、失眠等[3-5]。醫(yī)學(xué)生學(xué)習(xí)內(nèi)容復(fù)雜繁多，需要投入較多的時間與精力，晚上他們可能會通過玩手機進行自我補償以緩解學(xué)習(xí)壓力，手機成癮率更高[6]，因此研究醫(yī)學(xué)生手機成癮及其作用過程具有重要意義。

自尊指個體對自身能力或價值的整體認知和判斷[7]。自尊是自我概念的一部分，它不僅能促進個體的心理發(fā)展，還會影響個體的行為表現(xiàn)[8]，與手機成癮顯著負相關(guān)[9]。Davis的“認知—行為模型”認為，非適應(yīng)性認知是導(dǎo)致手機成癮的重要原因，而低自尊是一種典型的非適應(yīng)性認知[10]。低自尊者自我評價低，社交體驗及歸屬感差[9]，手機網(wǎng)絡(luò)的匿名性、虛擬性等特點可以給低自尊者提供一個安全的、重新獲得他人積極評價的機會[11]。因此，他們可能會在網(wǎng)絡(luò)上花費大量的時間，最終導(dǎo)致手機成癮。綜上，本研究假設(shè)醫(yī)學(xué)生自尊顯著負向預(yù)測手機成癮。

此外，探究變量之間的作用過程(中介效應(yīng))有助于加深對問題的認識。情緒調(diào)節(jié)自我效能感指個體管理自身情緒狀態(tài)的一種自信程度，有助于提高主觀幸福感，促進心理健康[12]。一方面，高情緒調(diào)節(jié)自我效能感個體能夠有效地管理自身的消極情緒，通過更健康的方式轉(zhuǎn)移注意力，減少不良行為的發(fā)生[13]；而低情緒調(diào)節(jié)自我效能感個體更容易采取退縮和逃避等消極應(yīng)對方式，且網(wǎng)絡(luò)控制效能感較低[14]，可能會通過手機網(wǎng)絡(luò)來逃避生活、學(xué)習(xí)壓力，最終形成手機成癮[15]。另一方面，自尊是個體基于自身能力和價值的總體評價，這種評價會影響個體的情緒調(diào)節(jié)信心[16]，與情緒調(diào)節(jié)自我效能感顯著正相關(guān)[17]。綜上，本研究假設(shè)情緒調(diào)節(jié)自我效能感在自尊與手機成癮間起中介作用。

綜上所述，本研究旨在研究：(1)醫(yī)學(xué)生自尊與手機成癮的關(guān)系；(2)情緒調(diào)節(jié)自我效能感是否在自尊與手機成癮間起顯著的中介作用。

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

研究對象為河南省某高校的醫(yī)學(xué)生，共收回1 380份問卷調(diào)查。其中男生587人，女生793人；城鎮(zhèn)654人，農(nóng)村719人，7人缺失；獨生子女319人，非獨生子女1 054人，7人缺失；年齡范圍為15-29歲，平均年齡為(22.00±4.86)歲。

1.2 研究工具

1.2.1 自尊量表(Self-esteem Scale，SES)

此量表為Rosenberg自尊量表中文版[18]，共10個題目，采用4級評分，從1-4代表“很不符合”—“非常符合”，得分越高表明個體自尊水平越高。在本研究中，此量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.73。

1.2.2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表(Regulatory Emotional Self-efficacy Scale, RES)

此量表是由Caprara等人[19]修訂，中文版由張萍等人驗證具有良好的信度和效度[20]。共12個題目，采用5級評分，從1—5代表“完全不符”—“完全符合”，包含表達積極情緒、管理沮喪痛苦情緒、管理生氣易怒情緒3個維度，得分越高表明個體情緒調(diào)節(jié)自我效能感越高。在本研究中，此問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.92。

1.2.3 大學(xué)生手機成癮傾向量表(Mobile Phone Addiction Tendency Scale，MPATS)

該量表由熊婕等人[21]編制，共16個題目，采用5級評分，從1—5代表“非常不符”—“非常符合”，包含戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰、心境改變4個維度，總分在16—80分之間，總分大于等于48分表明個體存在手機成癮，得分越高表明個體手機成癮傾向越嚴重。在本研究中，此量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.91。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法

使用SPSS 20.0和AMOS 23.0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。使用皮爾遜積差相關(guān)分析各變量之間的相關(guān)關(guān)系；使用PROCESS插件檢驗情緒調(diào)節(jié)自我效能感在自尊與手機成癮間的中介作用；在AMOS 23.0中建立結(jié)構(gòu)方程模型檢驗中介模型的擬合程度。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗[22]，結(jié)果顯示，有6個因子的特征根大于1，未旋轉(zhuǎn)得到的第1個因子可解釋27.72%的變異量，小于40%的臨界值，因此本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 醫(yī)學(xué)生手機成癮檢出率

醫(yī)學(xué)生手機成癮得分為36.57±11.04分，1 380名醫(yī)學(xué)生中256人存在手機成癮，檢出率為18.55%，其中戒斷癥狀(15.13±4.67)最為明顯。256名手機成癮檢出者中男124人，檢出率為21.12%，女132人，檢出率為16.65%，男女在戒斷癥狀上存在顯著差異(t=-3.15，P<0.01)。

2.3 各變量描述統(tǒng)計及相關(guān)矩陣

相關(guān)分析結(jié)果顯示(見表1)，自尊與情緒調(diào)節(jié)自我效能感總分及其各維度均兩兩顯著正相關(guān)(p<0.001)，自尊與手機成癮總分及其各維度均兩兩顯著負相關(guān)(p<0.001)，情緒調(diào)節(jié)自我效能感總分及其各維度均與手機成癮總分及其各維度均兩兩顯著負相關(guān)(p<0.001)。

表1 各變量描述統(tǒng)計及相關(guān)矩陣

2.4 自尊與手機成癮之間的中介效應(yīng)檢驗

采用SPSS20.0軟件的 PROCESS插件，以自尊為自變量，情緒調(diào)節(jié)自我效能感為中介變量，手機成癮為因變量，檢驗情緒調(diào)節(jié)自我效能感在自尊與手機成癮間的中介作用。結(jié)果表明，自尊顯著負向預(yù)測手機成癮(β=-0.29，t=-10.66，P<0.001)，自尊顯著正向預(yù)測情緒調(diào)節(jié)自我效能感(β=0.45，t=18.80，P<0.001)，情緒調(diào)節(jié)自我效能感顯著負向預(yù)測手機成癮(β=-0.22，t=-8.00，P<0.001)。因此，情緒調(diào)節(jié)自我效能感在自尊與手機成癮間起部分中介作用，中介效應(yīng)(-0.10)占總效應(yīng)(-0.39)的25.28%(見表2)。

表2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感在自尊與手機成癮之間的中介效應(yīng)檢驗

為進一步檢驗該中介模型，以自尊為自變量，情緒調(diào)節(jié)自我效能感為中介變量，手機成癮為因變量，在AMOS 23.0中建立結(jié)構(gòu)方程模型。結(jié)果顯示，χ2=13.056，χ2/df=1.306，RMSEA=0.015，GFI=0.998，NFI=0.998，CFI=0.999，因此，“自尊—情緒調(diào)節(jié)自我效能感—手機成癮”這一中介作用模型擬合良好(見圖1)。

圖1 自尊、情緒調(diào)節(jié)自我效能感與手機成癮關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型

3 討論

本研究結(jié)果顯示，醫(yī)學(xué)生手機成癮檢出率為18.55%，略高于聶光輝等人[23]調(diào)查所得的廣西某醫(yī)學(xué)院校學(xué)生手機成癮檢出率(16.28%)。醫(yī)學(xué)生自尊顯著負向預(yù)測手機成癮，即自尊水平越低，手機成癮傾向越高。這與以往研究結(jié)果一致[24]，可以用自尊的社會計量器理論來解釋[25]。該理論認為，個體會根據(jù)自尊來評價自己的社會關(guān)系，低自尊者感覺自己難以融入群體、不被他人所接納，歸屬需求得不到滿足，這會導(dǎo)致他們對人際拒絕更為敏感，產(chǎn)生社交焦慮，而手機是既安全又能滿足個體社交需求的渠道，個體長期用手機來滿足社交需求會增加手機成癮的風(fēng)險[25,26]。其次，高自尊個體能夠客觀地看待自己的價值，理性地作出判斷，有信心解決生活中遇到的問題，自我控制與自我管理能力較好，能夠合理分配手機使用時間與工作學(xué)習(xí)時間，不會過度依賴手機，手機成癮的可能性較低[24]。而低自尊個體較為自卑，害怕人際拒絕，傾向于采取逃避、內(nèi)疚、幻想等不成熟的應(yīng)對方式[27]。手機社交的環(huán)境更加隱蔽安全，個體不用與他人面對面地交流，且有了更多思考和緩沖的時間，降低了被拒絕的幾率，因此手機成為了低自尊者消極應(yīng)對方式的實現(xiàn)渠道[26，27]。最后，低自尊者對他人的評價十分敏感，害怕被他人否定但又想得到社會支持，這使得低自尊者密切關(guān)注他人的評價，易產(chǎn)生錯失恐懼，即因擔(dān)心錯過他人信息而產(chǎn)生的一種彌散性焦慮。他們會不斷地瀏覽各類消息以期不錯過任何精彩內(nèi)容，想要與他人保持及時的線上聯(lián)系，如此長時間的手機網(wǎng)絡(luò)使用會增加手機成癮的風(fēng)險[28]。

中介效應(yīng)檢驗表明，情緒調(diào)節(jié)自我效能感在自尊與手機成癮間起顯著的中介作用。自尊顯著正向預(yù)測情緒調(diào)節(jié)自我效能感，與以往研究結(jié)果一致[29]。自尊是個體對自我價值的總體評價，是個體看待和評估自身能力的“鏡頭”，有助于跨越領(lǐng)域，為個體提供在大多數(shù)領(lǐng)域中所需的信心。因此，情緒調(diào)節(jié)自我效能感的發(fā)展受到自尊的影響[16]。低自尊者對未來持消極預(yù)期，情緒調(diào)節(jié)的成功經(jīng)歷少，而成功經(jīng)歷是個體提高自我效能感的直接來源，因此他們的情緒調(diào)節(jié)自我效能感較低[30]。另外，情緒調(diào)節(jié)自我效能感顯著負向預(yù)測手機成癮，與以往研究結(jié)果一致[31]。情緒調(diào)節(jié)自我效能感低的個體適應(yīng)性差，常常不敢表露自己的快樂，難以宣泄和調(diào)節(jié)消極情緒，易產(chǎn)生挫敗感，可能會私下獎勵或補償自己，例如玩游戲、看電視劇、瀏覽網(wǎng)頁等，增加了手機成癮的可能性[31]。