1. 引言
据中国互联网络信息中心(2021)报道，截至2022年6月，我国手机网民规模达10.47亿人，未成年网民所占比例高达17.7%，手机成为未成年人特别是中学生日常生活和学习的重要工具。手机依赖又称为手机成瘾、问题性手机使用等，是指(黄海等，2014)由于过度沉迷于以手机为媒介的各种活动，而对手机产生强烈和持续的渴求与依赖，进而表现出明显的社会与心理功能损害的现象。手机依赖会给青少年带来各种消极影响，包括降低睡眠质量(刘庆奇等，2017)、损害情绪健康(Jun, 2016)、降低学业成绩(Samaha & Hawi, 2016)等。手机依赖的影响因素引起学者们的重视，探讨如何预防和降低青少年手机依赖具有现实意义。
生态系统模型(Bronfenbrener, 1977)认为，社会系统(如父母和教师)可能会相互作用，共同影响青少年的发展。家庭环境因素对个体智能手机依赖具有重要的预测作用，父母控制是父母通过为青少年提供指导，提出要求来实现对子女日常行为活动方式等方面的控制，已有研究发现(申子姣等，2012)，父母的过度控制会侵害青少年的自主性，激发青少年的逆反心理，导致青少年进一步对手机产生依赖。学校是除家庭以外对青少年影响最大的微系统，班主任是青少年在学校接触最多的重要他人。教师领导行为是班主任在班级管理过程中或与学生交往中表现出来的行为方式，对学生的学习和品德都会产生重要的影响(张承芬，2000)。研究认为(刘长江，郑日昌，2002)，民主型领导行为对学生的心理健康、焦虑、外化问题具有积极影响且显著优于权威型和放任型，而后两者的作用没有显著差异。风险缓冲模型(Risk-buffering Model)指出，环境中的积极因素可以减缓风险因素的不利影响，父母控制对手机依赖的消极作用也可能受到积极教师领导行为的调节和缓冲(Hollister-Wagner et al., 2001)。已有研究证实(Zhang et al., 2019)，教师支持可以调节父母拒绝与网络成瘾的关系。一部分青少年在中学阶段在校寄宿，一些学者关注寄宿生的身心健康，讨论了心理健康和学业成绩等问题在寄宿生和走读生之间的差异(孙经等，2015)发现寄宿生较走读生有更多的孤独、焦虑、抑郁和学业压力等问题(范兴华等，2007)，孤独、焦虑等问题是青少年手机依赖的风险因子(Wang & Mao, 2018)，因此寄宿生和走读生的手机依赖情况可能不同。因此，本研究拟探讨父亲和母亲控制对走读生和寄宿生手机依赖的作用如何受到教师领导行为的调节，为预防青少年手机依赖提供新的视角。
2. 对象与方法
2.1. 对象
采用方便抽样法，于2021年4月分别选取遵义、西宁两市三所中学抽取850名中学生发放问卷，去除大量数据缺失和规律作答问卷133份，最终获取有效问卷717份，有效率84.4%。男生328人，女生389人；汉族453人，少数民族264人；走读生471人，寄宿生246人；七年级249人，八年级156人，十年级161人，十一年级151人，平均年龄14.88 ± 1.63，每天使用手机在一小时以内的592人，一小时及以上的125人，其中575人报告自己拥有一部手机。本研究各项题目数总计82题，基于横断面研究样本含量的经验估计方法，即样本量至少是变量题目数的5~10倍计算，理论样本估计在410~820，实际样本量满足该需求。本研究获得第一作者所在学校伦理委员会批准，获得了施测学校的许可，并取得被调查人的知情同意。
2.2. 方法
2.2.1. 父母教养方式量表(Parental Bonding Instrument, PBI)
该量表由杨红君等(2009)修订。本研究使用量表中的父亲控制和母亲控制维度，每个量表包括6项条目，采用0~3 Likert四点计分，得分越高，表示父母对子女的控制水平越高。在本研究中，父亲控制、母亲控制的内部一致性信度分别为0.62和0.63。
2.2.2. 中学生手机依赖量表
采用王小辉(2011)编制的中学生手机依赖量表,包括戒断性、突显性和强迫性三个维度16个条目，采用1~5 Likert五点计分，得分越高，表示中学生手机依赖程度越高，总得分超过48分即可定义为手机依赖。本量表内部一致性信度为0.90。
2.2.3. 教师领导行为问卷
该量表由吴武典，陈秀蓉(1978)编制，包括60个项目，分为三个维度，即民主、权威和放任，每个维度20个条目，采用0、1记分的方法。每个条目都是教师在班级管理过程中可能出现的行为的描述，让学生评价自己班主任教师的行为与这些行为是否一样，一样则该题项为1分，不一样则为0分，每个维度所得分数相加，取值范围为0~20分，将分别得到民主、权威和放任三个维度的分数。本研究中民主、权威和放任三个维度的内部一致性系数分别为0.85、0.75、0.83。
2.3. 质量控制
由经过培训的心理学研究生作为主试在班主任的协助下完成数据收集。主试宣读指导语并回答疑问，问卷当场回收，测试时间约20 min。
2.4. 统计学方法
使用SPSS22.0软件进行数据分析。采用独立样本t检验和单因素方差分析比较不同人口学资料在各变量上的得分，采用Pearson积差相关探讨探讨各变量之间的相关性；采用SPSS22.0中PROCESS宏程序中的模型二对调节模型进行分析，运用简单斜率法进行后续比较分析。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
由于数据来自研究对象的自我报告，可能带来共同方法偏差效应，研究采用Harman单因子检验对该效应进行检验(周浩，龙立荣，2004)。结果发现，27个因子的特征值大于1，第一成分解释的变异量为 10.74%，小于40%，表明不存在共同方法偏差效应。
3.2. 描述统计
中学生检出手机依赖人数155名，比例为21.61%。手机依赖人群在父亲控制(t = −5.13, p < 0.001)和母亲控制(t = −5.25, p < 0.001)上的得分显著高于不依赖人群。男生在控制得分上显著高于女生，女生在手机依赖以及感受到的教师放任行为上的得分显著高于男生，寄宿和走读在各变量上的差异不显著(表1)。
Table 1. Tests for differences in variables by gender and boarding and non-boarding
表1. 主要变量在性别和寄宿或走读的差异检验
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，下同。
3.3. 相关分析
相关分析(表2)发现：父母控制与教师民主和手机依赖正相关，与教师权威和教师放任负相关，教师民主与手机依赖相关不显著，教师权威和放任与手机依赖负相关。
Table 2. Descriptive statistics and correlation analysis results (N = 717)
表2. 描述统计与相关分析结果(N = 717)
注：控制维度取值范围(0~3)，教师领导行为取值范围(0~1)。
3.4. 调节效应分析
对各变量进行标准化处理，在控制了性别和年龄后，运用SPSS宏程序PROCESS模型二进行调节效应分析。采用偏差校正的百分位Bootstrap方法检验，重复取样5000次，计算95%的置信区间。
如表3所示，在控制了性别和年龄后，教师民主(β = −0.05, p > 0.05)的调节作用不显著；教师权威(β = 0.08, p < 0.05)和教师放任(β = 0.09, p < 0.01)以及相应的是否住校(β = 0.15, p < 0.05)均显著调节父亲控制对手机依赖的影响。
Table 3. Analysis of the regulatory effect of teacher leadership behavior on father control and cell phone dependence (N = 717)
表3. 教师领导行为在父亲控制和手机依赖的调节效应分析(N = 717)
注：Model1以教师民主型领导行为为调节变量，Model2以教师权威型领导行为为调节变量，Model3以教师放任型领导行为为调节变量。
进一步简单斜率分析(图1)，发现在寄宿生群体，对于高(β = 0.41, p < 0.001)、低(β = 0.26, p < 0.001)权威型教师领导行为组，随着父亲控制的增加，手机依赖均显著增加，高权威组增加的程度更高；在走读生群体，感受到高权威型教师领导行为的青少年，父亲控制显著正向预测手机依赖(β = 0.26, p < 0.001)，感受到低权威型教师领导行为的青少年，父亲控制对手机依赖预测作用不显著(β = 0.11, p > 0.05)。
Figure 1. The regulatory role of teacher authority between father control and cell phone dependence
图1. 教师权威在父亲控制与手机依赖间的调节作用
进一步简单斜率分析(图2)，发现在寄宿生群体，对于高(β = 0.40, p < 0.001)、低(β = 0.21, p < 0.01)放任型教师领导行为组，随着父亲控制的增加，手机依赖均显著增加，高放任组增加的程度更高；在走读生群体，感受到高放任型教师领导行为的青少年，随着父亲控制的增加，手机依赖程度显著增加(β = 0.25, p < 0.001)，感受到低放任型教师领导行为的青少年，父亲控制对手机依赖预测作用不显著(β = 0.07, p > 0.05)。
Figure 2. The regulatory role of teacher indulgence between father control and cell phone dependence
图2. 教师放任在父亲控制与手机依赖间的调节作用
如表4所示，在控制了性别和年龄后，教师民主(β = −0.02, p > 0.05)和教师权威(β = 0.07, p = 0.050)的调节作用不显著；和教师放任(β = 0.09, p < 0.01)以及相应是否住校(β = 0.18, p < 0.01)显著调节母亲控制对手机依赖的影响。
Table 4. Analysis of the regulatory effect of teacher leadership behavior on mother control and cell phone dependence (N = 717)
表4. 教师领导行为对母亲控制和手机依赖间的调节作用分析(N = 717)
注：Model4以教师民主型领导行为为调节变量，Model5以教师权威型领导行为为调节变量，Model6以教师放任型领导行为为调节变量。
进一步简单斜率分析(图3)，发现在寄宿生群体，对于高(β = 0.43, p < 0.001)、低(β = 0.25, p < 0.001)放任型教师领导行为组，随着母亲控制的增加，手机依赖均显著增加，高放任组增加的程度更高；在走读生群体，感受到高放任型教师领导行为的青少年，随着母亲控制的增加，手机依赖程度显著增加(β = 0.25, p < 0.001)，感受到低放任型教师领导行为的青少年，母亲控制对手机依赖预测作用不再显著(β = 0.07, p > 0.05)。
Figure 3. The regulatory role of teacher indulgence between mother control and cell phone dependence
图3. 教师放任在母亲控制与手机依赖间的调节作用
4. 讨论
研究基于生态系统模型，考察了父母控制对不同类型(寄宿和走读)青少年手机依赖的作用如何受到班主任领导行为的调节。结果显示，父亲和母亲控制与手机依赖正相关，父亲控制和母亲控制对青少年手机依赖的影响在寄宿生中更大；教师民主在父亲和母亲控制对青少年手机依赖中没有保护作用，教师权威和教师放任在父亲控制对青少年手机依赖中具有雪上加霜的作用，教师放任在母亲控制对青少年手机依赖中具有雪上加霜的作用。
研究发现，西部青少年的父母控制正向预测手机依赖，与以往国内的研究一致。手机依赖人群的父母控制得分显著高于非依赖人群，由此可见，父母控制作为一种消极教养方式，破坏了青少年的自主性，进而使青少年在网络世界寻求自主性的发展以及排解不良情绪(Fleming et al., 2006)。父母需要减少过度控制等消极教养方式，多以温暖等积极的教养方式与青少年交流，有研究指出温暖是对手机依赖的保护性因素，对手机依赖具有负向预测作用(邓兆杰等，2015)。
研究还发现教师民主型领导行为在父母控制对青少年手机依赖作用中的调节作用不显著。对于此结果可以从以下方面解释：“杯水车薪”的交互效应模式认为(刘丹霓，李董平，2017)，积极特质不足以缓冲风险因素的不利影响，即父母控制的消极作用过大，教师民主的保护作用过低，民主型领导行为作为积极的教师领导行为，对学生的心理健康、焦虑、学业成绩和外化问题均有积极影响，但不足以调节父母控制对青少年手机依赖的消极作用。教师专制型领导行为正向调节父亲控制对青少年手机依赖的正向预测作用，且在寄宿生中的效应远大于走读生中的效应，教师放任型领导行为正向调节父母控制对青少年手机依赖的正向预测作用，且在寄宿生中的效应远大于走读生中的效应；走读生群体中，随着班主任的放任和权威行为越少，父母控制的消极影响降低或不再显著，说明班主任减少消极管理行为，增加积极的管理方式，可以有效降低青少年的外化问题(谢其利等，2021)。寄宿生在学校环境中不易得到父亲和母亲的关爱，父母控制的消极作用持续时间较长，班主任作为寄宿生的重要他人，班主任的消极管理行为对寄宿生的消极作用更大。以上结果证实了生态系统模型，父母和班主任对青少年的影响在方方面面体现，对寄宿生的影响更深远，这提示社会、学校、家庭要注重对寄宿生身心健康的关注，父母对青少年的关爱在青春期尤为重要，同时班主任在学生管理过程中应避免消极的领导方式，使用更加积极的领导行为。
本研究也存在一些不足。首先，本研究属于横断调查，因果推断不够强，未来的研究可以采用追踪数据深化验证。其次，本研究采用的是青少年视角下自我报告法，未来研究可以讨论父母视角下的控制对青少年手机依赖的影响。