孔彥舒，林清音，陳 瑤，董 婕，畢泰勇，寇 慧

(遵義醫(yī)科大學(xué) 管理學(xué)院心理健康研究中心，貴州 遵義 563099)

隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，電腦特別是智能手機的普及，互聯(lián)網(wǎng)與人們的衣食住行聯(lián)系越來越緊密，人們對網(wǎng)絡(luò)的依賴也越來越嚴重。網(wǎng)絡(luò)成癮(Internet addiction)是指在沒有成癮物質(zhì)影響下而出現(xiàn)的上網(wǎng)失控行為，主要表現(xiàn)在個體因使用不當(dāng)或過度使用網(wǎng)絡(luò)從而導(dǎo)致社會、心理功能損害的現(xiàn)象[1]。當(dāng)前，網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)廣泛普及到大學(xué)生活和學(xué)習(xí)中，大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮現(xiàn)象也愈加嚴重。國內(nèi)有研究顯示，2004年大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮檢出率為15.8 %[2]，2018年為12.10%[3]；2005年醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮檢出率為12.22%[4]，2019年為10.4%[5]。本研究旨在關(guān)注醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮問題。

社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮有關(guān)。社交回避及苦惱是一種社交焦慮，包括社交回避即回避社交情境和社交苦惱即在社交情境中產(chǎn)生的痛苦、不適、恐懼和焦慮等體驗[6]。研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)成癮與社交回避之間呈顯著正相關(guān)[7-8]，社交回避對中學(xué)生網(wǎng)絡(luò)依賴程度有顯著預(yù)測作用[9]。人際交往困擾也與網(wǎng)絡(luò)成癮有關(guān)。人際交往困擾是指在人與人的交往過程中，個體在人際交談、交友、待人接物以及與異性交往方面存在的困擾，反映其人際關(guān)系質(zhì)量[10]。研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮狀況與其人際關(guān)系有關(guān)[3]，大學(xué)生人際關(guān)系對其網(wǎng)絡(luò)成癮具有很好的預(yù)測作用[11]，人際交往困擾越嚴重的個體，網(wǎng)絡(luò)成癮程度越嚴重[12]。此外，社交回避及苦惱與人際交往困擾有關(guān)。研究表明，社交回避可以正向預(yù)測同伴關(guān)系問題[13]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：醫(yī)學(xué)生的人際交往困擾在社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起中介作用。

個體的情緒會影響其行為。孤獨感是一種情緒體驗，是個體因為對當(dāng)前人際關(guān)系的數(shù)量和質(zhì)量不滿意而產(chǎn)生的情緒和社會隔離及空虛、焦慮和不安的情緒體驗[14-15]。已有研究表明，孤獨感與網(wǎng)絡(luò)成癮有關(guān)。大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮與其孤獨感存在顯著正相關(guān)[16-17]，網(wǎng)絡(luò)成癮組的孤獨感顯著高于非網(wǎng)絡(luò)成癮組[18]，孤獨感水平能有效的預(yù)測其網(wǎng)絡(luò)成癮傾向[19]。同時，孤獨感是對社會交往的渴望與實際水平的差距而產(chǎn)生的，孤獨感越高的個體可能越不滿意其社會交往現(xiàn)狀，這將影響其人際關(guān)系。國外研究表明，孤獨感與社會技能缺乏有關(guān)，經(jīng)常有孤獨感的個體往往人際角色被動，難以和他人維持良好的人際關(guān)系[20]。國內(nèi)研究也發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的孤獨感與人際交往困擾程度呈正相關(guān)[21]，孤獨感是人際關(guān)系敏感的危險因素[22]，而人際關(guān)系敏感是人際交往困擾的預(yù)測因素[23]。因此，本研究提出假設(shè)2：醫(yī)學(xué)生的人際交往困擾在孤獨感與網(wǎng)絡(luò)成癮之間起中介作用。

1 對象與方法

1.1 對象 本研究采用方便取樣對貴州某醫(yī)科大學(xué)500名醫(yī)學(xué)生發(fā)放問卷，回收問卷486份，其中有效問卷共479份，有效回收率為95.80%。調(diào)查對象平均年齡為20.03(SD=1.66)，其中男生168人(35.10%)，女生311人(64.90%)。

1.2 方法

1.2.1 網(wǎng)絡(luò)成癮量表 采用Young的網(wǎng)絡(luò)成癮量表(Internet Addiction Scale)中文版，用于判定被試是否網(wǎng)絡(luò)成癮及其網(wǎng)絡(luò)成癮的程度。采用五級評分制度，共20個題目，每個題目以1～5級計分(1=幾乎沒有，5=總是)。得分范圍在20～100 分，得分越高網(wǎng)絡(luò)成癮程度就越嚴重。在20～49分之間為正常合理的網(wǎng)絡(luò)使用，在50～79分之間為沒有明顯的網(wǎng)絡(luò)成癮癥狀，但有網(wǎng)絡(luò)成癮的傾向，在80分以上為有嚴重的網(wǎng)絡(luò)問題或者明顯的網(wǎng)絡(luò)成癮癥狀。該量表的信度系數(shù)為0.90[24]。在本研究中的α系數(shù)為0.91。

1.2.2 UCLA孤獨感量表 UCLA 孤獨量表(UCLA Loneliness Scale,Univesity of California at LosAngels)[25]主要用于評價由對社會交往的渴望與實際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨感。全量表共有20個題目，采用李克特四點量表計分(1=“從不”，4=“一直”)，其中有9個題目反向記分?？偡衷礁?，孤獨程度越高。該量表的信度系數(shù)為0.94[26]。在本研究中的α系數(shù)為0.80。

1.2.3 人際關(guān)系綜合診斷量表 人際關(guān)系綜合診斷量表(Interpersonal Relations Comprehensive Diagnostic Scale)[10]，主要用于測量人際交往困擾，包括人際交談困擾、人際交友困擾、待人接物困擾、與異性交往困擾四個維度，每個維度 7 題，共 28 個條目，全面評估個體當(dāng)前的人際狀況。每題選“是”得 1 分，選“否”得 0 分，滿分為 28 分。嚴重程度分級標(biāo)準(zhǔn)為總分 0～8 分(各維度 0 ～2 分)則說明人際交往困擾較少，總分 9 ～14 分(各維度 3 ～ 5 分)則說明輕度人際交往困擾，總分15 ～ 28 分(各維度 6 ～7 分)則說明重度人際交往困擾。在本研究中的α系數(shù)為0.87。

1.2.4 社交回避及苦惱量表 采用社交回避及苦惱量表(Social Avoidance and Distress Scale)[6]，測量個體在交往中的回避傾向及在實際交往中的苦惱感受，分為苦惱量表和回避量表；量表由28個項目構(gòu)成，其中14個條目用于評價社交回避，14個條目評價社交苦惱。量表采用“是否”答題方式計分，得分范圍從0(最低的回避及苦惱程度)到28(最高的回避及苦惱程度)?？鄲婪至勘砑盎乇芊至勘淼男哦认禂?shù)分別為0.85及0.87[10]。在本研究中的α系數(shù)分別為0.70及0.70。

1.3 數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析 首先將問卷數(shù)據(jù)錄入SPSS 16.0，然后進行網(wǎng)絡(luò)成癮檢出率分析和相關(guān)分析。隨后，采用溫忠麟等提出中介檢驗程序[27]，以社交回避及苦惱為自變量(X)，以網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)，以人際交往困擾為中介變量(M)，采用SPSS 16.0中的線性回歸按照以下步驟檢驗中介效應(yīng)：(1)檢驗第一步的回歸方程(Y=cX+e1)中的回歸系數(shù)c，若回歸系數(shù)c顯著則繼續(xù)，否則停止分析。(2)依次檢驗第二步的回歸方程(M=aX+e2)中的回歸系數(shù)a和第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)中的回歸系數(shù)b，若回歸系數(shù)a和b都顯著,則表明X 對Y 的影響至少有一部分是通過了中介變量M 實現(xiàn)的。(3)檢驗第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)中的回歸系數(shù)c’。若c不顯著,說明M起完全中介作用；若顯著,說明M起部分中介作用。(4)若第二步檢驗中的回歸系數(shù)a和b至少有一個不顯著，則需做Sobel檢驗,若結(jié)果顯著,則表明M 的中介效應(yīng)顯著,否則中介效應(yīng)不顯著。最后，以孤獨感為自變量(X)，以網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)，以人際交往困擾為中介變量(M)重復(fù)上述步驟，以檢驗人際交往在孤獨感和網(wǎng)絡(luò)成癮關(guān)系中的中介效應(yīng)。本研究中的檢驗水準(zhǔn)為α<0.05。

2 結(jié)果

2.1 醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮的一般情況 本研究中，醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮量表上的最低分為20分，最高分為95分，均值為42.70。其中，有網(wǎng)絡(luò)成癮傾向的醫(yī)學(xué)生占26.3%，重度網(wǎng)絡(luò)成癮的醫(yī)學(xué)生為0.8%，網(wǎng)絡(luò)成癮的檢出率為27.1%。

2.2 各變量與網(wǎng)絡(luò)成癮的雙變量相關(guān) 如表1所示，醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮與孤獨感、人際交往困擾和社交回避及苦惱均呈顯著正相關(guān)(r= 0.33 ，P<0.01；r=0.31 ，P<0.01；r=0.17 ，P<0.01)，孤獨感、社交回避及苦惱與人際交往困擾也呈顯著正相關(guān)(r=0.42 ，P<0.01；r=0.32 ，P<0.01)。

表1 各量表之間的相關(guān)(n=479)

*：P<0.01。

2.3 醫(yī)學(xué)生社交回避及苦惱、人際交往困擾與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系 本研究假設(shè)，人際交往困擾在社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起中介作用。采用溫忠麟等提出中介檢驗程序?qū)?shù)據(jù)進行檢驗[27]，本研究假設(shè)社交回避及苦惱是自變量(X)，人際交往困擾為中介變量(M)，網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)?；貧w分析和中介效應(yīng)分析結(jié)果見表2～3。

表2 醫(yī)學(xué)生社交回避及苦惱對網(wǎng)絡(luò)成癮的回歸分析(n=479)

*：P<0.001。

第一步的回歸方程中(Y=cX+e1)，回歸系數(shù)c顯著；第二步的回歸方程中(M=aX+e2)，回歸系數(shù)a顯著；第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)，回歸系數(shù)b顯著，見表3。上述三個回歸系數(shù)都是顯著的，這表明人際交往困擾的中介效應(yīng)顯著。為了驗證人際交往困擾是完全中介還是部分中介，檢驗第三步的回歸方程中的回歸系數(shù)c’，發(fā)現(xiàn)顯著效應(yīng)，見表3。這表明，人際交往困擾的中介效應(yīng)為部分中介，即社交回避及苦惱對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響部分是通過中介變量人際交往困擾實現(xiàn)的，見圖1。

表3 人際關(guān)系中介效應(yīng)的依次檢驗(n=479)

**：P<0.001,*：P<0.05。

**：P<0.001,*： P<0.05。圖1 社交回避及苦惱、網(wǎng)絡(luò)成癮和人際交往困擾的中介模型(回歸系數(shù))

2.4 醫(yī)學(xué)生孤獨感、人際交往困擾與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系 本研究假設(shè)，人際交往困擾在孤獨感與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起中介作用，孤獨感是自變量(X)，人際交往困擾為中介變量(M)，網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)。回歸分析和中介效應(yīng)分析結(jié)果分別見表4和表5。

表4 醫(yī)學(xué)生孤獨感對網(wǎng)絡(luò)成癮的回歸分析(n=479)

*：P<0.001。

第一步的回歸方程中(Y=cX+e1)，回歸系數(shù)c顯著；第二步的回歸方程中(M=aX+e2)，回歸系數(shù)a顯著；第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)，回歸系數(shù)b顯著，見表5。上述三個回歸系數(shù)都是顯著的，這表明人際交往困擾的中介效應(yīng)顯著。為了驗證人際交往困擾是完全中介還是部分中介，檢驗第三步的回歸方程中的回歸系數(shù)c’，發(fā)現(xiàn)顯著效應(yīng)，見表5。這表明，人際交往困擾的中介效應(yīng)為部分中介，即孤獨感對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響部分是通過中介變量人際交往困擾實現(xiàn)的，見圖2。

表5 人際交往困擾中介效應(yīng)的依次檢驗(n=479)

*：P<0.001。

*：P<0.001。圖2 孤獨感、網(wǎng)絡(luò)成癮和人際交往困擾的中介模型(回歸系數(shù))

3 討論

3.1 醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮狀況 本研究結(jié)果顯示，達到網(wǎng)絡(luò)成癮的醫(yī)學(xué)生占總?cè)藬?shù)的27.1%。該檢出率遠高于早期和近期國內(nèi)用同樣量表在大學(xué)生中的結(jié)果[2-3]，也高于早期國內(nèi)在醫(yī)學(xué)生中的結(jié)果[4-5]。一方面，這可能表明，該校醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮情況十分嚴重，遠超出同期大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮水平。另一方面，這可能也與該校為適應(yīng)新課程教改需要，積極開展翻轉(zhuǎn)課堂，大量開設(shè)網(wǎng)絡(luò)課程、推動線上線下教學(xué)的結(jié)合有關(guān)。學(xué)生網(wǎng)絡(luò)使用頻繁不止是因為網(wǎng)絡(luò)娛樂休閑，也包括網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)。

3.2 醫(yī)學(xué)生社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系：人際交往困擾的部分中介效應(yīng) 本研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生的社交回避及苦惱能直接預(yù)測醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮。這與前人研究結(jié)果一致[28-29]。在虛擬網(wǎng)絡(luò)中人與人的交往較少受現(xiàn)實規(guī)則束縛，無需克服現(xiàn)實社會中的諸多問題，這使得個體體驗到更少的社交焦慮。因此，社會回避和苦惱水平較高的醫(yī)學(xué)生，由于無法適應(yīng)現(xiàn)實生活中的人際交往，更傾向于在網(wǎng)絡(luò)中表達自己。此外，本研究結(jié)果顯示，醫(yī)學(xué)生的社交回避及苦惱還能通過人際交往困擾間接預(yù)測醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮程度。社交回避及苦惱屬于社交焦慮的范疇[30]。個體的社交回避及苦惱越高，其社交焦慮越高，這可能會影響個體在社會交往中的表現(xiàn)，使其產(chǎn)生人際交往困擾。而這種人際交往困擾又會使個體沉迷網(wǎng)絡(luò)，以逃避現(xiàn)實生活中的社交挫折。因此，未來研究可考慮從改善人際交往困擾角度著手對社交回避及苦惱水平高的醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮進行干預(yù)。

3.3 醫(yī)學(xué)生孤獨感與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系：人際交往困擾的部分中介效應(yīng) 本研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生的孤獨感可直接正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮。這與前人研究一致。已有元分析結(jié)果表明個體孤獨感與網(wǎng)絡(luò)成癮有中等程度的相關(guān)[17]，大學(xué)生的孤獨感對網(wǎng)絡(luò)成癮具有較強的預(yù)測作用[18]。有研究者指出，個體使用網(wǎng)絡(luò)的一個重要動機是緩解孤獨，感到孤獨的人更容易形成強迫性的網(wǎng)絡(luò)使用行為，而過度的網(wǎng)絡(luò)使用會使個體與健康的社會活動隔絕，這又反過來導(dǎo)致更多的孤獨[31]。孤獨感是個體對當(dāng)前人際關(guān)系的質(zhì)量和數(shù)量不滿意而產(chǎn)生的。現(xiàn)代無線網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展使得諸如QQ、微信之類的社交聊天軟件廣泛普及，孤獨感高的個體更可能采用虛擬網(wǎng)絡(luò)與他人交流，以降低其對當(dāng)前人際關(guān)系的依賴和不滿意，進而緩解孤獨。此外，本研究結(jié)果顯示，醫(yī)學(xué)生的孤獨感還能通過人際交往困擾間接預(yù)測醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮程度。孤獨感水平過高可能導(dǎo)致個體的人際敏感性較高，而這可能會使他們產(chǎn)生更多的人際交往困擾。而這種現(xiàn)實中的人際關(guān)系困擾可能使得個體轉(zhuǎn)而尋求網(wǎng)絡(luò)中的人際支持，甚至沉溺于虛擬網(wǎng)絡(luò)社交。未來研究可考慮從改善人際交往困擾角度著手對孤獨水平較高的醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮進行干預(yù)。

綜上所述，醫(yī)學(xué)生人際交往困擾在社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起著部分中介作用；醫(yī)學(xué)生的人際交往困擾在孤獨感與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中也起著部分中介作用。