周 曌 季順鑫 劉 拓,3

(1 教育部人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地天津師范大學(xué)心理與行為研究院，天津 300387) (2 天津師范大學(xué)心理學(xué)部，天津 300387) (3 學(xué)生心理發(fā)展與學(xué)習(xí)天津市高校社會科學(xué)實(shí) 驗(yàn)室，天津 300387)

1 前言

近年來，隨著網(wǎng)絡(luò)和電子通訊設(shè)備逐漸普及，我國網(wǎng)民體量愈發(fā)龐大，截至2022 年12 月，我國網(wǎng)民規(guī)模為10.67 億，其中通過手機(jī)上網(wǎng)的比例為99.8% (中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心,2023)。隨之而來的是過度使用手機(jī)的人數(shù)增多，從而導(dǎo)致問題性的手機(jī)使用行為(Bianchi ＆ Phillips,2005)的大量出現(xiàn)，也有研究者將這種行為描述為手機(jī)依賴(Toda et al.,2008)、手機(jī)成癮(Chóliz,2010)等不同概念。問題性手機(jī)使用(problematic mobile phone use,PMPU)是指人們不受控制或過度使用手機(jī)從而對日常生活產(chǎn)生 負(fù) 面影響(Billieux,2012; Liu et al.,2022)，如學(xué)習(xí)或工作效率降低(Liu et al.,2020)、睡眠質(zhì)量下降(Cui et al.,2021)、抑郁(Ivanova et al.,2020)等。研究者持續(xù)關(guān)注有問題的手機(jī)使用行為帶來的不良影響(Busch ＆ McCarthy,2021; Cebollero-Salinas et al.,2022; Przepiorka et al.,2023; Shin ＆ Kim,2023)，而研究的前提是對PMPU 進(jìn)行準(zhǔn)確的評估。

迄今為止，國內(nèi)外研究者編制了多種測量PMPU 的工具，這些工具的命名和維度架構(gòu)各有不同，但都可以作為問題性手機(jī)使用的評估工具。通過對大量問題性手機(jī)使用行為的評估工具進(jìn)行回溯，可以發(fā)現(xiàn)一些共同點(diǎn)。首先，大多數(shù)量表工具的題目數(shù)量超過20 個，但都是用總分來反映問題性手機(jī)使用行為的程度。例如，陳歡等(2017)根據(jù)中國本土化情況編制的成年人智能手機(jī)成癮量表(Smartphone Addiction Scale for Chinese Adults,SAS-CA)，共26 個題項(xiàng)；Lin 等(2014)編制的包含26 題的智能手機(jī)成癮量表(Smartphone Addiction Inventory,SPAI)。多個題項(xiàng)盡管可以增加測驗(yàn)的信度，但可能會帶來被試的疲勞問題，同時也不利于較大規(guī)模的調(diào)查研究。其次，盡管各個量表設(shè)計了不同的維度，但各量表維度的重合度是非常高的。例如，熊婕等(2012)編制的適用于中國大學(xué)生群體的大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表(Mobile Phone Addiction Tendency Scale,MPATS)包含戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰等維度，Kim等(2014)編制的青少年智能手機(jī)依賴傾向量表(Smartphone Addiction Proneness Scale for Adolescents,SAPS)包含的戒斷性維度，大學(xué)生智能手機(jī)成癮量表(Smartphone Addiction Scale for College Students,SAS-C)(蘇雙 等,2014)測量了戒斷行為、突顯行為、社交安撫等維度，這些量表的戒斷表現(xiàn)、成癮行為、社交影響等維度在實(shí)際意義上沒有根本的差異，在實(shí)際測量中也顯得冗余。最后，大多數(shù)問題性手機(jī)使用的工具維度之間都有著較大的重合度和較高的相關(guān)。具體來說，中文版無手機(jī)恐懼量表(Chinese Version of the Nomophobia Scale,NMP-C)的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示出4 個因子間存在較高程度的相關(guān)性(任世秀 等,2020)，后經(jīng)證實(shí)NMP-C 有著Bifactor 結(jié)構(gòu)(Ren et al.,2023)，說明該量表的16 道題目均在測量無手機(jī)恐懼也即問題性手機(jī)使用的行為表現(xiàn)。Leung(2008) 在編制手機(jī)依賴量表(Mobile Phone Addiction Scale,MPAS) 時，探索性因素分析結(jié)果顯示第一個因子失控性(inability to control craving)的方差解釋率達(dá)到39.01%，在總體方差解釋率(60.43%)中占據(jù)相當(dāng)大的比例，意味著失控性能很好地概括MPAS 的總體評估。這都說明，問題性手機(jī)使用的典型行為表現(xiàn)具有較高的相似性，這使得評估存在較高的共同度。

總體而言，無論是不同量表之間維度的高相似性，還是量表維度間的高相關(guān)性，或是量表評估癥狀表現(xiàn)的重合性，都說明了，如果能找到一些典型的和代表性的題項(xiàng)和維度，就能很好地對問題性手機(jī)使用行為進(jìn)行評估。因此，本研究擬基于問題性手機(jī)使用行為的題庫，開發(fā)最能反映個體問題性手機(jī)使用行為的簡版量表(Problematic Mobile Phone Use Scale Short Version,PMPUS-S)和極簡版量表(Problematic Mobile Phone Use Scale Very Short Version,PMPUS-VS)。此外，由于問題性手機(jī)使用行為與年齡(Krishnan et al.,2022)、性別(Hu ＆Wang,2022)等個體差異相關(guān)，本研究還將考察兩個簡化版量表跨年齡組和跨性別的等值性。新的PMPU 評估工具將在保留足夠信息量的同時，大大降低工具的長度，更利于今后大規(guī)模的團(tuán)體調(diào)研使用。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣的方法進(jìn)行了3 次調(diào)查，均遵循知情同意原則。樣本1：采用網(wǎng)絡(luò)與紙質(zhì)問卷相結(jié)合的方式在天津某高校隨機(jī)發(fā)放問卷，剔除作答不完整以及完全相同的數(shù)據(jù)后，最終保留有效數(shù)據(jù)980 份，男生357 人，女生620 人，未填寫性別信息3 人。樣本2：采用網(wǎng)絡(luò)與紙質(zhì)問卷相結(jié)合的方式在天津某中學(xué)隨機(jī)發(fā)放問卷，同樣剔除作答不完整以及完全相同的數(shù)據(jù)后，最終保留有效數(shù)據(jù)740 份，男生313 人，女生427 人。樣本3：采用簡版問題性手機(jī)使用量表對天津某高校576 名在校學(xué)生進(jìn)行施測，間隔5 個月對自愿接受再次測驗(yàn)的313 名在校學(xué)生進(jìn)行重測，用于計算簡版和極簡版量表的重測信度，其中男生52 人，女生250人，未填寫性別信息11 人。

2.2 研究工具

本研究的所有題項(xiàng)均來自問題性手機(jī)使用的計算機(jī)自適應(yīng)題庫(Liu et al.,2022)，題庫中包含了7 種工具，共98 題。題庫工具具體如下。

無手機(jī)恐懼量表(NMP)由Yildirim 和Correria(2015) 編制，中文版量表(NMP-C) 由任世秀等(2020) 修訂，用于評估無手機(jī)恐懼。NMP-C 共16 個項(xiàng)目，包含害怕無法獲得信息、害怕失去便利、害怕失去聯(lián)系和害怕失去網(wǎng)絡(luò)連接4 個維度，采用李克特7 點(diǎn)計分，從“1=完全不符合”到“7=完全符合”。本研究中總量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.95。

成年人智能手機(jī)成癮量表(SAS-CA)由陳歡等(2017)編制，用于評估成年人智能手機(jī)成癮情況。題庫選取量表中的戒斷反應(yīng)、突顯性、社會功能受損和生理不適4 個維度，共14 個項(xiàng)目，采用李克特5 點(diǎn)計分，從“1=非常不符合”到“5=非常符合”。本研究中總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.93。

大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表(MPATS)由熊婕等(2012)編制，用于評定大學(xué)生手機(jī)成癮傾向。量表共16 個項(xiàng)目，包含戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變4 個維度，采用李克特5 點(diǎn)計分，從“1=非常不符合”到“5=非常符合”。本研究中總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。

大學(xué)生智能手機(jī)成癮量表(SAS-C) 由蘇雙等(2014)編制，用于測量大學(xué)生智能手機(jī)成癮。題庫選取量表中的11 個項(xiàng)目，由戒斷行為、突顯行為、社交安撫和消極影響4 個維度組成，采用李克特5 點(diǎn)計分，從“1=非常不符合”到“5=非常符合”。本研究中總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90。

青少年智能手機(jī)依賴傾向量表(SAPS) 由Kim 等(2014)編制，用于篩查青少年手機(jī)依賴。量表共10 個項(xiàng)目，包含功能障礙、虛擬生活傾向、戒斷性和耐受性4 個維度，采用李克特4 點(diǎn)計分，從“1=完全不同意”到“4=完全同意”。本研究中總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

智能手機(jī)成癮量表(SPAI)由Lin 等(2014)編制，用于評估智能手機(jī)成癮。量表共20 個項(xiàng)目，包含強(qiáng)迫行為、功能障礙、戒斷性和耐受性4 個維度，采用李克特4 點(diǎn)計分，從“1=非常不同意”到“4=非常同意”。本研究中總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.93。

手機(jī)依賴量表(MPAS) 由Leung(2008) 編制，黃海等(2014)修訂中文版量表，用于評估智能手機(jī)成癮。量表共11 個項(xiàng)目，包含失控性、戒斷性、逃避性和低效性4 個維度，采用李克特5 點(diǎn)計分，從“1=完全沒有”到“5=常常”。本研究中總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.88。

2.3 統(tǒng)計方法

采用SPSS26.0 軟件進(jìn)行項(xiàng)目分析、信度分析、探索性因素分析以及效標(biāo)效度分析，采用Mplus8.0軟件完成驗(yàn)證性因素分析和測量不變性分析。

3 結(jié)果

3.1 項(xiàng)目分析

使用樣本1 中的980 份成年人數(shù)據(jù)對量表進(jìn)行項(xiàng)目難度和區(qū)分度的計算，按照難度范圍0.30～0.70，區(qū)分度小于0.40 的標(biāo)準(zhǔn)對項(xiàng)目進(jìn)行刪減。根據(jù)難度標(biāo)準(zhǔn)刪除MPAS2，其他項(xiàng)目難度介于0.36～0.70 之間；刪除SAPS1、6、8 和SPAI7，其他項(xiàng)目區(qū)分度介于0.41～0.78 之間。量表項(xiàng)目具有適中的難度與較好的區(qū)分度。

3.2 效度分析

3.2.1 探索性因素分析

對數(shù)據(jù)初步分析得到KMO 值為0.98，巴特利特球形度檢驗(yàn)顯著性小于0.001，適合進(jìn)行因素分析。采用主軸因子分析法和最優(yōu)斜交法對量表結(jié)構(gòu)進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)合碎石圖(圖1)以及兩因素累計方差解釋率為43.90%，確定量表為兩因子結(jié)構(gòu)。

圖1 碎石圖

為減少項(xiàng)目過多帶來的干擾，對現(xiàn)有項(xiàng)目數(shù)量進(jìn)行初步篩選。采用主軸因子分析提取2 個公因子，保留其中共同度最高的15 個項(xiàng)目，再次進(jìn)行因素分析。此時KMO 值為0.96，巴特利特檢驗(yàn)顯著性小于0.001，可以進(jìn)行因子分析。同樣采用主軸因子分析法和最優(yōu)斜交法，結(jié)果顯示提取出兩個因子，累計方差解釋率為62.65%。見表1。

表1 15 個項(xiàng)目和PMPUS-S 的因子載荷表

根據(jù)一定的標(biāo)準(zhǔn)對項(xiàng)目進(jìn)行刪減，每刪減一個項(xiàng)目將對剩余項(xiàng)目重新進(jìn)行探索性因素分析。對因子載荷小于0.50、項(xiàng)目在兩個因子上的載荷均大于等于0.40 以及兩者之差的絕對值小于0.20 的予以刪減，據(jù)此刪去第7、8 題；刪除共同度小于0.40 的第15 題；刪去含義相同或相近項(xiàng)目，包括第5、13、14 題，刪去與因素中其他項(xiàng)目的概念一致性較低的項(xiàng)目第6 題。最終得到的簡版量表包含2 個因子，累計貢獻(xiàn)率為71.54%。因子1 為脫離表現(xiàn)(withdrawal behavior)，指沒有參與手機(jī)活動時心理或行為上負(fù)面性的反應(yīng)；因子2 為無手機(jī)恐懼(nomophobia)，指手機(jī)不在身邊時焦慮或恐懼的緊張狀態(tài)。見表1。

在簡版問卷的基礎(chǔ)上，再次進(jìn)行探索性因素分析，采用主軸因子分析并固定提取一個因子。這時KMO 值為0.90，巴特利特檢驗(yàn)顯著性小于0.001，可以進(jìn)行因子分析。結(jié)合共同度和項(xiàng)目含義等信息，最終保留脫離表現(xiàn)維度下的4 個項(xiàng)目，形成問題性手機(jī)使用極簡版量表。

3.2.2 驗(yàn)證性因素分析

使用樣本3 中313 份成年人第二次施測的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。簡版量表的模型擬合指標(biāo)：χ2/df=3.53，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.90，SRMR＜0.01；極簡版量表模型擬合指標(biāo)：χ2/df=2.48，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.07，SRMR＜0.01。表明二者結(jié)構(gòu)效度均可接受。見圖2、圖3。

圖2 簡版問題性手機(jī)使用量表的驗(yàn)證性因素模型

圖3 極簡版問題性手機(jī)使用量表的驗(yàn)證性因素模型

3.2.3 測量不變性檢驗(yàn)

對樣本1 和樣本2 進(jìn)行跨年齡組等值性檢驗(yàn)，對樣本2 進(jìn)行性別等值性檢驗(yàn)，見表2。兩量表在成年人和未成年兩個年齡組上支持4 種等值檢驗(yàn)，各模型擬合均良好，CFI 和RMSEA 的變化量均未超過建議的臨界值(Cheung ＆ Rensvold,2002)，即ΔCFI≤0.01，ΔRMSEA≤0.01。結(jié)果表明，簡版和極簡版問題性手機(jī)使用量表滿足跨樣本不變性。簡版量表滿足跨性別的嚴(yán)格等值性，極簡版量表僅滿足跨性別的形態(tài)等值，之后的弱等值不成立。

表2 PMPUS-S 和PMPUS-VS 測量不變性檢驗(yàn)

3.2.4 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析

以MPATS 作為效標(biāo)對PMPUS-S 和PMPUSVS 進(jìn)行效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析，結(jié)果表明簡版和極簡版量表各維度與MPATS 中的戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變均呈顯著正相關(guān)。具體結(jié)果見表3。

表3 簡版和極簡版問題性手機(jī)使用各維度與效標(biāo)變量的相關(guān)

3.3 信度分析

使用樣本1 中的980 份數(shù)據(jù)對簡版和極簡版問題性手機(jī)使用量表進(jìn)行信度分析，簡版量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91，脫離表現(xiàn)和無手機(jī)恐懼維度的系數(shù)分別為0.91、0.90；極簡版量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。結(jié)果表明簡版和極簡版量表信度均良好。

使用樣本3 對簡版和極簡版量表進(jìn)行重測信度分析。PMPUS-S 的重測信度為0.57，脫離表現(xiàn)和無手機(jī)恐懼維度的重測信度分別為0.57、0.51；PMPUS-VS 的重測信度為0.57。結(jié)果表明簡版和極簡版量表重測信度均可接受。

4 討論

本研究綜合國內(nèi)外常用于測量問題性手機(jī)使用的量表作為題庫，從中保留最具代表性、效力最佳的題目形成簡版和極簡版問題性手機(jī)使用量表，從而快速且準(zhǔn)確地評估個體有關(guān)手機(jī)的問題性使用行為。

在通過碎石圖確定量表因子數(shù)量之后，為降低由項(xiàng)目過多帶來的干擾，通過保留共同度最高的項(xiàng)目對題庫中的題項(xiàng)進(jìn)行了初步篩選。選用這一方式是由共同度代表公共因子能夠解釋題目中包含的信息的程度(Geminiani et al.,2021)，共同度越高說明指標(biāo)能夠被公因子解釋的程度越高。之后在15 題的基礎(chǔ)上進(jìn)行探索性因素分析，形成了包含脫離表現(xiàn)和無手機(jī)恐懼2 個維度，每個維度由4 道題目組成，共8 道題目的簡版問題性手機(jī)使用量表(Problematic Mobile Phone Use Scale Short Version,PMPUS-S)。最后根據(jù)項(xiàng)目共同度及其含義，僅保留脫離表現(xiàn)維度下的4 道題目形成極簡版量表(Problematic Mobile Phone Use Scale Very Short Version,PMPUS-VS)。研究經(jīng)過一系列分析和篩選得到了在問題性手機(jī)使用的測量中最為重要的兩個維度，其中脫離表現(xiàn)維度描述個體在沒有參與手機(jī)活動時心理或行為上的負(fù)面反應(yīng)(陳歡 等,2017; 蘇雙 等,2014)，如“如果一段時間不使用手機(jī)，我會感到不安”等評估遠(yuǎn)離手機(jī)時個體的身心不適的題目；無手機(jī)恐懼維度則評估手機(jī)不在身邊時個體無法聯(lián)絡(luò)外界所帶來的焦慮或緊張狀態(tài)(Ren et al.,2023)，如“當(dāng)手機(jī)不在身邊導(dǎo)致我不知道是否有人想要聯(lián)系我時，我會感到很緊張”。

驗(yàn)證性因素分析中各項(xiàng)指標(biāo)均指示量表的模型擬合度較好，表明PMPUS-S 和PMPUS-VS 具有良好的結(jié)構(gòu)效度。對成年人和青少年樣本進(jìn)行測量不變性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示PMPUS-S 和PMPUSVS 均具有嚴(yán)格等值，即量表對于成年人和未成年群體均具有測量等效性，表明簡化版量表在不同年齡組間具有相同的意義和結(jié)構(gòu)；對青少年樣本進(jìn)行跨性別的測量等值性分析，結(jié)果顯示PMPUSS 滿足嚴(yán)格等值而PMPUS-VS 的等值模型擬合不佳，表明PMPUS-S 在性別上具有良好的測量等值性，群體間的問題性手機(jī)使用行為能夠直接進(jìn)行比較，PMPUS-VS 則不能。此外，PMPUS-S 在驗(yàn)證性分析中，RMSEA 沒有達(dá)到理想范圍(≤0.80) 但仍被保留，一是由于模型尚未經(jīng)過修正，修正后各項(xiàng)指標(biāo)均處于較好的范圍之中；二是有研究發(fā)現(xiàn)PMPU 并非簡單的一階結(jié)構(gòu)(Ren et al.,2023)，使用傳統(tǒng)CFA 計算復(fù)雜結(jié)構(gòu)可能存在問題。

研究選用大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表作為效標(biāo)，分析結(jié)果顯示簡版和極簡版問題性手機(jī)使用量表總分與MPATS 總分之間達(dá)到高度相關(guān)(>0.70)，表明問題性手機(jī)使用與手機(jī)成癮之間有著較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，這是由于二者本身就同屬于手機(jī)的不良使用行為這一范疇之中。脫離表現(xiàn)維度和無手機(jī)恐懼維度與MPATS 各維度之間均存在顯著正相關(guān)，其中無手機(jī)恐懼維度與手機(jī)成癮中的突顯行為、社交撫慰的關(guān)聯(lián)性較弱(＜0.50)，顯示出二者之間存在一定的區(qū)分，與任世秀等(2020)的研究結(jié)果一致。效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的結(jié)果進(jìn)一步證明了PMPUS-S 和PMPUS-VS 可以有效測量問題性手機(jī)使用行為。

信度分析結(jié)果顯示量表具有較高的信度系數(shù)，PMPUS-S、PMPUS-VS 以及各維度均在0.90以上，說明量表具有穩(wěn)定的內(nèi)部一致性。重測時間的間隔一般為2 周至6 個月(陳歡 等,2017; 蘇雙等,2014)，考慮到量表長度較短和問題性手機(jī)使用行為受時間影響較小兩方面，本研究中5 個月的重測時間間隔是可接受的。但分析結(jié)果顯示重測信度均呈中等程度的穩(wěn)定性，可能受到了三個方面的影響。一是兩個量表題目極少，而當(dāng)量表長度變短時信度將在一定程度上有所降低(郭磊,張金明,2018)；二是受到重測間隔時間較長的影響(Zhang et al.,2022)，被試的狀態(tài)可能在5 個月的重測間隔中發(fā)生了一定程度的變化；三是由于重測樣本量大，人數(shù)越多相關(guān)關(guān)系則越小。

與研究中使用的一系列量表相比，PMPUSS 和PMPUS-VS 具有以下優(yōu)勢：其一，題目少，簡化版量表只包含8 題或4 題，大大減少了題目數(shù)量，使用起來更為便捷；其二，更具代表性，簡化版量表從眾多量表中保留最具代表性的題目，從而針對問題性手機(jī)使用行為的主要方面進(jìn)行測量，減少了維度或題目的冗余。

本研究主要關(guān)注問題性手機(jī)使用簡化版量表的編制，未對問題性手機(jī)使用的成因和影響因素進(jìn)行探討，未來的研究可以著眼于此。研究中對成年和未成年群體的測量不變性進(jìn)行了分析，但人群局限在中學(xué)和高校學(xué)生之中，未來可以納入更多年齡段加以考量；除年齡和性別之外，個體所處地域等其他方面的不同也可能會引起手機(jī)的不良使用行為的差異，PMPUS-S 和PMPUS-VS 在這些方面能否具有測量等效性有待進(jìn)一步研究。未來研究也應(yīng)考慮重測時間間隔的設(shè)置，以獲得量表可靠性更有力的證明。

5 結(jié)論

PMPUS-S 和PMPUS-VS 量表有較好的信效度，符合心理測量學(xué)的特性，能夠快速有效地評估個體的問題性手機(jī)使用行為。