申 曦冉光明

（1西華師范大學體育學院，南充 637000；2西華師范大學教育學院，南充 637000）

1 引言

CNNIC發(fā)布的第40次 《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》指出，截止2017年6月，我國網(wǎng)民規(guī)模達到7.51億，其中手機網(wǎng)民規(guī)模達到7.24億，使用手機上網(wǎng)的比例占96.3%，智能手機已成為人們生活和工作中的必需品 （中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心 ＆李靜，2018）。需要注意的是，智能手機在給人們生活帶來極大便利的同時，越來越多的人無法脫離這個“全能型保姆”的溫柔陷阱，出現(xiàn)智能手機過度使用行為。手機過度使用又稱“手機成癮”“手機依賴”“手機成癮傾向”“無手機焦慮癥”（Billieux，Van Der Linden， ＆ Rochat， 2008； Ezoe et al.， 2009；Hong， Chiu， ＆ Huang， 2012），我們使用“智能手機過度使用”這一術(shù)語的定義，即由于對智能手機的濫用而導(dǎo)致手機使用者出現(xiàn)問題心理或行為 （蘇雙等， 2014）。

以往研究發(fā)現(xiàn)，個體特征（例如，社交焦慮與孤獨感）和使用動機是手機過度使用的重要預(yù)測因子（Bian ＆ Leung， 2015； Hong etal.， 2012；Khang， Kim， ＆ Kim， 2013； Kim， LaRose， ＆Peng， 2009； Lee， Cai， ＆ Qiu， 2014； Park，Kee，＆ Valenzuela，2009；陳鐸，張繼明，沈麗莉，廖振華，2009；周濤，2003）。部分研究者對社交焦慮與手機過度使用的關(guān)系進行了考察。Hong等人（2012）認為對于社交焦慮水平較高的個體而言，他們的感覺一般是不穩(wěn)定的，而且很可能對人際關(guān)系更敏感，會更多地使用手機與他人建立聯(lián)系而非面對面的直接交流。Lee等人（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，為了逃避現(xiàn)實交往中存在的社交焦慮，人們偏好使用手機社交媒體進行網(wǎng)絡(luò)交往并導(dǎo)致過度使用。周濤（2003）、陳鐸等人（2009）也發(fā)現(xiàn)社交焦慮與網(wǎng)絡(luò)成癮高相關(guān)。除了國內(nèi)外實證研究的支持，病理性互聯(lián)網(wǎng)使用的認知－行為模型將社交焦慮視作一種心理病理，在網(wǎng)絡(luò)成癮的誘發(fā)中起十分重要的作用（Davis，2001）。結(jié)合先前所述，我們認為社交焦慮能夠正向影響智能手機過度使用。

同樣地，作為個體特征之一的孤獨感是個體體驗到個人預(yù)期交往和實際社會關(guān)系不一致的痛苦（Cacioppo＆ Patrick，2008）。大量研究證實，孤獨感極易導(dǎo)致手機過度使用 （Bian＆ Leung，2015；Kim et al.，2009）。為了尋求情感上的支持和滿足，孤獨感水平較高的個體經(jīng)常通過使用手機來排解或回避孤獨，進而形成手機依賴 （劉紅，王洪禮，2011）。鑒于智能手機過度使用形成因素的多樣化，僅僅探討直接效應(yīng)是不夠的，需對其作用機制進行關(guān)注，大量研究表明社交焦慮與孤獨感顯著正相關(guān)（陳熙維，2011；蘇倩怡，曾偉楠，2015；王明忠，周宗奎，范翠英，孫曉軍，2012）。社交焦慮個體會對社交情境進行消極的判斷，這種判斷會導(dǎo)致他們無法擁有健康的人際關(guān)系而感到孤獨，而手機的基本功能可以從根本上消除人類孤獨所引起的焦慮（Townsend，2000）。基于以上分析表明，社交焦慮通過孤獨感的中介作用可對智能手機過度使用產(chǎn)生影響。

而關(guān)于手機使用動機與智能手機過度使用的研究則更多地基于使用與滿足理論 （uses and gratification theory），即使用者在選擇媒體時會評估潛在的收益或滿足感（Lee＆ Ma，2012），當獲得這些滿足感時，他們對媒體的積極態(tài)度就會形成，它會影響使用者的使用行為并導(dǎo)致對媒體的連續(xù)使用。Park（2003）在研究手機依賴時就發(fā)現(xiàn)，手機依賴和孤獨、消磨時間、逃避等動機變量存在顯著正相關(guān)；Khang等人（2013）的研究結(jié)果表明社會關(guān)系、消磨時間及自我呈現(xiàn)是手機成癮的預(yù)測因子。需要進一步明確的是：當我們?nèi)ヌ接戇@些變量與過度使用的關(guān)系時，需要去推測造成個體過度使用的原因，而動機可通過建立其與其他變量的聯(lián)系來進一步明確其原因。Peele（1985）認為，成癮行為的主要動機是減輕痛苦、焦慮等負性情緒狀態(tài)，即為了逃避。而作為一種混合型媒體的智能手機，除了能夠讓人們逃避現(xiàn)實交往情境所帶來的負性情緒情緒狀態(tài)，還能滿足人們娛樂的需要（劉紅，王洪禮，2011）。故在本研究中我們選取逃避和娛樂動機，并在此基礎(chǔ)上推斷社交焦慮通過影響逃避和娛樂動機進而對智能手機過度使用產(chǎn)生影響。

基于先前所述，我們認為孤獨感和逃避、娛樂動機可能是社交焦慮影響智能手機過度使用的中介變量，但也有研究證實孤獨感和動機之間的關(guān)系。劉紅和王洪禮（2011）探究了大學生手機成癮與孤獨感、手機使用動機的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)孤獨感除可直接影響手機成癮外，還可通過網(wǎng)娛動機間接預(yù)測手機成癮；范黎（2015）對中職生的研究表明孤獨感、網(wǎng)絡(luò)使用動機是人格與網(wǎng)絡(luò)成癮傾向的中介變量，作為一種主觀感受的孤獨感可能會激發(fā)網(wǎng)絡(luò)使用動機，而動機可以驅(qū)動個體的網(wǎng)絡(luò)使用行為，直接作用于網(wǎng)絡(luò)成癮傾向。因此，緩解孤獨是使用網(wǎng)絡(luò)的重要動機之一，孤獨感是影響使用動機的主要原因。

綜上，通過對前人研究的梳理和分析，我們明確了個體特征（例如，社交焦慮和孤獨感）和手機使用動機對手機過度使用的影響，為了進一步探究社交焦慮、孤獨感與手機使用動機對智能手機過度使用的影響，本研究假設(shè)：

（1）社交焦慮、孤獨感、手機使用動機與智能手機過度使用顯著正相關(guān)；

（2）孤獨感與娛樂動機在社交焦慮與智能手機過度使用間起復(fù)雜中介作用；

（3）孤獨感與逃避動機在社交焦慮與智能手機過度使用間起復(fù)雜中介作用。

2 對象與方法

2.1 研究對象

選取重慶市兩所高校的大學生為測量對象，并發(fā)放問卷600份，回收有效問卷549份，問卷有效回收率為90%。該有效樣本的平均年齡為18.39歲，男性占總?cè)藬?shù)的34.39%。他們均為智能手機使用者，其中一年級占總數(shù)的62.7%，二年級為13.3%，三年級為 23.7%，四年級為 0.4%。 52.5%的被試的專業(yè)為自然科學（例如，數(shù)學、物理、化學、生命科學及計算機科學等），而46.7%則為社會科學專業(yè) （例如，經(jīng)濟、工商管理、教育、語言學、法學及哲學等）。

2.2 研究工具

2.2.1 大學生智能手機成癮量表（SAS－C）

選取蘇雙（2014）編制的大學生智能手機成癮量表，共包含22個題目（蘇雙等，2014）。它采用Likert 5點計分，1分代表“非常不符合”，5分代表“非常符合”，得分越高，手機成癮水平也越高。在本研究中，該量表具有良好的信效度，α系數(shù)為0.88，測量模型的評估結(jié)果為 χ2／df＝1.57，GFI＝0.93，CFI＝0.92，IFI＝0.93，RMSEA＝0.05，SRMR＜0.001。

2.2.2 智能手機使用動機量表

本研究選取Wang等人（2015）編制的社交媒體使用動機量表中的娛樂和逃避分量表來測量娛樂與逃避動機。此后，他們對量表的題項進行修訂來符合智能手機的研究背景 （Wang，Jackson，Wang，＆Gaskin，2015）。該量表采用Likert 5點計分，分量表的得分越高，表明該分量表所對應(yīng)的動機在智能手機使用中的重要性就越強。本研究中，娛樂和逃避動機的α系數(shù)分別為0.89和0.84，且該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度， 測量模型的評估結(jié)果為 χ2／df＝3.54，GFI＝0.93，CFI＝0.93，IFI＝0.93，RMSEA＝0.07，SRMR＜0.001。

2.2.3 UCLA 孤獨感自評量表（第三版）

采用Russell等人（1996）編制的UCLA孤獨量表，用于評估對社會交往的渴望與實際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨感（Russell，1996）。該量表共有20個項目，其中11項為正向計分，9項為反向計分，每個項目均采用Likert 5點計分方式，1代表 “從不”，5代表“一直”，得分越高，表明孤獨感越高。本研究中，它具有良好的信效度，Cronbach α 系數(shù)為 0.87，且該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度，測量模型的評估結(jié)果為 χ2／df＝3.26，GFI＝0.91，CFI＝0.87，IFI＝0.87，RMSEA＝0.06，SRMR＜0.001。

2.2.4 Leary 社交焦慮量表（IAS）

采用Leary編制的社交焦慮量表來測量一般社交情景和他人及公眾交流時的主觀社交焦慮（Leary，1983）。它是包含15個條目，采用Likert5點計分方式，得分越高，表明社交焦慮水平越高。該量表信效度良好，本研究中其Cronbach α系數(shù)為0.76，且其測量模型的評估結(jié)果為：χ2／df＝3.52，GFI＝0.93，CFI＝0.87，IFI＝0.87，RMSEA＝0.07，SRMR＜0.001，表明其結(jié)構(gòu)效度良好。

2.3 施測和數(shù)據(jù)處理

具有豐富施測經(jīng)驗的應(yīng)用心理學研究生擔任主試，通過廣告招募的方式請大學生分批次在規(guī)定的時間地點進行團體施測，測量其社交焦慮、孤獨感及手機使用動機的現(xiàn)狀，以及他們對智能手機的使用狀況。采用SPSS19.0進行數(shù)據(jù)錄入、描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，并使用Mplus7.4進行結(jié)構(gòu)方程建模。

3 結(jié)果

3.1 相關(guān)分析

表1 社交焦慮、孤獨感、手機使用動機與智能手機過度使用的描述統(tǒng)計和相關(guān)矩陣（n＝549）

描述統(tǒng)計和相關(guān)分析的結(jié)果如表1所示，除娛樂動機與孤獨感呈顯著負相關(guān)外，社交焦慮、孤獨感、娛樂和逃避動機及智能手機過度使用兩兩變量間均呈顯著正相關(guān)。

3.2 中介效應(yīng)分析及檢驗

對前文提出的假設(shè)模型，通過Mplus7.4進行結(jié)構(gòu)方程建模，最終分別得到包含娛樂動機的模型1和逃避動機的模型2。其中，模型1的擬合指數(shù)為χ2／df＝4.85，CFI＝0.86，TLI＝0.83，RMSEA＝0.08，SRMR ＝0.07， 而模型 2 的擬合指數(shù)為 χ2／df＝4.80，CFI＝0.88，TLI＝0.85，RMSEA＝0.08，SRMR＝0.06。

表2 模型擬合指數(shù)

對于模型1，孤獨感與娛樂動機分別在社交焦慮與智能手機過度使用間起部分中介作用，中介效應(yīng)量分別為0.127與0.036。并且，社交焦慮還可通過孤獨感的作用來影響娛樂動機，進而影響智能手機過度使用，此路徑的效應(yīng)值為0.029。綜合前述路徑，社交焦慮對智能手機過度使用的預(yù)測總效應(yīng)為0.134。然后采用偏差校正非參數(shù)百分比Bootstrap程序檢驗中介效應(yīng)的顯著性，取95%的置信區(qū)間，從表3可知，各條路徑對應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，驗證了孤獨感和娛樂動機在社交焦慮與智能手機過度使用間的鏈式中介作用（見圖1）。

對于模型2，孤獨感與逃避動機分別在社交焦慮與智能手機過度使用間起部分中介作用，中介效應(yīng)量分別為0.063與0.068。并且社交焦慮還可通過孤獨感的作用來影響逃避動機，進而影響智能手機過度使用，此路徑的效應(yīng)值為0.032。綜合前述路徑，社交焦慮對智能手機過度使用的預(yù)測總效應(yīng)為0.164。檢驗?zāi)Ｊ酵Ｐ?，從表3可知，各條路徑對應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，同樣驗證了孤獨感和逃避動機在社交焦慮與智能手機過度使用間的鏈式中介作用（見圖2）。

4 討論

圖1 社交焦慮、孤獨感、娛樂動機和智能手機過度使用模型結(jié)果

圖2 社交焦慮、孤獨感、逃避動機和智能手機過度使用模型結(jié)果

表3 孤獨感及動機的鏈式中介效應(yīng)分析

處于成年早期的大學生面臨著“親密—孤獨”的矛盾，對社交過程極為敏感，易害怕他人的評價，易感焦慮。為了逃避面對面的交往和他人的負性評價，他們通過手機進行間接交往，本研究也得到了相似的結(jié)論。研究結(jié)果表明，社交焦慮與智能手機過度使用存在顯著正相關(guān)，表明社交焦慮是智能手機過度使用的重要預(yù)測因子，驗證了Davis的病理性互聯(lián)網(wǎng)使用的“認知—行為”模型（Davis，2001）。 這一正相關(guān)的結(jié)果可能由于智能手機過度使用可作為焦慮的緩解器以及滿足感的來源 （Roberts＆ Pirog，2012； Takao， Takahashi， ＆ Kitamura， 2009）。Young（2004）認為，網(wǎng)絡(luò)成癮的個體的強迫使用行為可作為降低情緒緊張度及促進未來網(wǎng)絡(luò)使用行為的回報。網(wǎng)絡(luò)使用及智能手機使用擁有共同的特征，它們均與溝通及人際交往相關(guān) （Takao et al.，2009）。對于社交焦慮的個體而言，他們對建立真實人際關(guān)系感到極端焦慮，會使用網(wǎng)絡(luò)作為真實世界人際接觸的替代品，他們也更容易在網(wǎng)絡(luò)使用上出現(xiàn)問題（Lo， Wang， ＆ Fang， 2005）。

除考察社交焦慮與智能手機過度使用的相關(guān)之外，本研究還探究了二者之間的復(fù)雜中介效應(yīng)模型，并建立了針對娛樂動機和逃避動機的模型一和模型二。在兩個模型當中，共同的部分即為孤獨感在社交焦慮和智能手機過度使用間的中介作用，同樣驗證了我們的研究假設(shè)。高社交焦慮的個體由于不擅長與他人面對面的交往，致使其難以形成良好的人際關(guān)系，由此體會到更強的孤獨感（孫君潔，李東斌，虞悅，2017）。同時，為了擺脫孤獨和焦慮，他們會更多地使用智能手機進行聊天或娛樂，并通過智能手機的使用獲得情感支持。

對于模型1而言，我們發(fā)現(xiàn)孤獨感和娛樂動機在社交焦慮與智能手機過度使用間的鏈式中介作用。同樣地，在模型2當中，我們也發(fā)現(xiàn)孤獨感和逃避動機在社交焦慮與智能手機過度使用間起鏈式中介作用。與孤獨感和逃避動機存在顯著的正相關(guān)不同，孤獨感和娛樂動機的相關(guān)負向顯著，這一結(jié)果與劉紅等人（2011）的研究不同，表明本研究中由社交焦慮引發(fā)的高孤獨感個體對用智能手機來娛樂的需求沒那么強，這一結(jié)果有其獨特的意義。對于加入娛樂和逃避動機這兩個變量而言，大量的研究已經(jīng)證實媒體使用動機在塑造使用者網(wǎng)絡(luò)行為中的重要作用 （Park et al.，2009；Smock， Ellison， Lampe， ＆ Wohn， 2011）。 由于智能手機的諸多用途（例如，手機游戲、訪問社交網(wǎng)站等）能夠滿足使用者對逃避其現(xiàn)實交往及娛樂的需要，當這些動機被激發(fā)時，他們會花更多的時間來使用智能手機。

但本研究也存在一些局限。首先，橫斷研究及相關(guān)研究的本質(zhì)無法解釋由變量間的因果聯(lián)系而得出的研究結(jié)論，未來的研究者可使用更客觀的實驗或縱向研究來幫助我們更好地了解智能手機過度使用的形成原因。此外，Knobloch－Westerwick等人（2009）認為，詳細地調(diào)查特定的媒體內(nèi)容如何對特定的生活問題提供應(yīng)對是極其重要的。未來的研究者應(yīng)考慮不同使用者對智能手機不同功能的使用，使用的功能從另一方面也反映了手機的使用動機。因此，對功能的細分對了解智能手機過度使用的機制更有裨益。

5 結(jié)論

在加入動機變量后，我們發(fā)現(xiàn)社交焦慮影響智能手機過度使用的路徑有三條：除了對智能手機過度使用的直接影響外，社交焦慮可通過孤獨感來影響智能手機過度使用；社交焦慮還可通過孤獨感和娛樂、逃避動機的鏈式中介作用對智能手機過度使用產(chǎn)生影響。本研究不僅驗證了病理性互聯(lián)網(wǎng)使用的“認知—行為”模型，而且強調(diào)了個體的社交狀況及動機在導(dǎo)致智能手機過度使用中的重要作用，同時可為研究者設(shè)計對智能手機過度依賴者的干預(yù)措施提供借鑒。