李信廷，周 喻，孫江男，段力薩，郭宇明，王玉萍

截至2019年6月，中國(guó)的移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)用戶(hù)總數(shù)達(dá)到8.47億，其中包括1.44億年輕互聯(lián)網(wǎng)用戶(hù)(CNNIC，2019)。手機(jī)的普及和其功能的多樣化，逐漸改變了人們的生活方式。手機(jī)使用是一柄雙刃劍，合理使用手機(jī)方便人們的生活，但過(guò)度依賴(lài)手機(jī)就容易導(dǎo)致手機(jī)成癮。手機(jī)成癮(mobile phone addiction)是指?jìng)€(gè)體由于對(duì)手機(jī)過(guò)度使用，且無(wú)法對(duì)行為進(jìn)行控制，導(dǎo)致其社會(huì)功能受損，產(chǎn)生心理和行為問(wèn)題的一種新型行為成癮[1]。騰訊教育公布的《2018年在校大學(xué)生手機(jī)使用調(diào)查》顯示，82%的大學(xué)生存在手機(jī)成癮[2]。手機(jī)成癮會(huì)給大學(xué)生帶來(lái)消極影響，如抑郁、焦慮、孤獨(dú)感和睡眠障礙[3,4]。因此，探究大學(xué)生手機(jī)成癮的心理機(jī)制及其影響因素，對(duì)于幫助大學(xué)生擺脫手機(jī)成癮具有重要的意義。

Jeon和Jang[5]發(fā)現(xiàn)，手機(jī)成癮的人同時(shí)伴有社交焦慮。社交焦慮，指的是個(gè)體存在對(duì)社交情景持續(xù)的恐懼和伴有焦慮的情緒，擔(dān)心自己的行為會(huì)引發(fā)負(fù)性評(píng)價(jià)，導(dǎo)致明顯的回避行為，使得個(gè)體各方面功能都受到損壞[6]。一方面，社交焦慮會(huì)使大學(xué)生對(duì)現(xiàn)實(shí)中的關(guān)系產(chǎn)生焦慮、恐懼和回避，而虛擬社交正好可以緩解其負(fù)面心理生理特征[7]；另一方面，手機(jī)是一個(gè)沒(méi)有溝通壓力的平臺(tái)，社交焦慮的大學(xué)生可以通過(guò)此平臺(tái)相互接觸，而不用面對(duì)面溝通，這也使得手機(jī)成癮的概率增高[8]。因此，本研究作出假設(shè)H1：社交焦慮能夠正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮。

Rogers[9]認(rèn)為，許多重要人際關(guān)系的現(xiàn)實(shí)，自我接納是基礎(chǔ)，而低自我接納的個(gè)體，容易產(chǎn)生對(duì)手機(jī)成癮[10]。自我接納，指的是個(gè)體能夠接受自身的優(yōu)缺點(diǎn)，同時(shí)對(duì)于自己的消極體驗(yàn)和他人的消極評(píng)價(jià)都能欣然接受[11]。依據(jù)David提出的網(wǎng)絡(luò)成癮“認(rèn)知-行為”模型，個(gè)體沉迷于網(wǎng)絡(luò)的過(guò)程包含遠(yuǎn)端因素和近端因素。遠(yuǎn)端因素是指?jìng)€(gè)體心理狀態(tài)，處在成癮過(guò)程的初始位置。近端因素是指?jìng)€(gè)體在接觸網(wǎng)絡(luò)之后的認(rèn)知，處在成癮過(guò)程的終點(diǎn)位置[12]。綜上，本研究作出假設(shè)H2：自我接納在社交焦慮與手機(jī)成癮間起中介作用。

關(guān)于大學(xué)生的手機(jī)成癮問(wèn)題是當(dāng)前研究熱點(diǎn)，軍校大學(xué)生作為其中的一個(gè)特殊群體，他們的生活和學(xué)習(xí)方式與地方大學(xué)生有較大的區(qū)別。目前，還沒(méi)有研究針對(duì)手機(jī)成癮是如何在軍校大學(xué)生中形成的進(jìn)行討論，僅有的研究表明軍校大學(xué)生對(duì)手機(jī)的使用會(huì)降低他們的心理健康水平，過(guò)度使用手機(jī)會(huì)影響睡眠質(zhì)量[13]。因此，本研究選取軍校大學(xué)生為研究對(duì)象，探究社交焦慮、自我接納、手機(jī)成癮之間的關(guān)系。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 隨機(jī)選取某軍校的大四年級(jí)學(xué)生，共發(fā)放問(wèn)卷536份，收回有效問(wèn)卷496份，回收率92.5%。其中，男生251名，女生245名，調(diào)查對(duì)象平均年齡(23.21±3.81)歲。調(diào)查由兩名心理學(xué)研究生嚴(yán)格按照操作流程組織施測(cè)。

1.2 研究工具

1.2.1 社交焦慮量表(interaction anxiousness scale，IAS) 該量表由Leary(1983)編制，彭純子于2004年對(duì)其進(jìn)行修訂[14]，量表包含 15個(gè)項(xiàng)目，問(wèn)卷評(píng)分采用Likert-5級(jí)(1～5)評(píng)分制，分別是“非常不符合(1分)” “不符合(2分)” “不能確定(3分)” “符合(4分)” “非常符合(5分)”，分?jǐn)?shù)越高則表明社交焦慮的程度越高。該量表內(nèi)部一致性Cronbachα系數(shù)是0.87，八周后的重測(cè)相關(guān)系數(shù)為0.80，體現(xiàn)出了良好的信效度。

1.2.2 自我接納問(wèn)卷(self-acceptance questionnaire，SAQ) 該問(wèn)卷由叢中、高文鳳等[15]編制，問(wèn)卷有2個(gè)因子：自我接納因子和自我評(píng)價(jià)因子，經(jīng)驗(yàn)證得知兩因子的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.93和0.91。該問(wèn)卷總共包含16個(gè)項(xiàng)目，問(wèn)卷評(píng)分采用Likert-4級(jí)(1～4)評(píng)分制，分別是“非常相同(1分)” “基本相同(2分)” “基本相反(3分)” “非常相反(4分)”，該問(wèn)卷的 Cronbachα系數(shù)是0.86，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)證明該問(wèn)卷有較好的信效度。

1.2.3 手機(jī)成癮指數(shù)量表(mobile phone addiction index，MPAI) 該量表由Leung[16]編制，有4個(gè)維度：失控性、低效性、戒斷性和逃避性，各分量表的Cronbachα系數(shù)在0.81～0.87，各項(xiàng)指數(shù)擬合較好。該問(wèn)卷總共包含17個(gè)項(xiàng)目，問(wèn)卷評(píng)分采用Likert-5級(jí)(1～5)評(píng)分制，分別是“幾乎沒(méi)有(1分)” “偶爾(2分)” “有時(shí)(3分)” “經(jīng)常(4分)” “總是(5分)”，該問(wèn)卷的 Cronbachα系數(shù)是0.90。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn) 采用Haman單因素檢驗(yàn)法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，特征根大于1的因子有31個(gè)，第一個(gè)因子解釋的方差變異量為22.91%，小于40%的臨界值(周浩，龍立榮，2004)。因此，本研究中不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 手機(jī)成癮基本情況 496名軍校大學(xué)生的手機(jī)成癮得分，最低分為17分，最高分為76分，平均(39.49)分，有53名軍校大學(xué)生(10.69%)檢出手機(jī)成癮傾向。對(duì)手機(jī)成癮得分差異進(jìn)行性別的被試間差異檢驗(yàn)，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.3 社交焦慮和自我接納、手機(jī)成癮得分及相關(guān)分析 對(duì)社交焦慮得分、自我接納得分及手機(jī)成癮指數(shù)量表得分進(jìn)行Pearson相關(guān)分析。結(jié)果顯示，社交焦慮得分與自我接納因子和自我評(píng)價(jià)因子得分均呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)(r=-0.329、-0.370，P<0.01)，社交焦慮得分與手機(jī)成癮指數(shù)量表得分呈現(xiàn)正相關(guān)(r=0.428，P<0.01)，手機(jī)成癮指數(shù)量表得分與自我接納因子和自我評(píng)價(jià)因子得分均呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)(r=-0.297、-0.315，P<0.01，表1)。

表1 軍校大學(xué)生社交焦慮和自我接納、手機(jī)成癮得分的相關(guān)分析 (r)

2.4 社交焦慮和自我接納、手機(jī)成癮得分的回歸分析 以手機(jī)成癮量表得分為因變量，將自我接納因子、自我評(píng)價(jià)因子和社交焦慮作為預(yù)測(cè)變量進(jìn)行逐步回歸分析。結(jié)果顯示，自我接納因子、社交焦慮和自我評(píng)價(jià)因子全部進(jìn)入回歸方程，所得結(jié)果顯示方程回歸系數(shù)顯著，3個(gè)自變量共解釋手機(jī)成癮26.3%的變異(表2)。

表2 軍校大學(xué)生手機(jī)成癮量表得分的多因素逐步回歸分析

2.5 自我接納在社交焦慮和手機(jī)成癮中的中介作用檢驗(yàn) 根據(jù)上述分析結(jié)果和理論假設(shè)，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)自我接納在社交焦慮和手機(jī)成癮的中介作用進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果顯示：χ2/df=2.12，GFI=0.99，AGFI=0.97，NFI=O.98，CFI=0.99，RMSEA=0.04，模型擬合度良好。社交焦慮對(duì)手機(jī)成癮的直接效應(yīng)為0.28，對(duì)自我接納的直接效應(yīng)為-0.60，自我接納對(duì)社交焦慮的直接效應(yīng)為-0.38。社交焦慮通過(guò)自我接納影響手機(jī)成癮的所有通徑系數(shù)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。

用Bootstrap技術(shù)驗(yàn)證中介效應(yīng)，結(jié)果顯示社交焦慮對(duì)手機(jī)成癮的總效應(yīng)為0.51(95%CI:0.43～0.58)，直接效應(yīng)為0.28(95%CI:-0.02～0.14)，95%可信區(qū)間不包含0，間接效應(yīng)為0.23(95%CI:0.12～0.48)，95%可信區(qū)間不包含0，說(shuō)明中介效應(yīng)存在。因此，自我接納在社交焦慮與手機(jī)成癮的關(guān)系中起部分中介作用，且中介貢獻(xiàn)率為45.1%，見(jiàn)表3。

表3 軍校大學(xué)生社交焦慮對(duì)手機(jī)成癮影響的中介效應(yīng)驗(yàn)證

3 討 論

3.1 軍校大學(xué)生手機(jī)成癮的基本狀況分析 本研究提示軍校大學(xué)生手機(jī)成癮傾向檢出率顯著低于地方大學(xué)生[17，18]，可能原因：一方面，軍校大學(xué)生的意志力和心理健康狀況顯著優(yōu)于地方大學(xué)生[19-20]，而意志力不強(qiáng)和心理健康狀況不好是預(yù)測(cè)手機(jī)成癮的重要影響因素[21，22]；另一方面，軍隊(duì)院校實(shí)施封閉式管理，使得軍校大學(xué)生社會(huì)參與度低，不容易接收到負(fù)面信息，會(huì)讓大學(xué)生人際關(guān)系較為單純[23]。相比來(lái)看，地方大學(xué)生復(fù)雜的社交活動(dòng)容易增加手機(jī)成癮的風(fēng)險(xiǎn)[24]。除此之外，手機(jī)使用時(shí)長(zhǎng)也是手機(jī)成癮的重要預(yù)測(cè)因素[25]，軍校嚴(yán)格的管理模式限制了軍校大學(xué)生手機(jī)使用的頻率和時(shí)長(zhǎng)，從客觀(guān)上也降低了軍校大學(xué)生手機(jī)成癮的水平。本研究還發(fā)現(xiàn)手機(jī)成癮性別差異不顯著，這與以往針對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮的部分研究相一致[26]。表明軍校大學(xué)生手機(jī)成癮傾向與性別差異無(wú)關(guān)。

3.2 社交焦慮、自我接納和手機(jī)成癮之間的相關(guān)分析 本研究發(fā)現(xiàn)，社交焦慮與手機(jī)成癮正相關(guān)，即社交焦慮水平越高，手機(jī)成癮水平也越高，證實(shí)了假設(shè)H1。Heimberg等[27]提出的社交焦慮認(rèn)知行為模型認(rèn)為，焦慮是在個(gè)體預(yù)期到或遇到對(duì)自我構(gòu)成重大威脅的社交情景后產(chǎn)生的，而手機(jī)溝通的匿名性和虛擬性能夠避免個(gè)體接觸到實(shí)際的社交環(huán)境，從而緩解負(fù)面情緒和填補(bǔ)交往需求，最終容易導(dǎo)致手機(jī)成癮[28]。同時(shí)，社交焦慮與自我接納顯示負(fù)相關(guān)關(guān)系，Tarrant和Pelham[29]認(rèn)為只有能夠愉快和他人相處的個(gè)體，才可以清楚地認(rèn)識(shí)到自己和他人的優(yōu)缺點(diǎn)，并且接納自己和他人。國(guó)內(nèi)對(duì)地方大學(xué)生群體的研究中同樣發(fā)現(xiàn)低社交焦慮的個(gè)體會(huì)在社交過(guò)程中保持一顆平常心，不卑不亢地面對(duì)各種社交情景，其自我接納水平也較高[30]。研究還發(fā)現(xiàn)自我接納和手機(jī)成癮負(fù)相關(guān)，葉寶娟等[31]認(rèn)為不良認(rèn)知是成癮的核心因素，不良認(rèn)知包含對(duì)世界和自我兩個(gè)方面，對(duì)自我的不良認(rèn)知包括自我懷疑和消極自我評(píng)價(jià)。手機(jī)成癮的個(gè)體存在不愿意在虛擬空間之外承認(rèn)自己主體性的認(rèn)知，這就導(dǎo)致其很難接納自我[32]。

3.3 自我接納在社交焦慮與手機(jī)成癮之間的逐步回歸分析 手機(jī)成癮的多因素逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)，社交焦慮、自我接納因子和自我評(píng)價(jià)因子都進(jìn)入到回歸方程中，其中社交焦慮對(duì)手機(jī)成癮貢獻(xiàn)率最大。社交焦慮、自我接納因子和自我評(píng)價(jià)因子都能對(duì)手機(jī)成癮起到預(yù)測(cè)作用。參照埃里克森的人格理論，軍校大學(xué)生處于親密-疏離階段，此時(shí)期個(gè)體希望獲得親密感，避免孤獨(dú)感。對(duì)于社交焦慮者，他們更傾向于使用手機(jī)進(jìn)行交流，這樣既能滿(mǎn)足其獲得親密感的基本需求，又可以避免接觸引起負(fù)面情緒的場(chǎng)景。并且，這一時(shí)期的個(gè)體希望獲得自我認(rèn)同感，想要努力地融入集體中，以確定自己的社會(huì)身份。對(duì)于低自我接納者，他們會(huì)依賴(lài)手機(jī)所創(chuàng)造的空間，對(duì)自身虛擬形象進(jìn)行整飾，來(lái)提高自我認(rèn)同感。同時(shí)，如果塑造的完美形象獲得他人積極反饋后，反過(guò)來(lái)又會(huì)加深手機(jī)成癮的程度。因此，社交焦慮和自我接納水平的高低，會(huì)直接影響軍校大學(xué)生的手機(jī)成癮水平。

3.4 自我接納在社交焦慮與手機(jī)成癮之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 本研究用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建了社交焦慮、自我接納和手機(jī)成癮間作用通徑。結(jié)果顯示，社交焦慮可以通過(guò)自我接納的中介作用間接作用于手機(jī)成癮，證實(shí)了假設(shè)H2。同時(shí)，用Bootstrap技術(shù)驗(yàn)證中介效應(yīng)，自我接納在社交焦慮與手機(jī)成癮的關(guān)系中起部分中介作用，且中介貢獻(xiàn)率為45.1%，提示社交焦慮可能被自我接納和自我評(píng)價(jià)部分矯正，進(jìn)而降低手機(jī)成癮水平。一方面互聯(lián)網(wǎng)補(bǔ)償理論認(rèn)為，不理想的生活狀態(tài)會(huì)讓個(gè)體產(chǎn)生借助網(wǎng)絡(luò)來(lái)緩解負(fù)面情緒的動(dòng)機(jī)[33]。同樣，如果個(gè)體的人際需要得不到滿(mǎn)足，又無(wú)法客觀(guān)的看待現(xiàn)實(shí)，就容易出現(xiàn)逃避行為和焦慮情緒。此時(shí)，個(gè)體就會(huì)通過(guò)更多地使用手機(jī)來(lái)緩解自身的負(fù)面影響[34]。另一方面，社交焦慮二價(jià)恐懼評(píng)價(jià)(BFOE)模型認(rèn)為[35]，社會(huì)焦慮個(gè)體對(duì)他人的正面評(píng)價(jià)(FPE)和負(fù)面評(píng)價(jià)(FNE)都很敏感，而通過(guò)手機(jī)進(jìn)行非面對(duì)面的社交溝通，有利于個(gè)體進(jìn)行印象管理，減少自我暴露的風(fēng)險(xiǎn)，從而降低評(píng)價(jià)恐懼感。自我接納作為一項(xiàng)基本的心理特征，能夠調(diào)節(jié)社交焦慮者在上述過(guò)程中的認(rèn)知評(píng)價(jià)方式[36]，從而影響手機(jī)成癮。

3.5 建議與不足 本研究發(fā)現(xiàn)了社交焦慮通過(guò)自我接納對(duì)手機(jī)成癮的影響機(jī)制，為干預(yù)軍校大學(xué)生手機(jī)成癮提供了新的思路。即通過(guò)緩解軍校大學(xué)生社交焦慮，并提高其自我接納的程度，能夠幫助軍校大學(xué)生從主觀(guān)方面脫離手機(jī)成癮。同時(shí)，本研究也存在一定局限性。首先取樣人群僅僅來(lái)自于一所軍校，研究的代表性不足。其次，研究發(fā)現(xiàn)軍校大學(xué)生手機(jī)成癮檢出率明顯低于地方大學(xué)生，未來(lái)可以直接選取兩類(lèi)大學(xué)生群體進(jìn)行直接對(duì)比，得出更可靠的結(jié)論。