system: [SYSTEM]

user: 3. 结果 3.1. 共同方法偏差检验 本研究采用自我报告的方式收集数据，可能会存在共同方法偏差问题，因此采用Harman单因素法检验数据是否存在共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)。结果发现，因子未旋转时，特征根大于1的因子有16个，第一个公共因子的解释率为16.68%，低于40%的临界标准，结果说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。 3.2. 描述统计与相关分析 结果表明，问题性手机使用与抑郁、神经质人格呈显著正相关，问题性手机使用与自尊、外倾性人格呈显著负相关；自尊与神经质人格、抑郁呈显著负相关，自尊与外倾性人格呈显著正相关；神经质人格与抑郁呈显著正相关，外倾性人格与抑郁呈显著负相关(表1)。 Table 1 The statistical and correlation analysis result x ¯ ± s MPPUS 抑郁 自尊 神经质人格 外倾性人格 MPPUS 123.67 ± 33.05 1 抑郁 3.01 ± 3.31 0.38 ** 1 自尊 29.60 ± 4.30 −0.29 ** −0.44 ** 1 神经质人格 50.27 ± 11.44 0.38 ** 0.48 ** −0.52 ** 1 外倾性人格 50.32 ± 10.93 −0.10 * −0.21 ** 0.34 ** −0.29 ** 1 表1. 各变量描述统计与相关分析结果 注： * P < 0.05， ** P < 0.01。MPPUS，问题性手机使用。 3.3. 问题性手机使用与抑郁的关系：有调节(神经质人格)的中介模型检验 采用SPSS宏程序PROCESS的Model4检验自尊在问题性手机使用与抑郁之间的中介效应，所有变量都已进行标准化处理。结果显示，在控制性别和年龄后，问题性手机使用对抑郁的预测作用显著(β = 0.39， SE = 0.04， t = 10.19， P < 0.001)，问题性手机使用对自尊的预测作用显著(β = −0.29， SE = 0.04， t = −7.35， P < 0.001)。当放入中介变量自尊后，问题性手机使用对抑郁的预测作用仍然显著(β = 0.28， SE = 0.04， t = 7.69，P < 0.001)，自尊对抑郁的预测作用显著(β= −0.36， SE = 0.04， t = −9.78， P < 0.001)。Bootstrap检验结果表明，自尊在问题性手机使用与抑郁之间的中介效应显著，中介效应为0.10，95%置信区间为[0.06， 0.15]，中介效应占总效应(0.39)的25.64%。 采用SPSS宏程序PROCESS的Model14检验神经质人格的调节效应，所有变量都已进行标准化处理。结果显示，在控制性别和年龄后，问题性手机使用对抑郁的预测作用达到显著水平，问题性手机使用对自尊的预测作用达到显著水平，自尊对抑郁的预测作用达到显著水平，自尊与神经质人格的交互项对抑郁的预测作用达到显著水平(表2)。 Table 2 Moderating mediating effect of problem mobile phone use on depressio 预测变量 方程1 结果变量：抑郁 方程2 结果变量：自尊 方程3 结果变量：抑郁 β SE t β SE t β SE t 性别 −0.03 0.08 −0.65 −0.06 0.08 −1.55 −0.04 0.07 −1.25 年龄 0.08 0.04 1.94 −0.04 0.04 −0.96 0.05 0.03 1.38 MPPUS 0.39 0.04 10.19 *** −0.29 0.04 −7.35 *** 0.22 0.04 6.05 *** 自尊 −0.23 0.04 −5.83 *** 神经质人格 0.26 0.04 6.27 *** 自尊 × 神经质人格 −0.14 0.03 −4.41 *** R 2 0.15 0.09 0.34 F 35.38 *** 19.84 *** 52.11 *** 表2. 问题性手机使用对抑郁的有调节的中介效应检验 注： *** P < 0.001。MPPUS，问题性手机使用。 为了进一步分析神经质人格在自尊和抑郁之间的调节效应，将神经质人格的总分按照平均值加减1个标准差分为高神经质、低神经质进行简单斜率检验。结果显示，在低神经质水平下，自尊对抑郁的负向预测作用不显著(P > 0.01)；在高神经质水平下，自尊对抑郁的负向预测作用显著(β = −0.37， t = −7.41， P < 0.001) (图1)。 图1. 神经质对自尊和抑郁的调节作用图 3.4. 问题性手机使用与抑郁的关系：有调节(外倾性人格)的中介模型检验 采用SPSS宏程序PROCESS的Model4检验自尊在问题性手机使用与抑郁之间的中介效应，所有变量都已进行标准化处理。结果显示，在控制性别和年龄后，问题性手机使用对抑郁的预测作用显著(β = 0.39， SE = 0.04， t = 10.19， P < 0.001)，当放入中介变量自尊后，问题性手机使用对抑郁的预测作用仍然显著(β = 0.28， SE = 0.04， t = 7.69， P < 0.001)，自尊对抑郁的预测作用显著(β = −0.36， SE = 0.04， t = −9.78， P < 0.001)。Bootstrap检验结果表明，自尊在问题性手机使用与抑郁之间的中介效应显著，中介效应为0.10，95%置信区间为[0.06， 0.15]，中介效应占总效应的25.64%。 采用SPSS宏程序PROCESS的Model14检验外倾性人格的调节效应，所有变量都已进行标准化处理。结果显示，在控制性别和年龄后，问题性手机使用对抑郁的预测作用达到显著水平，问题性手机使用对自尊的预测作用达到显著水平，自尊对抑郁的预测作用达到显著水平，自尊与外倾性人格的交互项对抑郁的预测作用达到显著水平(表3)。 Table 3 Moderating mediating effect of problem mobile phone use on depressio 预测变量 方程1 结果变量：抑郁 方程2 结果变量：自尊 方程3 结果变量：抑郁 β SE t β SE t β SE t 性别 −0.03 0.08 −0.65 −0.06 0.08 −1.55 −0.05 0.07 −1.48 年龄 0.07 0.04 1.94 −0.04 0.04 −0.96 0.07 0.03 2.02 MPPUS 0.39 0.04 10.19 *** −0.29 0.04 −7.35 *** 0.28 0.04 7.86 *** 自尊 −0.34 0.04 −8.81 *** 神经质人格 −0.06 0.04 −1.53 自尊 × 神经质人格 0.14 0.03 4.16 *** R 2 0.15 0.09 0.29 F 35.38 *** 19.84 *** 41.41 *** 表3. 问题性手机使用对抑郁的有调节的中介效应检验 注： *** P < 0.001。MPPUS，问题性手机使用。 为了进一步分析外倾性人格在自尊和抑郁之间的调节效应，将外倾性人格的总分按照平均值加减1个标准差分为高外倾性、低外倾性进行简单斜率检验。结果显示，在低外倾性水平下，自尊对抑郁的负向预测作用显著(β = −0.48， t = −9.19， P < 0.001)；在高外倾性水平下，自尊对抑郁的负向预测作用减弱(β = −0.19， t = −3.88， P < 0.001) (图2)。 图2. 外倾性对自尊和抑郁的调节作用图