神經(jīng)質(zhì)人格對護理本科生手機成癮傾向的影響：壓力知覺和自我控制的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2024-03-14 09:24:48李茂寧王梅芳馮秀娟鄭文凱
四川精神衛(wèi)生 2024年1期
李茂寧，王梅芳，馮秀娟，白 雪，方 姣，鄭文凱*
（1. 西安交通大學(xué)城市學(xué)院，陜西 西安 710018；2. 內(nèi)蒙古醫(yī)科大學(xué)基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010107
手機成癮是指個體頻繁地使用手機，且無法通過自主意識控制使用手機，是一類新型行為成癮［1］。流行病學(xué)調(diào)查顯示，醫(yī)學(xué)生手機成癮檢出率為41.93%［2］。Li 等［3］研究表明，手機成癮與學(xué)業(yè)壓力有關(guān)。醫(yī)學(xué)生作為學(xué)業(yè)壓力較大的群體，其手機成癮的發(fā)生風(fēng)險可能較高。護理本科生是臨床護理工作的重要后備力量，護士作為提供醫(yī)療服務(wù)的主體，其心理健康狀況直接關(guān)系到護理工作質(zhì)量和護患關(guān)系。手機成癮可能會導(dǎo)致個體產(chǎn)生抑郁、焦慮、認(rèn)知障礙以及睡眠障礙等［4-6］。在成癮行為形成中，人格特征具有不可忽視的作用，具有某些人格特質(zhì)的個體更容易產(chǎn)生成癮行為［7-8］。依據(jù)神經(jīng)心理模型可知［9］，神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)越明顯，個體非特異性喚醒水平越高，其在壓力情境中不顧后果的行動越多，認(rèn)知資源被壓力源不斷消耗，個體自我調(diào)控能力降低，從而容易產(chǎn)生失調(diào)行為，包括過度使用手機。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：神經(jīng)質(zhì)人格可以正向預(yù)測手機成癮的發(fā)生。
壓力知覺是個體對刺激事件是否導(dǎo)致自身產(chǎn)生壓力進行評定后的心理反應(yīng)［10］。高壓力知覺與成癮行為呈正相關(guān)［11］。根據(jù)“緊張”理論可知［12］，問題行為的產(chǎn)生源于壓力或緊張引起的負性體驗。高神經(jīng)質(zhì)的個體具有高度應(yīng)激易感性，傾向于以負性視角看待日常生活事件，往往體驗到更大的壓力［13-15］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2：壓力知覺在神經(jīng)質(zhì)人格和手機成癮傾向之間起中介作用。
自我控制是個體抵制外部誘惑進而實現(xiàn)目標(biāo)的內(nèi)在能力［16］。自我控制是手機成癮發(fā)生的保護因素［17］。自我控制能力較弱的個體往往難以抑制對成癮行為的欲望，從而導(dǎo)致成癮行為產(chǎn)生［18］。高神經(jīng)質(zhì)的個體更情緒化，難以控制自己的情緒，故而自我控制能力較差［19］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)3：自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間起中介作用。此外，壓力知覺與自我控制呈負相關(guān)［20］。壓力知覺可以從兩方面減少自我控制資源：個體感知到的壓力會導(dǎo)致負性情緒產(chǎn)生，需要通過消耗自我控制資源來調(diào)節(jié)負性情緒；壓力知覺會觸發(fā)不良的認(rèn)知活動，例如反芻思維，控制反芻活動需要消耗個體的自我控制資源［21-24］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)4：壓力知覺和自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究通過分析護理本科生壓力知覺和自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間的中介作用，以期為預(yù)防和改善護理本科生手機成癮提供參考。
1 對象與方法
1.1 對象
于2023 年2 月—3 月，通過方便抽樣，選取陜西省西安市10 所高校的護理本科生為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①四年全日制護理專業(yè)本科生；②簽署知情同意書者。排除標(biāo)準(zhǔn)：因休學(xué)、參軍等多方面原因未在學(xué)校者。依據(jù)公式N=Z2×［P×（1-P）］/E2估算樣本量，其中N為樣本量，Z為統(tǒng)計量，E為誤差值，P為概率值。本研究中，Z=1.96（置信度為95%），E=4%，根據(jù)以往研究得出的醫(yī)學(xué)生手機成癮檢出率為41.93%［2］，計算得出本研究所需樣本量為584 例。最終共913 名護理本科生完成此次調(diào)查。
1.2 評定工具
采用艾森克人格問卷簡式量表中國版（Eysenck Personality Questionnaire-Revised Short Scale for Chinese，EPQ-RSC）［25］評定人格特質(zhì)。該量表包括精神質(zhì)、外傾性、神經(jīng)質(zhì)和掩飾4 個分量表，每個分量表均包含12 個條目，共48 個條目。以“是”或“否”作答，正向記分條目答“是”時，計1 分，答“否”時，不計分；反向記分項目答“是”時，不計分，答“否”時，計1 分?？傇u分范圍0～48 分，某分量表評分越高表明該人格傾向越明顯。本研究選取其中的神經(jīng)質(zhì)分量表。本研究中，神經(jīng)質(zhì)分量表Cronbach’sα系數(shù)為0.741。
采用壓力知覺量表（Perceived Stress Scale，PSS）［10，26］評定壓力知覺水平。該量表共14 個條目，包括失控感和緊張感兩個維度，各7 個條目。采用1～5分5級評分，正向計分條目從“從不”到“總是”分別計1～5 分，反向計分條目則相反。各條目評分之和為總評分，總越高表明壓力知覺水平越高。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.741。
采用自我控制量表（Self-Control Scale，SCS）［27］評定自我控制水平。該量表共19 個條目，包括5 個維度：沖動控制（6 個條目）、健康習(xí)慣（3 個條目）、抵制誘惑（4 個條目）、專注工作（3 個條目）和節(jié)制娛樂（3 個條目）。采用Likert 5 級評分法，正向計分條目從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～5 分，反向計分條目則相反?？傇u分范圍19～95 分，評分越高表明自我控制水平越高。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.879。
采用大學(xué)生手機成癮傾向量表（Mobile Phone Addiction Tendency Scale，MPATS）［28］評定手機成癮傾向程度。該量表共16 個條目，包括4 個維度：戒斷癥狀（6 個條目）、突顯行為（4 個條目）、社交撫慰（3 個條目）和心境改變（3 個條目）。采用1（非常不符）～5分（非常符合）5級評分，總評分范圍16～80分，總評分越高表明手機成癮傾向程度越高，≥48 分認(rèn)為存在手機成癮［29］。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.927。
1.3 評定方法與質(zhì)量控制
調(diào)查人員均接受統(tǒng)一培訓(xùn)，對學(xué)校負責(zé)人和輔導(dǎo)員說明本次研究的目的和內(nèi)容，征得其同意后，將問卷鏈接發(fā)至輔導(dǎo)員，再由輔導(dǎo)員轉(zhuǎn)發(fā)至護理本科生班級群。問卷指導(dǎo)語包含研究目的、填寫方法和注意事項，要求護理本科生根據(jù)自身情況如實填寫、獨立作答，若存在疑問，由調(diào)查人員予以中性釋疑。問卷填寫完成后當(dāng)場提交。為避免重復(fù)作答，設(shè)置每個IP 地址限填寫一次；問卷設(shè)置必答項和邏輯檢查項。收集資料完成后，調(diào)查人員從問卷星后臺提取數(shù)據(jù)并進行整理。
1.4 統(tǒng)計方法
采用SPSS 27.0 進行統(tǒng)計分析。計數(shù)資料以［n（%）］表示，符合正態(tài)分布的計量資料以（±s）表示。采用獨立樣本t檢驗和方差分析比較不同特征的護理本科生各量表評分。采用Pearson 相關(guān)分析考查各量表評分的相關(guān)性；使用Hayes 編寫的SPSS宏程序Process 4.1 中的model 6 檢驗中介作用。采用Bootstrap 抽樣方法和Process 進行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析，抽取5 000 Bootstrap 樣本估計各種效應(yīng)95%的置信區(qū)間；使用Harman單因子法進行共同方法偏差檢驗。檢驗水準(zhǔn)α=0.05。
2 結(jié) 果
2.1 共同方法偏差檢驗
在實施過程中，采用匿名作答、反向計分等方法控制共同方法偏差。提取神經(jīng)質(zhì)人格、壓力知覺、自我控制和手機成癮傾向所有項目納入探索性因子分析。析出10 個特征值大于1 的因子，第一公因子的方差解釋百分比為21.93%，小于40%，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
2.2 研究對象基本資料
共回收問卷913 份，剔除存在規(guī)律作答、作答時間過短等答卷，有效問卷共900 份（98.58%）。在900 名護理本科生中，男生54 人（6.00%），女生846 人（94.00%）；大一年級195 人（21.67%），大二年級206 人（22.89%），大三年級260 人（28.89%），大四年級239人（26.55%）。
2.3 不同性別和年級的護理本科生各量表評分比較
在900 名護理本科生中，檢出存在手機成癮傾向者314 人（34.89%）。護理本科生EPQ-RSC 的神經(jīng)質(zhì)分量表、PSS、SCS 以及MPATS 評分分別為（43.28±12.92）分、（40.07±5.90）分、（61.71±9.96）分、（41.46±10.12）分。
不同性別的護理本科生各量表評分差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P均＞0.05）；不同年級的護理本科生EPQ-RSC 神經(jīng)質(zhì)分量表評分差異有統(tǒng)計學(xué)意義（F=3.138，P=0.025）。見表1。
表1 不同性別和年級的護理本科生各量表評分比較（±s，分）Table 1 Comparison of different scales scores of nursing undergraduates with different genders and grades
表1 不同性別和年級的護理本科生各量表評分比較（±s，分）Table 1 Comparison of different scales scores of nursing undergraduates with different genders and grades
注：EPQ-RSC，艾森克人格問卷簡式量表中國版；PSS，壓力知覺量表；SCS，自我控制量表；MPATS，手機成癮傾向量表；t、P，不同性別的護理本科生各量表評分比較；F、P，不同年級的護理本科生各量表評分比較
項 目性別年級t P F P LSD男性（n=54）女性（n=846）大一年級①（n=195）大二年級②（n=206）大三年級③（n=260）大四年級④（n=239）EPQ-RSC神經(jīng)質(zhì)分量表評分45.29±12.57 43.15±12.94 44.74±12.68 44.19±12.87 43.31±13.16 41.26±12.72 1.181 0.238 3.138 0.025①＞④，②＞④，③＞④PSS評分40.39±6.95 40.05±5.83 39.68±6.42 40.49±5.14 40.24±5.89 39.86±6.09 0.404 0.686 0.801 0.493-SCS評分61.72±10.65 61.71±9.92 60.69±10.21 61.26±8.87 61.90±10.53 62.72±9.95 0.008 0.993 1.674 0.171-MPATS評分40.94±10.06 41.49±10.13 42.23±9.51 41.35±10.06 42.16±10.68 40.15±9.95-0.383 0.702 2.152 0.092-
2.4 相關(guān)分析
護理本科生EPQ-RSC 神經(jīng)質(zhì)分量表評分與PSS 總評分和MPATS 總評分均呈正相關(guān)（r=0.400、0.287，P均＜0.01），與SCS 總評分呈負相關(guān)（r=-0.364，P＜0.01）；MPATS 總評分與PSS 總評分呈正相關(guān)（r=0.362，P＜0.01），與SCS 總評分呈負相關(guān)（r=-0.468，P＜0.01）；SCS 總評分與PSS 總評分呈負相關(guān)（r=-0.515，P＜0.01）。
2.5 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗
回歸分析顯示，神經(jīng)質(zhì)人格可正向預(yù)測壓力知覺（β=0.404，P＜0.01）和手機成癮傾向（β=0.099，P＜0.01），負向預(yù)測自我控制（β=-0.182，P＜0.01）。壓力知覺可負向預(yù)測自我控制（β=-0.443，P＜0.01），正向預(yù)測手機成癮傾向（β=0.138，P＜0.01）。自我控制對手機成癮傾向具有負向預(yù)測作用（β=-0.358，P＜0.01）。
中介效應(yīng)分析顯示，壓力知覺和自我控制的中介作用顯著，中介效應(yīng)值為0.185。中介效應(yīng)通過三條中介路徑產(chǎn)生：①神經(jīng)質(zhì)人格→壓力知覺→手機成癮傾向（效應(yīng)值為0.056，95%CI：0.021～0.090）；②神經(jīng)質(zhì)人格→自我控制→手機成癮傾向（效應(yīng)值為0.065，95%CI：0.040～0.094）；③神經(jīng)質(zhì)人格→壓力知覺→自我控制→手機成癮傾向（效應(yīng)值為0.064，95%CI：0.044～0.086）。見表2、圖1。
圖1 護理本科生神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向的中介路徑Figure 1 Mediating pathways between neuroticism and mobile phone addiction tendency among nursing undergraduates
表2 壓力知覺和自我控制在神經(jīng)質(zhì)與手機成癮傾向之間的中介效應(yīng)Table 2 Mediating effects of perceived stress and self-control in the relation between neuroticism and mobile phone addiction tendency
3 討 論
本研究結(jié)果顯示，神經(jīng)質(zhì)人格可正向預(yù)測手機成癮傾向，假設(shè)1 成立，與既往研究結(jié)果一致［30-32］。該結(jié)果也驗證了神經(jīng)心理模型［9］，即個體神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)越明顯，越容易產(chǎn)生失調(diào)行為。高神經(jīng)質(zhì)個體具有較強的情緒反應(yīng)和壓力易感性，即在應(yīng)對壓力情境的應(yīng)激時，其更傾向于認(rèn)為該情境往往難以控制，進而通常采取非適應(yīng)性的應(yīng)對策略或回避問題［33］，如通過過度使用手機釋放壓力和緩解緊張狀態(tài)，調(diào)整不良情緒，致使其逃離壓力情境。因此，神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)可能易導(dǎo)致個體產(chǎn)生手機成癮。提示護理教育工作者需要采取有效的干預(yù)措施，針對高神經(jīng)質(zhì)的護理學(xué)生，改善其手機成癮傾向的發(fā)生發(fā)展。
本研究中，壓力知覺在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間存在中介效應(yīng)，假設(shè)2 成立。既往研究也表明，神經(jīng)質(zhì)可正向預(yù)測壓力知覺，即個體神經(jīng)質(zhì)傾向越明顯，其壓力知覺水平越高［34］。高神經(jīng)質(zhì)的護理本科生感知到更多的壓力，更容易產(chǎn)生手機成癮。可能的原因是高神經(jīng)質(zhì)的個體更傾向于采用表達抑制策略，故而消耗認(rèn)知心理資源、激活神經(jīng)系統(tǒng)，導(dǎo)致個體更容易將刺激轉(zhuǎn)化為知覺壓力，壓力知覺水平較高［13］。此外，本研究結(jié)果顯示，壓力知覺與手機成癮傾向呈正相關(guān)，驗證了“一般壓力”理論，即壓力會引起問題行為［35］。壓力知覺水平越高的學(xué)生，越容易通過問題行為（例如沉溺于游戲）緩解壓力。因此，改善個體的手機成癮傾向或許可以從降低壓力知覺水平的角度入手。
本研究結(jié)果表明，自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間存在中介效應(yīng)，假設(shè)3 成立。神經(jīng)質(zhì)可負向預(yù)測自我控制，與余佳［36］的研究結(jié)果一致。高神經(jīng)質(zhì)個體易情緒化，當(dāng)其處于壓力應(yīng)激狀態(tài)下，易產(chǎn)生沖動行為并采取非適應(yīng)性的應(yīng)對策略，自我控制能力較低。此外，自我控制與手機成癮傾向呈負相關(guān)。在應(yīng)對各種壓力源時，自我控制能力越強的個體，越能更好地對自己的情緒、認(rèn)知和行為進行調(diào)節(jié)和監(jiān)控，多方位思考問題，用更加適當(dāng)?shù)姆绞教幚韱栴}，從而表現(xiàn)出更少的問題行為，例如手機成癮［20］。提示增強個體的自我控制能力可能有助于改善手機成癮傾向。
神經(jīng)質(zhì)通過壓力知覺和自我控制的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤κ謾C成癮傾向產(chǎn)生影響，假設(shè)4 成立。既往研究表明，壓力知覺可負向預(yù)測自我控制能力［21-24，30］。根據(jù)有限自制力理論，在一定時期內(nèi)，個體的自我控制資源是有限的，當(dāng)個體持續(xù)處于高壓狀態(tài)下，會增加自我控制資源的消耗，從而降低自我控制能力。對護理本科生而言，其神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)越明顯，在學(xué)習(xí)過程和社交活動中感知到的壓力水平越高，對自我控制資源的消耗越多，當(dāng)自我控制資源不足時，可能導(dǎo)致對行為的自我控制失敗，進而越容易通過問題行為逃避壓力，增加手機成癮的發(fā)生風(fēng)險。
綜上所述，護理本科生的神經(jīng)質(zhì)人格既可以直接影響手機成癮傾向，還可以通過壓力知覺和自我控制的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響手機成癮傾向。本研究局限性：一方面，本研究只選取陜西省部分高校，可能存在樣本代表性不足的問題，研究結(jié)果可能存在一定偏倚，但研究結(jié)果對本地區(qū)護理專業(yè)教育具有積極意義，今后可進一步擴大研究范圍，提高結(jié)論可信度；另一方面，神經(jīng)質(zhì)對手機成癮傾向的影響機制非常復(fù)雜，本研究僅探究壓力知覺和自我控制在二者之間的中介效應(yīng)，尚無法完全揭示手機成癮傾向的影響因素模型，今后可納入更多相關(guān)變量，構(gòu)建更系統(tǒng)、全面的模型。
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手機成癮是指個體頻繁地使用手機，且無法通過自主意識控制使用手機，是一類新型行為成癮［1］。流行病學(xué)調(diào)查顯示，醫(yī)學(xué)生手機成癮檢出率為41.93%［2］。Li 等［3］研究表明，手機成癮與學(xué)業(yè)壓力有關(guān)。醫(yī)學(xué)生作為學(xué)業(yè)壓力較大的群體，其手機成癮的發(fā)生風(fēng)險可能較高。護理本科生是臨床護理工作的重要后備力量，護士作為提供醫(yī)療服務(wù)的主體，其心理健康狀況直接關(guān)系到護理工作質(zhì)量和護患關(guān)系。手機成癮可能會導(dǎo)致個體產(chǎn)生抑郁、焦慮、認(rèn)知障礙以及睡眠障礙等［4-6］。在成癮行為形成中，人格特征具有不可忽視的作用，具有某些人格特質(zhì)的個體更容易產(chǎn)生成癮行為［7-8］。依據(jù)神經(jīng)心理模型可知［9］，神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)越明顯，個體非特異性喚醒水平越高，其在壓力情境中不顧后果的行動越多，認(rèn)知資源被壓力源不斷消耗，個體自我調(diào)控能力降低，從而容易產(chǎn)生失調(diào)行為，包括過度使用手機。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：神經(jīng)質(zhì)人格可以正向預(yù)測手機成癮的發(fā)生。
壓力知覺是個體對刺激事件是否導(dǎo)致自身產(chǎn)生壓力進行評定后的心理反應(yīng)［10］。高壓力知覺與成癮行為呈正相關(guān)［11］。根據(jù)“緊張”理論可知［12］，問題行為的產(chǎn)生源于壓力或緊張引起的負性體驗。高神經(jīng)質(zhì)的個體具有高度應(yīng)激易感性，傾向于以負性視角看待日常生活事件，往往體驗到更大的壓力［13-15］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2：壓力知覺在神經(jīng)質(zhì)人格和手機成癮傾向之間起中介作用。
自我控制是個體抵制外部誘惑進而實現(xiàn)目標(biāo)的內(nèi)在能力［16］。自我控制是手機成癮發(fā)生的保護因素［17］。自我控制能力較弱的個體往往難以抑制對成癮行為的欲望，從而導(dǎo)致成癮行為產(chǎn)生［18］。高神經(jīng)質(zhì)的個體更情緒化，難以控制自己的情緒，故而自我控制能力較差［19］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)3：自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間起中介作用。此外，壓力知覺與自我控制呈負相關(guān)［20］。壓力知覺可以從兩方面減少自我控制資源：個體感知到的壓力會導(dǎo)致負性情緒產(chǎn)生，需要通過消耗自我控制資源來調(diào)節(jié)負性情緒；壓力知覺會觸發(fā)不良的認(rèn)知活動，例如反芻思維，控制反芻活動需要消耗個體的自我控制資源［21-24］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)4：壓力知覺和自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究通過分析護理本科生壓力知覺和自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間的中介作用，以期為預(yù)防和改善護理本科生手機成癮提供參考。
1 對象與方法
1.1 對象
于2023 年2 月—3 月，通過方便抽樣，選取陜西省西安市10 所高校的護理本科生為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①四年全日制護理專業(yè)本科生；②簽署知情同意書者。排除標(biāo)準(zhǔn)：因休學(xué)、參軍等多方面原因未在學(xué)校者。依據(jù)公式N=Z2×［P×（1-P）］/E2估算樣本量，其中N為樣本量，Z為統(tǒng)計量，E為誤差值，P為概率值。本研究中，Z=1.96（置信度為95%），E=4%，根據(jù)以往研究得出的醫(yī)學(xué)生手機成癮檢出率為41.93%［2］，計算得出本研究所需樣本量為584 例。最終共913 名護理本科生完成此次調(diào)查。
1.2 評定工具
采用艾森克人格問卷簡式量表中國版（Eysenck Personality Questionnaire-Revised Short Scale for Chinese，EPQ-RSC）［25］評定人格特質(zhì)。該量表包括精神質(zhì)、外傾性、神經(jīng)質(zhì)和掩飾4 個分量表，每個分量表均包含12 個條目，共48 個條目。以“是”或“否”作答，正向記分條目答“是”時，計1 分，答“否”時，不計分；反向記分項目答“是”時，不計分，答“否”時，計1 分?？傇u分范圍0～48 分，某分量表評分越高表明該人格傾向越明顯。本研究選取其中的神經(jīng)質(zhì)分量表。本研究中，神經(jīng)質(zhì)分量表Cronbach’sα系數(shù)為0.741。
采用壓力知覺量表（Perceived Stress Scale，PSS）［10，26］評定壓力知覺水平。該量表共14 個條目，包括失控感和緊張感兩個維度，各7 個條目。采用1～5分5級評分，正向計分條目從“從不”到“總是”分別計1～5 分，反向計分條目則相反。各條目評分之和為總評分，總越高表明壓力知覺水平越高。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.741。
采用自我控制量表（Self-Control Scale，SCS）［27］評定自我控制水平。該量表共19 個條目，包括5 個維度：沖動控制（6 個條目）、健康習(xí)慣（3 個條目）、抵制誘惑（4 個條目）、專注工作（3 個條目）和節(jié)制娛樂（3 個條目）。采用Likert 5 級評分法，正向計分條目從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～5 分，反向計分條目則相反?？傇u分范圍19～95 分，評分越高表明自我控制水平越高。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.879。
采用大學(xué)生手機成癮傾向量表（Mobile Phone Addiction Tendency Scale，MPATS）［28］評定手機成癮傾向程度。該量表共16 個條目，包括4 個維度：戒斷癥狀（6 個條目）、突顯行為（4 個條目）、社交撫慰（3 個條目）和心境改變（3 個條目）。采用1（非常不符）～5分（非常符合）5級評分，總評分范圍16～80分，總評分越高表明手機成癮傾向程度越高，≥48 分認(rèn)為存在手機成癮［29］。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.927。
1.3 評定方法與質(zhì)量控制
調(diào)查人員均接受統(tǒng)一培訓(xùn)，對學(xué)校負責(zé)人和輔導(dǎo)員說明本次研究的目的和內(nèi)容，征得其同意后，將問卷鏈接發(fā)至輔導(dǎo)員，再由輔導(dǎo)員轉(zhuǎn)發(fā)至護理本科生班級群。問卷指導(dǎo)語包含研究目的、填寫方法和注意事項，要求護理本科生根據(jù)自身情況如實填寫、獨立作答，若存在疑問，由調(diào)查人員予以中性釋疑。問卷填寫完成后當(dāng)場提交。為避免重復(fù)作答，設(shè)置每個IP 地址限填寫一次；問卷設(shè)置必答項和邏輯檢查項。收集資料完成后，調(diào)查人員從問卷星后臺提取數(shù)據(jù)并進行整理。
1.4 統(tǒng)計方法
采用SPSS 27.0 進行統(tǒng)計分析。計數(shù)資料以［n（%）］表示，符合正態(tài)分布的計量資料以（±s）表示。采用獨立樣本t檢驗和方差分析比較不同特征的護理本科生各量表評分。采用Pearson 相關(guān)分析考查各量表評分的相關(guān)性；使用Hayes 編寫的SPSS宏程序Process 4.1 中的model 6 檢驗中介作用。采用Bootstrap 抽樣方法和Process 進行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析，抽取5 000 Bootstrap 樣本估計各種效應(yīng)95%的置信區(qū)間；使用Harman單因子法進行共同方法偏差檢驗。檢驗水準(zhǔn)α=0.05。
2 結(jié) 果
2.1 共同方法偏差檢驗
在實施過程中，采用匿名作答、反向計分等方法控制共同方法偏差。提取神經(jīng)質(zhì)人格、壓力知覺、自我控制和手機成癮傾向所有項目納入探索性因子分析。析出10 個特征值大于1 的因子，第一公因子的方差解釋百分比為21.93%，小于40%，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
2.2 研究對象基本資料
共回收問卷913 份，剔除存在規(guī)律作答、作答時間過短等答卷，有效問卷共900 份（98.58%）。在900 名護理本科生中，男生54 人（6.00%），女生846 人（94.00%）；大一年級195 人（21.67%），大二年級206 人（22.89%），大三年級260 人（28.89%），大四年級239人（26.55%）。
2.3 不同性別和年級的護理本科生各量表評分比較
在900 名護理本科生中，檢出存在手機成癮傾向者314 人（34.89%）。護理本科生EPQ-RSC 的神經(jīng)質(zhì)分量表、PSS、SCS 以及MPATS 評分分別為（43.28±12.92）分、（40.07±5.90）分、（61.71±9.96）分、（41.46±10.12）分。
不同性別的護理本科生各量表評分差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P均＞0.05）；不同年級的護理本科生EPQ-RSC 神經(jīng)質(zhì)分量表評分差異有統(tǒng)計學(xué)意義（F=3.138，P=0.025）。見表1。
表1 不同性別和年級的護理本科生各量表評分比較（±s，分）Table 1 Comparison of different scales scores of nursing undergraduates with different genders and grades
表1 不同性別和年級的護理本科生各量表評分比較（±s，分）Table 1 Comparison of different scales scores of nursing undergraduates with different genders and grades
注：EPQ-RSC，艾森克人格問卷簡式量表中國版；PSS，壓力知覺量表；SCS，自我控制量表；MPATS，手機成癮傾向量表；t、P，不同性別的護理本科生各量表評分比較；F、P，不同年級的護理本科生各量表評分比較
項 目性別年級t P F P LSD男性（n=54）女性（n=846）大一年級①（n=195）大二年級②（n=206）大三年級③（n=260）大四年級④（n=239）EPQ-RSC神經(jīng)質(zhì)分量表評分45.29±12.57 43.15±12.94 44.74±12.68 44.19±12.87 43.31±13.16 41.26±12.72 1.181 0.238 3.138 0.025①＞④，②＞④，③＞④PSS評分40.39±6.95 40.05±5.83 39.68±6.42 40.49±5.14 40.24±5.89 39.86±6.09 0.404 0.686 0.801 0.493-SCS評分61.72±10.65 61.71±9.92 60.69±10.21 61.26±8.87 61.90±10.53 62.72±9.95 0.008 0.993 1.674 0.171-MPATS評分40.94±10.06 41.49±10.13 42.23±9.51 41.35±10.06 42.16±10.68 40.15±9.95-0.383 0.702 2.152 0.092-
2.4 相關(guān)分析
護理本科生EPQ-RSC 神經(jīng)質(zhì)分量表評分與PSS 總評分和MPATS 總評分均呈正相關(guān)（r=0.400、0.287，P均＜0.01），與SCS 總評分呈負相關(guān)（r=-0.364，P＜0.01）；MPATS 總評分與PSS 總評分呈正相關(guān)（r=0.362，P＜0.01），與SCS 總評分呈負相關(guān)（r=-0.468，P＜0.01）；SCS 總評分與PSS 總評分呈負相關(guān)（r=-0.515，P＜0.01）。
2.5 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗
回歸分析顯示，神經(jīng)質(zhì)人格可正向預(yù)測壓力知覺（β=0.404，P＜0.01）和手機成癮傾向（β=0.099，P＜0.01），負向預(yù)測自我控制（β=-0.182，P＜0.01）。壓力知覺可負向預(yù)測自我控制（β=-0.443，P＜0.01），正向預(yù)測手機成癮傾向（β=0.138，P＜0.01）。自我控制對手機成癮傾向具有負向預(yù)測作用（β=-0.358，P＜0.01）。
中介效應(yīng)分析顯示，壓力知覺和自我控制的中介作用顯著，中介效應(yīng)值為0.185。中介效應(yīng)通過三條中介路徑產(chǎn)生：①神經(jīng)質(zhì)人格→壓力知覺→手機成癮傾向（效應(yīng)值為0.056，95%CI：0.021～0.090）；②神經(jīng)質(zhì)人格→自我控制→手機成癮傾向（效應(yīng)值為0.065，95%CI：0.040～0.094）；③神經(jīng)質(zhì)人格→壓力知覺→自我控制→手機成癮傾向（效應(yīng)值為0.064，95%CI：0.044～0.086）。見表2、圖1。
圖1 護理本科生神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向的中介路徑Figure 1 Mediating pathways between neuroticism and mobile phone addiction tendency among nursing undergraduates
表2 壓力知覺和自我控制在神經(jīng)質(zhì)與手機成癮傾向之間的中介效應(yīng)Table 2 Mediating effects of perceived stress and self-control in the relation between neuroticism and mobile phone addiction tendency
3 討 論
本研究結(jié)果顯示，神經(jīng)質(zhì)人格可正向預(yù)測手機成癮傾向，假設(shè)1 成立，與既往研究結(jié)果一致［30-32］。該結(jié)果也驗證了神經(jīng)心理模型［9］，即個體神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)越明顯，越容易產(chǎn)生失調(diào)行為。高神經(jīng)質(zhì)個體具有較強的情緒反應(yīng)和壓力易感性，即在應(yīng)對壓力情境的應(yīng)激時，其更傾向于認(rèn)為該情境往往難以控制，進而通常采取非適應(yīng)性的應(yīng)對策略或回避問題［33］，如通過過度使用手機釋放壓力和緩解緊張狀態(tài)，調(diào)整不良情緒，致使其逃離壓力情境。因此，神經(jīng)質(zhì)人格特質(zhì)可能易導(dǎo)致個體產(chǎn)生手機成癮。提示護理教育工作者需要采取有效的干預(yù)措施，針對高神經(jīng)質(zhì)的護理學(xué)生，改善其手機成癮傾向的發(fā)生發(fā)展。
本研究中，壓力知覺在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間存在中介效應(yīng)，假設(shè)2 成立。既往研究也表明，神經(jīng)質(zhì)可正向預(yù)測壓力知覺，即個體神經(jīng)質(zhì)傾向越明顯，其壓力知覺水平越高［34］。高神經(jīng)質(zhì)的護理本科生感知到更多的壓力，更容易產(chǎn)生手機成癮。可能的原因是高神經(jīng)質(zhì)的個體更傾向于采用表達抑制策略，故而消耗認(rèn)知心理資源、激活神經(jīng)系統(tǒng)，導(dǎo)致個體更容易將刺激轉(zhuǎn)化為知覺壓力，壓力知覺水平較高［13］。此外，本研究結(jié)果顯示，壓力知覺與手機成癮傾向呈正相關(guān)，驗證了“一般壓力”理論，即壓力會引起問題行為［35］。壓力知覺水平越高的學(xué)生，越容易通過問題行為（例如沉溺于游戲）緩解壓力。因此，改善個體的手機成癮傾向或許可以從降低壓力知覺水平的角度入手。
本研究結(jié)果表明，自我控制在神經(jīng)質(zhì)人格與手機成癮傾向之間存在中介效應(yīng)，假設(shè)3 成立。神經(jīng)質(zhì)可負向預(yù)測自我控制，與余佳［36］的研究結(jié)果一致。高神經(jīng)質(zhì)個體易情緒化，當(dāng)其處于壓力應(yīng)激狀態(tài)下，易產(chǎn)生沖動行為并采取非適應(yīng)性的應(yīng)對策略，自我控制能力較低。此外，自我控制與手機成癮傾向呈負相關(guān)。在應(yīng)對各種壓力源時，自我控制能力越強的個體，越能更好地對自己的情緒、認(rèn)知和行為進行調(diào)節(jié)和監(jiān)控，多方位思考問題，用更加適當(dāng)?shù)姆绞教幚韱栴}，從而表現(xiàn)出更少的問題行為，例如手機成癮［20］。提示增強個體的自我控制能力可能有助于改善手機成癮傾向。
神經(jīng)質(zhì)通過壓力知覺和自我控制的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤κ謾C成癮傾向產(chǎn)生影響，假設(shè)4 成立。既往研究表明，壓力知覺可負向預(yù)測自我控制能力［21-24，30］。根據(jù)有限自制力理論，在一定時期內(nèi)，個體的自我控制資源是有限的，當(dāng)個體持續(xù)處于高壓狀態(tài)下，會增加自我控制資源的消耗，從而降低自我控制能力。對護理本科生而言，其神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)越明顯，在學(xué)習(xí)過程和社交活動中感知到的壓力水平越高，對自我控制資源的消耗越多，當(dāng)自我控制資源不足時，可能導(dǎo)致對行為的自我控制失敗，進而越容易通過問題行為逃避壓力，增加手機成癮的發(fā)生風(fēng)險。
綜上所述，護理本科生的神經(jīng)質(zhì)人格既可以直接影響手機成癮傾向，還可以通過壓力知覺和自我控制的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響手機成癮傾向。本研究局限性：一方面，本研究只選取陜西省部分高校，可能存在樣本代表性不足的問題，研究結(jié)果可能存在一定偏倚，但研究結(jié)果對本地區(qū)護理專業(yè)教育具有積極意義，今后可進一步擴大研究范圍，提高結(jié)論可信度；另一方面，神經(jīng)質(zhì)對手機成癮傾向的影響機制非常復(fù)雜，本研究僅探究壓力知覺和自我控制在二者之間的中介效應(yīng)，尚無法完全揭示手機成癮傾向的影響因素模型，今后可納入更多相關(guān)變量，構(gòu)建更系統(tǒng)、全面的模型。
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