钟一鸣，李丽诗，卢丽宇，彭子怡，梁正，农妹，全鹏^*

广东医科大学人文与管理学院心理学系，广东 东莞

收稿日期：2023年10月29日；录用日期：2023年12月4日；发布日期：2023年12月13日

摘要

目的：探讨儿童手机依赖与主观幸福感的关系，以及低自尊的中介作用和友谊质量的调节作用。方法：采用手机依赖问卷(MPIQ)、儿童抑郁量表(CDI)、中国居民主观幸福感量表简本(SWBS-CC20)、友谊质量问卷，运用整群抽样法对420名儿童进行调查。结果：1) 手机依赖负向预测主观幸福感(β = −0.17, t = −4.24, p < 0.001, ${\eta }_p^2$ = 0.22)。2) 低自尊在手机依赖与主观幸福感之间起部分中介作用，间接效应值为−0.09 (效应占比29.03%)。3) 友谊质量调节低自尊对主观幸福感的影响(β = −0.09, t = −2.4, p < 0.05, ${\eta }_p^2$ = 0.94)，并且在轻度低自尊的条件下，友谊质量的保护作用更为显著。结论：低自尊在手机依赖与主观幸福感之间起部分中介作用。友谊质量调节了低自尊对主观幸福感的影响，与减弱模型一致。

关键词

手机依赖，低自尊，友谊质量，主观幸福感

The Effect of Children’s Mobile Phone Involvement on Subjective Well-Being

—The Mediate Effect of Low Self-Esteem and the Moderate Effect of Friendship Quality

Yiming Zhong, Lishi Li, Liyu Lu, Ziyi Peng, Zheng Liang, Mei Nong, Peng Quan^*

Department of Psychology, School of Humanities and Management, Guangdong Medical University, Dongguan Guangdong

Received: Oct. 29^th, 2023; accepted: Dec. 4^th, 2023; published: Dec. 13^th, 2023

ABSTRACT

Objective: This study aims to explore the relationship between children’s mobile phone Involvement and subjective well-being, examining the mediating role of low self-esteem and the moderating role of friendship quality. Methods: The research utilized the Mobile Phone Involvement Questionnaire (MPIQ), the Children’s Depression Inventory (CDI), the Simplified Chinese Resident Subjective Well-being Scale (SWBS-CC20), and the Friendship Quality Questionnaire. A total of 420 children were surveyed using a cluster sampling method. Results: 1) Mobile phone Involvement negatively predicts subjective well-being (β = −0.17, t = −4.24, p < 0.001, ${\eta }_p^2$ = 0.22). 2) Low self-esteem partially mediates the relationship between mobile phone involvement and subjective well-being, with an indirect effect value of −0.09 (accounting for 29.03% of the effect). 3) The quality of friendship moderates the impact of low self-esteem on subjective well-being (β = −0.09, t = −2.4, p < 0.05, ${\eta }_p^2$ = 0.94), and its protective role is more pronounced under conditions of mild low self-esteem. Conclusion: Low self-esteem plays a partial mediating role between mobile phone involvement and subjective well-being. Friendship quality moderates the impact of low self-esteem on subjective well-being, consistent with a weakening model.

Keywords:Mobile Phone Involvement, Low Self-Esteem, Friendship Quality, Subjective Well-Being

Copyright © 2023 by author(s) and Hans Publishers Inc.

This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0).

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1. 引言

2021年7月，中国颁布“双减”政策，让“中国儿童主观幸福感的提升”成为了社会热门话题。主观幸福感是对生活满意度的认知判断以及对感觉和情绪的情感评价(佩德罗·孔塞桑等，2013)。儿童在发展阶段的主观幸福感是健康个性和健全人格发展的重要指标，对道德品质、创造性人格的形成以及整个生命健康成长至关重要。因此，如何保护儿童幸福感是心理学的关键问题，也是本研究的重点(王旭丽，2013)。

1.1. 手机依赖与主观幸福感的关系

信息技术的飞速发展使手机在社会中得到了普及。与此同时，也产生了一种新的社会心理问题——手机依赖(mobile phone involvement)，即个体对手机产生强烈而持续的渴求和依赖以手机为介导的各种活动，这会对个体的社会与心理功能产生负面影响(Kim et al., 2018; 邓兆杰等，2015)。儿童处于特殊的发展阶段，好奇心重、自控力差等特点使得他们极易沉迷于手机(Cerniglia et al., 2016)。

根据位移假说(Kushlev & Leitao, 2020)，个体花在手机屏幕上的时间代替了其进行其他活动如睡觉和户外活动的时间，这种时间的位移会影响个体的心理结果。从这个角度来看，手机依赖会对主观幸福感产生负面影响，主要是因为它减少了儿童用于其他对提升幸福感至关重要的活动的时间，比如睡觉或者户外活动。

同时，大量研究表明，手机依赖与主观幸福感呈负相关。Sara Alida Volkmer等人发现，手机依赖程度更高的人会体验到更低的幸福感(Volkmer & Lermer, 2019)；Murad Moqbel等人发现手机成瘾对幸福感产生负面影响，当手机用于享乐目的时，手机成瘾对用户幸福感的不利影响会更加强烈(Murad et al., 2023)；Michela Cesarina Mason等人发现滥用手机等数字设备会导致个体的幸福感降低(Michela Cesarina et al., 2022)。

所以，我们提出假设H1：手机依赖对儿童主观幸福感有负向预测作用。

1.2. 低自尊在手机依赖和主观幸福感之间的中介作用

自尊的定义是个体对情感的感知和自我能力和特性的评价，包括情感和认知因素。低自尊个体情绪反应中表现出更高的敌意，面对失败，会过度概括其负面影响，导致更强烈的痛苦和抑郁反应。在认知特征方面，低自尊个体可能具有消极的认知图式(张丽华等，2018)。

自我控制资源有限理论认为，自我控制是一种有限的资源。一旦使用，依赖于自我控制的其他资源将会减少，导致自我耗竭和随后的任务管理失败(董蕊&倪士光，2017；黄凤等，2021)。手机依赖者在认知任务中更容易受到外部干扰或内部自我反思的影响(Hadlington, 2015)。相比非手机依赖者，手机依赖者将注意力从无关刺激转移到认知任务所需的自我控制资源更多，这导致他们用于完成认知任务剩余的自我控制资源更少，任务更具挑战性，难以达到既定的自我控制标准，这导致自我耗竭和后续任务的失败，产生自我怀疑和挫败感，降低了其自尊水平(Jiang & Li, 2018; Yang et al., 2019)，过去研究表明，自我控制能力低的个体往往自尊水平更低(何玲&史占彪，2015)。

因此，手机依赖与低自尊呈正相关，自尊水平较低的个体更容易表现出手机依赖(Hong et al., 2012)。我们据此推测，儿童手机依赖对其低自尊有正向预测作用。

此外，自尊作为一种人格因素(Tolulope et al., 2023; 郭明佳等，2017)，与主观幸福感存在相关关系(郭春涵，2019)，当自尊受损时，个体会产生强烈的情绪波动，这种情绪波动通常与生活中的重大失败有关，从而大幅降低个体的主观幸福感(Ehrlich & Milston, 2023)。许多研究表明，低自尊和低主观幸福感之间存在内在联系(Duy & Yıldız, 2019)，低自尊水平的儿童往往以消极的方式看待自己，相信自己在许多方面不如他人，面对失败更加悲观。同时，低自尊儿童倾向于向情境妥协，缺乏应对各类问题的能力，因此他们的主观幸福感较低。

基于自我控制资源有限理论，手机依赖者在认知任务中更容易因自我控制资源不足而导致自我耗竭和随后的管理任务的失败，产生自我怀疑和挫败感，使其自尊水平降低。而低自尊儿童在现实中往往会产生消极的自我评价，导致其主观幸福感下降。

于是我们提出假设H2：低自尊在手机依赖与主观幸福感之间起中介作用。

1.3. 友谊质量在低自尊和主观幸福感之间的调节作用

社会支持指个体感知到的来自身边社会关系的尊重、关心与帮助，是儿童健康发展的重要保护性因素(Sajjad et al., 2022)，同时也是影响主观幸福感的环境因素(Lin et al., 2022; 张羽&邢占军，2007)。研究表明，社会支持能够帮助个体最佳地调节自身情感(Brian et al., 2023)，高质量的社会支持能促进主观幸福感的增加(Huang & Zhang, 2022; Nguyen et al., 2015)。

友谊是儿童双方在日常生活学习中建立起来的平等、互相喜欢的亲密关系，其质量则是评价两者之间友谊关系状况的指标(王伟，2018)。由于儿童大部分的时间都是与朋友共同度过，缺乏父母的陪伴，友谊作为一种社会支持，是儿童满足社交需要，获得心理支持和安全感的重要来源之一(陈子循等，2020)。根据主观幸福感的人格–环境交互作用理论，人格特质(低自尊)对情绪(幸福感)的影响可能受到情境(友谊质量)的削弱或强化，因此情境(友谊质量)的影响可能会超出直接的主效应(即低自尊对主观幸福感的影响) (Dogan et al., 2013; 郑显亮&王亚芹，2017)。但是友谊质量具体如何起作用尚不清楚。

保护因素与风险因素相互作用理论认为，友谊质量可视为一种保护因素，调节个体风险因素的影响(杨继平等，2021)，特别是低自尊的影响(Doyle & Catling, 2022; 胡建梅等，2021)。

这一理论提出了两种模式。

一种是减弱模型，仅凭友谊保护因素无法有效缓解高风险因素所带来的负面影响。在较低水平风险因素中，友谊质量的保护作用更明显(刘丹霓&李董平，2017；杨继平等，2021)。即儿童的低自尊程度比较严重时，即使他拥有高质量的友谊关系，儿童仍然会感到孤独和不安，从而降低他们的主观幸福感。在这种情况下，友谊质量的保护作用相对较弱，可能并不能完全缓解低自尊对主观幸福感的不良影响。另一种是增强模型，即友谊保护因素可减弱风险因素所产生的负面影响。在较高水平的风险因素中，友谊质量的保护作用更明显。即低自尊的儿童如果拥有高质量的友谊，就可以通过积极的互动经历获得更多的正向反馈，促进主观幸福感的形成；而如果他们只拥有低质量的友谊，就会接触到更多负面信息，加剧消极体验，从而使主观幸福感进一步降低。

目前，学术界尚未就友谊质量在低自尊与主观幸福感之间的调节模式是减弱模型还是增强模型取得共识。针对这一问题，进一步的研究是有必要的，以系统地探究友谊质量在低自尊到主观幸福感之间的调节机制。

因此，本研究仅假设友谊质量可能在低自尊影响主观幸福感的过程中起调节作用，但对具体的调节模式(增强或减弱)不做假设。所以，我们提出假设H3：友谊质量对低自尊影响主观幸福感的路径起显著的调节作用。

为检验低自尊的中介作用和友谊质量的调节作用，本研究建构了一个有调节的中介模型(见图1)。基于现有的理论及实证研究，本研究提出三个具体的假设：

H1：手机依赖对儿童主观幸福感有负向预测作用。

H2：低自尊在手机依赖与主观幸福感之间起中介作用。

H3：友谊质量在低自尊对主观幸福感的影响中起调节作用。

图1. 以低自尊为中介变量、友谊质量为调节变量的手机依赖与主观幸福感之间关系的假设模型

2. 对象与方法

2.1. 对象

研究预计达到0.12~0.2的效果量和至少80%的统计功效，采用Gpower3.1.9.7软件计算得出研究所需被试量为191~540人。采用整群抽样法，选取广东省韶关市某小学，以班级为单位发放问卷600份，回收有效问卷420份，符合样本量要求。其中男生213名，女生207名；平均年龄10.19 ± 1.20岁。

2.2. 方法

2.2.1. 儿童抑郁量表CDI

本研究使用了Kovacs改编的CDI量表(Children Depression Inventory)，共27个问题，采用三级评分方式，可评估儿童和青少年的情感和心理状态，特别是抑郁症方面(Kovacs, 1985)。本研究选择了低自尊维度，其α系数为0.53。CDI量表是一种有效的评估工具，可为制定干预计划和管理措施提供有价值的指导，提高儿童和青少年情感和心理健康的认识，改善其生活质量。

2.2.2. 中国居民主观幸福感量表简本

中国居民主观幸福感量表简本(Subjective Well-Being Scale for Chinese Citizen, SWBS-CC20)，由邢占军编制(邢占军，2003)。该量表包含20个条目，每个条目采用6级(1~6分)的记分法，选项从“1 = 很不同意”到“6 = 非常同意”。在本研究中，该量表的α系数为0.82。

2.2.3. 友谊质量问卷

友谊质量问卷是Bukowski等人(1987)开发的一种评估8到14岁人群友谊质量的工具，经Parker和Asher修订而成(Parker & Asher, 1993)。此量表包含40个问题，覆盖了6个维度，采用5级计分法，具有较高的可信度和准确性，α系数为0.922。

2.2.4. 手机依赖问卷

手机依赖问卷(MPIQ) (Walsh et al., 2010)。该问卷包含8个条目，采用1 (完全不符合)至7 (完全符合)的7级计分法进行评定。本研究中，该量表具有了良好的信度，其α系数为0.73。手机依赖问卷是一种有效的评估工具，可为制定干预计划和管理措施提供指导，改善个体的生活质量，促进更健康地使用手机。

2.3. 数据处理

使用SPSS 23.0软件。首先标准化处理原始数据，用斯皮尔曼相关法对各变量进行横向相关分析；采用回归分析探究手机依赖对主观幸福感的预测效应；使用Harman单因素检验方法进行共同方法偏差分析、使用Bootstrap分析进行中介和调节效应检验。

2.4. 共同方法偏差

为了研究友谊质量、主观幸福感、低自尊、手机依赖和之间的关系，我们运用了Harman单因素检验方法和SPSS软件进行因子分析。考虑到限制条件，我们只能通过参与者主观报告的方式收集数据，可能存在共同方法偏差。结果表明，有26个因子的特征根大于1，第一个因子能够解释16.33%的变异量，低于40%的临界值。本研究共同方法变异程度在合理范围内。

3. 结果

3.1. 手机依赖、低自尊、友谊质量及主观幸福感相关关系

对性别、年龄、手机依赖、低自尊、友谊质量及主观幸福感进行斯皮尔曼相关分析。如表1结果表明，手机依赖与低自尊呈显著正相关，与友谊质量、主观幸福感呈显著负相关；低自尊与友谊质量、主观幸福感呈显著负相关；友谊质量与主观幸福感呈显著正相关。如表1所示。

表1. 各变量的描述统计与相关系数矩阵

注：M为平均数，SD为标准差。性别为虚拟变量，男生 = 1，女生 = 2；N = 420；^*p < 0.05，^**p < 0.01，^***p < 0.001。

3.2. 手机依赖对主观幸福感的作用：有调节的中介模型检验

采用SPSS23.0软件及Hayes (2017)编写的Process宏程序进行Model 4中介模型检验，在控制无关变量(性别、年龄)的基础上，分析低自尊的中介作用。回归分析表明：手机依赖对主观幸福感的直接效应显著(β = −0.17, t = −4.24, p < 0.001, ${\text{η}}_p^2$ = 0.22)，放入中介变量时，直接效应依然存在(β = −0.23, t = −5.37, p < 0.001, ${\text{η}}_p^2$ = 0.21)。此外，手机依赖对低自尊的预测作用也显著(β = 0.21, t = 4.47, p < 0.001, ${\text{η}}_p^2$ = 0.18)。通过bootstrap 95%置信区间分析，发现低自尊在手机依赖与主观幸福感之间起部分中介作用，其置信区间的上、下限不包括0 (见表2)。

表2. 低自尊在手机依赖影响主观幸福感的中介效应分析

注：利用Bootstrap法得到Bootstrap标准误、BootCI上限和BootCI下限。

然后，进一步采用Process宏程序进行Model14有调节的中介模型分析(见表3)，低自尊与友谊质量的乘积项对主观幸福感有显著预测作用(β = −0.09, t = −2.4, p < 0.05, ${\text{η}}_p^2$ = 0.94)，说明友谊质量和低自尊的交互作用显著，并且友谊质量能够在低自尊对主观幸福感的影响中起到调节作用。进一步简单效应分析(Aiken et al., 1991)结果表明，对于友谊质量低的儿童，低自尊对主观幸福感的影响较弱；对于友谊质量高的儿童，低自尊对主观幸福感的影响较强，简单效应分析结果见图2。

表3. 有调节的中介效应分析结果

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01，^***p < 0.001。

图2. 友谊质量在低自尊与主观幸福感之间的调节作用

4. 讨论

4.1. 手机依赖对主观幸福感的直接效应

研究发现儿童手机依赖可以显著负向预测主观幸福感，验证了本研究的假设1，与以往研究具有一致性(李宗波等，2017；王月琴&张宇，2015)。这一结果契合了位移假说的观点(Kushlev & Leitao, 2020)，即儿童花在手机屏幕上的时间代替了其进行其他活动如睡觉和社交等对主观幸福感至关重要的活动的时间，这种时间的位移对儿童的主观幸福感产生了负面的影响。

4.2. 低自尊的中介机制

研究显示手机依赖显著正向预测低自尊，并通过低自尊间接影响主观幸福感。换言之，低自尊在手机依赖对主观幸福感的影响中起到了部分中介作用，验证了本研究的研究假设H2。这一结果契合了自我控制资源有限理论(Englert & Bertrams, 2015)，手机依赖者在完成认知任务时由于自我控制资源不足，容易产生调节失败，进而导致低自尊。而处于低自尊状态的儿童，在现实中对自我价值的判断较为消极，其主观幸福感也因此降低。

4.3. 友谊质量的调节机制

本研究结果表明，友谊质量调节低自尊与主观幸福感间的关系，无论友谊质量高低，均显著调节低自尊影响主观幸福感的路径。随着友谊质量的提高，低自尊对主观幸福感的负向预测作用增强，说明友谊质量在轻度的低自尊下发挥更明显的保护作用，这一结论验证了保护因素与风险因素相互作用的减弱模型，即研究假设H3。从模型结果可以看出，在轻度的低自尊条件下，个体的主观幸福感相对不容易受到负面影响，因此同伴的关怀和支持对其主观幸福感的提升效果更加显著。但是，在重度的低自尊条件下，个体容易体会到更多的消极感受，这可能导致其形成持续的负面自我感知，即使获得同伴的关心和帮助，也无法显著增强其主观幸福感。

研究结果与减弱效应模型吻合，那么该结果出现的原因可能是这两个方面：一方面，个体选择效应。根据相似吸引理论，个体趋向于与自己有相似性质的人交往，这反映了个体的选择效应。此外，相似朋友的影响比非相似朋友的影响更为显著(邓小平等，2017)。另一方面是共同反刍效应。共同反刍是个体通过与同伴的相互交流不断重复探讨和重提一定主题的过程。由于同伴间频繁讨论和对主题进行重复思考，聚焦于主题的负面影响，导致个体对该主题消极影响进一步加深(Dam et al., 2014)。就共同反刍而言，它与双方在对话中进行自我暴露有关，此过程与友谊亲密度之间具有密切关联。因此，友谊质量越高，共同反刍现象越加显著。伴随时间流逝，更为亲密的友谊必将带来更加频繁的共同反刍现象。在这个过程中，朋友之间过度分享和重复个人问题和负面情绪可能会维持或加剧个体的抑郁症状。而低自尊是抑郁的典型表现之一。基于此，我们推测，低自尊的儿童会相互吸引并发展为相互支持的友谊关系，然而重度的低自尊的儿童比轻度的低自尊儿童拥有更强烈的情绪反映和更消极的认知图式(胡笑羽等，2016)，使他们在互动中容易过度分享和重复负面情绪和个人问题(Zelic et al., 2017)，导致他们质疑自我价值和缺乏有效处理个人问题的能力，进而进一步增加其低自尊水平。这表明，在可能存在个体选择效应和共同反刍的情况下，友谊质量的保护作用不应被过分强调。

基于本研究结果，我们提出以下建议。首先，社会应建立更多支持性组织提供心理帮助，有效支持低自尊儿童。其次，学校应提供多样化课外活动，使学生接触不同类型人，减少同质交友，增强自信。最后，家庭应关注孩子情绪和交友情况，帮助其培养积极关系和情绪管理能力，给予孩子支持。

4.4. 不足与展望

本研究存在一定局限性。首先，采用横断设计，无法推断各变量间因果关系。未来研究可使用纵向研究进一步探讨。其次，由于测试依赖于完全自我报告，调查对象的反应可能受社会期望的影响。后续研究可采用试验方法等更客观的测量手段。此外，被试为广东某小学学生，结果应用到其他儿童群体可能存在问题，需要额外样本进行后续研究。

5. 结论

1) 低自尊在手机依赖与主观幸福感之间起部分中介作用。

2) 友谊质量调节了低自尊对主观幸福感的影响。

基金项目

2023广东省哲学社会科学规划项目(GD23XXL07)；2023年度广东省教育厅高等学校科研平台和项目(特色创新项目) (2023WTSCX034)；广东省“新医科”2023年教学改革项目。

文章引用

钟一鸣,李丽诗,卢丽宇,彭子怡,梁 正,农 妹,全 鹏. 儿童手机依赖影响主观幸福感——低自尊的中介作用和友谊质量的调节作用
The Effect of Children’s Mobile Phone Involvement on Subjective Well-Being—The Mediate Effect of Low Self-Esteem and the Moderate Effectof Friendship Quality[J]. 心理学进展, 2023, 13(12): 5816-5828. https://doi.org/10.12677/AP.2023.1312739

参考文献