1. 引言
据第54次CNNIC调查结果显示，截至2024年6月，我国网民使用手机上网的比例达99.7% (中国互联网信息中心，2024)。大学生作为智能手机使用最广泛的群体之一，手机早已成为他们的日常用品，但它是一把双刃剑，其合理使用可以满足个体多种生活需求，包括但不仅限于社交、安全、休闲娱乐(Oksman, & Turtiainen, 2004)。而过度使用则会导致个体出现明显的社会、心理功能损伤，形成手机依赖(Yen et al., 2009)。它是一种行为成瘾，即个体为满足特定需求，不可自制地反复渴求使用手机，形成依赖感(Yen et al., 2009; 邢楠楠，2020)。
1.1. 压力知觉与手机依赖的关系
压力知觉是指在处理外界事件能力不足的前提下，个体所主观体验到的压力及对自身应对能力的认知评估(侯琬玥，2019)。已有研究表明，具有手机依赖倾向的个体，可能对周围各压力性事件的感知更敏感和强烈(姜梦月等，2021)。根据压力认知交互作用理论，在个体对压力性事件进行认知评价后，会采取一系列策略应对，而缓解压力的常用手段之一就是使用手机(Rozgonjuk & Elhai, 2021)。同时，计算机交互中的可玩性整合理论表明，手机依赖带来的沉浸体验可以缓解压力，而缓解压力带来愉悦的心流体验会导致手机使用行为的重复(Rong et al., 2024)。此外，相关研究证实主观幸福感可降低个体对手机的依赖程度(高露，2024)，但压力对大学生主观幸福感具有消极影响(何安明等，2020)。因此，本研究认为压力知觉与手机依赖显著正相关。
1.2. 睡眠拖延的中介作用
睡眠拖延是指个体在无外部因素阻碍下，仍无法在既定时间内主动入睡的行为(Kroese et al., 2014; 姚琦琦，2023)。以往研究证实，手机依赖与非理性拖延存在显著正相关(Shi et al., 2021)，而睡眠拖延是一种特殊的非理性拖延行为(范丽洁，2023)，故手机依赖与睡眠拖延显著相关。根据心理适应机制可知，个体会通过延长可控睡前时间以有效获得良好的自我感觉来缓解压力(黄琳，2023)。相关研究也证明，手机娱乐会推迟睡眠时间以此显著增加手机使用时长，而手机蓝光反过来刺激大脑兴奋，进一步加剧睡眠拖延行为(黄琳，2023)。三“A”理论表明，当个体判断不能处理好压力源时会出现压力知觉，并产生拖延这一防御机制来逃避压力。同时，早期研究也已证明，压力知觉能够正向影响睡眠拖延(Folkman, 1984)。因此，压力知觉可能预测睡眠拖延行为的产生，并延长手机使用时间以平衡自我需求的满足(徐沛阳，2023)。综上，本研究预测睡眠拖延在压力知觉和手机依赖中起中介作用。
1.3. 自我控制的中介作用
自我控制是指个体能够遏制内在冲突与外界干扰，并坚持预期目标的能力(Tangney et al., 2018)。研究表明，手机依赖与个人冲动特质相关，如自我控制能力(徐沛阳，2023)。根据自我控制的能量模型(Baumeister et al., 1998)，当个体自控资源不足时，容易产生冲动、成瘾等不合理行为(连新璞，2022)。因此，当个体感知压力过大时可能过度消耗自控资源，导致自我控制能力降低，促进手机依赖行为的产生的机率(秦鹏飞等，2020)。同时，已有研究证实(Zhang et al., 2022)，大学生自我控制与较高手机成瘾有关，压力知觉与较低自我控制有关，而自我控制又能对手机成瘾具有负向预测作用(van Deursen et al., 2015)。生理学相关研究也表明，压力产生的生理反应(如皮质醇的分泌)会导致执行控制受损，引起个体减弱执行功能，增加奖赏寻求和个体的风险行为(杜娟，2024)。据此，本研究预测压力知觉能通过自我控制中介作用于手机依赖。
1.4. 睡眠拖延和自我控制的链式中介作用
有限自制力理论指出(Baumeister et al.,2000)，自我控制需要个体消耗有限的心理能量，当能量不足时会降低自我控制，出现睡眠拖延行为(谭树华等，2012)。且研究发现，自我控制可以显著正向预测睡眠拖延，两者间具有直接关系(Bernecker & Job, 2020)。根据压力应对模型，大学生作为使用手机最广泛的群体之一，通过手机网络获得满足和愉悦的体验可以有效缓解压力的感觉，若压力所消耗心理能量过多，自我控制能力就会降低，促进睡眠拖延的出现，加剧手机依赖的程度(张冰等，2019)。但根据自我控制的双系统模型，拖延行为所带来的即时满足感，会降低自我控制水平(董鸿霖等，2014)。因此，睡眠拖延对自我控制具有直接影响。故本研究认为睡眠拖延和自我控制在压力知觉与手机依赖间起链式中介作用。
2. 研究方法
2.1. 被试
采用随机方便抽样法以安徽省某高校的在校生为研究对象，采用线上问卷形式施测。共发放问卷510份，回收421份，回收率为82.6%；其中问卷设置部分定向选择作答题，根据时间及定向题目作答情况，排除明显规律作答和漏答问卷，共399份有效问卷，有效率为94.77%。其中男生102人(25.56%)，女生297人(74.44%)；大一171人，大二74人，大三65人，研究生及以上59人。施测前均向被调查对象说明测试要求，并按自愿填答方式统一施测与回收。
2.2. 研究工具
2.2.1. 手机依赖指数量表(Mobile Phone Addiction Index Scale, MPAI)
采用翻译修订的中文版手机依赖指数量表(黄海等，2014)，共17个条目(如“你发现自己使用手机的时间比计划的要长”)，分四个维度：失控、戒断、逃避、低效。以Likert 5点计分，赋值“从不-总是”为1~5，被试总得分越高表示其手机依赖程度越高。在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.88。
2.2.2. 中国压力知觉量表(Chinese Perceived Stress Scale, CPSS)
选取最初由Cohen等人编制(Cohen et al., 1983)的中文版压力知觉量表的修订版(杨廷忠，黄汉腾，2003)。该量表共14题，分两个维度，其中4、5、6、7、9、10、13题反向计分。以Likert 5点计分，赋值“从不~总是”为1~5，被试总分越高表明其压力感知程度越高。在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.79。
2.2.3. 睡眠拖延量表(Bedtime Procrastination Scale, BPS)
选取Kroese等人(2016)编制的就寝拖延量表修订版(许必颖，2019)。对第2、4、6、8反向条目进行正向赋值计分，共9题，以Likert5点计分，“完全不符合~完全符合”赋值为1~5，被试总分越高则越容易产生不按时入睡的拖延行为。在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.85。
2.2.4. 自我控制量表(Self Control Scale, SCS)
采用自我控制量表的本土化修订版(谭树华，郭永玉，2008)。该量表共19个项，分五个维度，其中除1、5、11、14题正向计分外，其余反向条目均进行正向赋值计分。采用Likert5点计分，“完全不符合~完全符合”赋值为1~5。被试总分越高，越能控制内在冲突及外在因素干扰，即自我控制能力水平越强。在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.86。
2.3. 施测及数据处理
本研究通过网络问卷形式施测，采用SPSS24.0对整理数据进行可靠性分析、描述统计、皮尔逊相关分析和共同方差分析处理，使用Process v4.0程序执行链式中介作用检验。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差的检验
本研究所得变量均源于被试的自我报告，可能导致共同方法偏差，为减少其对结果的影响，对主成分数据进行Harman单因子检验分析(Podsakoff et al., 2003)，并对各测量项目作探索性因子分析。结果显示，特征根大于1的因子共13个，且最大因子方差解释度为21.40%，小于40%的判断准则。因此，本研究方法无明显偏差(Mishra et al., 2019)，可以对数据展开统计分析。
3.2. 主要变量间的描述性统计及相关分析
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis results of each variable
表1. 各变量的描述性统计和相关分析结果
|
M ± SD |
压力知觉 |
手机依赖 |
睡眠拖延 |
自我控制 |
压力知觉 |
42.31 ± 6.62 |
1 |
|
|
|
手机依赖 |
52.62 ± 11.47 |
0.37*** |
1 |
|
|
睡眠拖延 |
28.34 ± 6.41 |
0.42*** |
0.46*** |
1 |
|
自我控制 |
56.46 ± 10.63 |
−0.52*** |
−0.51*** |
−0.53*** |
1 |
注：***p < 0.001。
对压力知觉、手机依赖、睡眠拖延和自我控制进行描述统计和积差相关分析，见表1。结果表明，压力知觉与手机依赖呈显著正相关(r = 0.37, p < 0.001)，睡眠拖延和压力知觉、手机依赖呈显著正相关(r = 0.42, p < 0.001; r = 0.46, p < 0.001)；自我控制和压力知觉、手机依赖、自我控制呈显著负相关(r = −0.52, p < 0.05; r = −0.51, p < 0.001; r = −0.53, p < 0.001)。
3.3. 链式中介效应检验
控制人口学变量：年级、性别、户籍所在地，并标准化处理各变量后，本研究采用Process宏程序模型6 (Hayes, 2017)检验睡眠拖延和自我控制的链式中介效应。回归分析显示，压力知觉对睡眠拖延(β = 0.43, t = 9.41, p < 0.001)和手机依赖(β = 0.13, t = 2.62, p < 0.01)具显著正向预测作用，且显著负向预测自我控制(β = −0.36, t = −8.20, p < 0.001)；睡眠拖延对自我控制(β = −0.37, t =−8.37, p < 0.001)的负向预测显著；而自我控制也显著负向预测手机依赖(β = −0.33, t = −6.27, p < 0.001)；同时，睡眠拖延(β = 0.20, t = 4.00, p < 0.001)显著正向预测手机依赖，见表2。
Table 2. Descriptive statistics and correlation analysis results of each variable
表2. 各变量的描述性统计和相关分析结果
回归方程 |
整体拟合指数 |
回归系数显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
t |
睡眠拖延 |
压力知觉 |
0.46 |
0.21 |
26.39*** |
0.43 |
9.41*** |
年级 |
|
|
|
0.18 |
3.78*** |
性别 |
|
|
|
0.06 |
1.32 |
户籍所在地 |
|
|
|
0.00 |
0.06 |
自我控制 |
压力知觉 |
0.63 |
0.40 |
52.32*** |
−0.36 |
−8.20*** |
睡眠拖延 |
|
|
|
−0.37 |
−8.37*** |
年级 |
|
|
|
−0.07 |
−1.66 |
性别 |
|
|
|
0.02 |
0.57 |
户籍所在地 |
|
|
|
0.09 |
2.20* |
手机依赖 |
压力知觉 |
0.60 |
0.36 |
36.47*** |
0.13 |
2.62** |
睡眠拖延 |
|
|
|
0.20 |
4.00*** |
自我控制 |
|
|
|
−0.33 |
−6.27*** |
年级 |
|
|
|
0.17 |
3.86*** |
性别 |
|
|
|
0.08 |
2.01* |
户籍所在地 |
|
|
|
0.06 |
1.33 |
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。
同时，在模型拟合较好的情况下，进一步检验中介效应有效性。运用Bootstrap法自行抽样5000次，设置95%置信区间。结果如表3所示，睡眠拖延和自我控制的中介作用显著，中介效应值为0.44。具体路径共三条：(1) 以睡眠拖延为中介路径的间接效应Ind1 (0.15)，Bootstrap 95%置信区间不包含0，占总效应的比例为22.12%；(2) 以自我控制为中介形成的间接效应Ind2 (0.20)，Bootstrap 95%置信区间不包含0，占总效应的比例为30.76%；(3) 以睡眠拖延和自我控制链式中介产生的间接效应Ind3 (0.09)，Bootstrap 95%置信区间不包含0，占总效应的比例为13.48%。说明本研究各独立中介及链式中介均成立，具体链式中介路径如图1所示。
Table 3. Analysis of independent mediating effects and chain mediating effects
表3. 各独立中介效应及链式中介效应分析
|
Effect |
BootSE |
BootLLCI |
BootULCI |
占总效应比例 |
总间接效应 |
0.44 |
0.06 |
0.33 |
0.56 |
66.36% |
Ind1: 压力知觉→睡眠拖延→手机依赖 |
0.15 |
0.04 |
0.07 |
0.23 |
22.12% |
Ind2: 压力知觉→自我控制→手机依赖 |
0.20 |
0.05 |
0.12 |
0.30 |
30.76% |
Ind3: 压力知觉→睡眠拖延→自我控制→手机依赖 |
0.09 |
0.02 |
0.05 |
0.14 |
13.48% |
Ind1-Ind2 |
−0.06 |
0.07 |
−0.21 |
0.08 |
|
Ind1−Ind3 |
0.06 |
0.05 |
−0.04 |
0.15 |
|
Ind2-Ind3 |
0.12 |
0.04 |
0.04 |
0.20 |
|
Figure 1. Chain mediation model diagram
图1. 链式中介模型图
4. 讨论
本研究揭示了睡眠拖延和自我控制在压力知觉和手机依赖间的独立中介作用及链式中介效应，进一步探究了压力知觉促使手机依赖行为的产生机制。结果显示，压力知觉能够直接影响大学生手机依赖，还以睡眠拖延和自我控制为中介路径间接影响大学生手机依赖。
4.1. 直接影响
研究结果显示，压力知觉正向显著预测手机依赖，表明大学生在高压力知觉水平下，对手机越容易产生依赖，这验证了H1，与以往研究相一致(秦鹏飞等，2020；王亚可等，2023)。同时，基于理性成瘾理论(Rogeberg, 2020)，当个体发现使用手机能够有效缓解压力时，会逐渐增加其使用频率直至成瘾。随着手机功能和应用的多样化，它早已成为大学生惯用娱乐及缓解压力的便捷手段之一。这进一步说明当大学生心理上感知压力越大时，手机依赖程度越高，反之则低。
4.2. 睡眠拖延的中介效应
压力知觉通过睡眠拖延对手机依赖具有消极效应，具体表现为压力知觉能够显著正向预测睡眠拖延，睡眠拖延对手机依赖正向预测亦显著，验证了假设H2。支持了压力应对模型，说明大学生睡眠拖延行为越强，其手机依赖程度越高。同时，虽在使用手机后能使大学生感知到的压力得到缓解，但压力并未消失，次日仍需重新面对(黄琳，2023)。而个体为逃避压力会选择建立自我心理防御机制，以此拒绝或延迟入睡，并增加手机使用时间。因此，通过深入探究如何改善大学生睡眠拖延行为，可以进一步减轻手机依赖程度。
4.3. 自我控制的中介效应
自我控制在压力知觉与手机依赖间起到部分中介作用，压力知觉负向预测自我控制，自我控制对手机依赖也具有显著负向预测作用，验证假设H3，与以往研究相一致(蒋丽雅等，2022；郑佳妮，2021)，进一步支持有限自制力理论。这说明大学生在高压力知觉下，会降低自我控制水平，从而加强手机依赖程度。因此，通过提高自我控制水平以提高个体抗压能力，进而有效缓解手机依赖行为尤为必要。
4.4. 睡眠拖延和自我控制的链式中介效应
本研究验证了睡眠拖延和自我控制在压力知觉与手机依赖间的显著链式中介效应，揭示了睡眠拖延和自我控制之间的内在相关关系。在生活、学业、就业等方面的压力知觉水平较高时，个体容易建立防御机制来逃避压力，进而延迟入睡时间，以追求即时满足感，从而使自我控制水平降低，并增加手机使用时长。由此可知，对手机依赖的自我控制具有一定的限度，杜绝手机依赖仍需从源头出发解决问题，不然手机依赖的成因和结果影响因素会形成影响闭环，不断的重复。
4.5. 研究意义与不足
在理论层面，本研究不仅丰富了现有的手机依赖理论框架，提供新的理论支撑，引入相对较新的概念界定，还进一步深入探究了压力知觉、睡眠拖延、自我控制和手机依赖之间的关系。在实践层面，为预防大学生手机依赖、提高学生学业主动性、加强心理健康素养等提供有价值的参考。同时，高校心理健康教育教师可以根据压力知觉、睡眠拖延和自我控制的不同作用进行干预。
本研究尚有以下不足。首先，数据收集采用线上问卷形式，且受个人实际条件限制，本研究问卷回收率不理想。其次，本研究采用方便取样法，可能存在样本的取样偏差。最后，本研究是横向调查，对各因素随时间的变化趋势无法考察，未来可进一步追踪研究以深入分析是否可以从睡眠拖延角度对大学生手机依赖行为进行干预。
5. 结论
压力知觉对手机依赖存在三条影响路径：以睡眠拖延为中介的路径正向预测手机依赖；以自我控制为中介的路径负向预测手机依赖；以睡眠拖延和自我控制为链式中介的路径正向预测手机依赖。研究探讨了睡眠拖延和自我控制在压力知觉与手机依赖之间是如何起作用的，丰富了压力知觉与手机依赖之间的中介路径，并为手机依赖的干预提供了一定启示。
致 谢
在此对提供指导的老师、基金项目支持者、帮助问卷施测的同学，以及给予转载和引用权的资料、图片、文献、研究思想和设想的所有者，表示由衷的感谢。
基金项目
安徽省高校哲学社会科学重点研究项目：健康中国视域下希望感对大学生心理健康的影响及干预策略研究(2023AH050290)。
NOTES
*第一作者。
#第二作者。