黃明明 趙守盈

(1 內(nèi)蒙古師范大學(xué) 心理學(xué)院，呼和浩 特 010020) (2 貴 州師范大學(xué)心理學(xué) 院，貴陽 550025)

1 問題提出

中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（2020）發(fā)布的第45 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2020 年3 月，我國網(wǎng)民規(guī)模為9.04 億，同時(shí)手機(jī)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)受新冠肺炎疫情影響也出現(xiàn)上升勢頭。然而，過度使用手機(jī)會(huì)引發(fā)一系列的心理問題。手機(jī)成癮傾向（mobile phone addiction tendency,MPAT），又稱手機(jī)依賴，是指個(gè)體過度沉迷于以手機(jī)為媒介的活動(dòng)，對(duì)手機(jī)使用產(chǎn)生強(qiáng)烈、持續(xù)的渴求感與依賴感, 并導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)明顯的社會(huì)、心理功能損害（Yen et al., 2009），已經(jīng)成為當(dāng)前嚴(yán)重的青少年公共衛(wèi)生問題（黃俊霞, 梁雅麗, 陳佰鋒, 陳玉娟, 宋建根, 2018）。大學(xué)生是手機(jī)使用的主力軍，也是手機(jī)成癮的高發(fā)群體，有必要對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的發(fā)生機(jī)制進(jìn)行探究。

1.1 述情障礙與手機(jī)成癮傾向的關(guān)系

述情障礙（alexithymia）是指個(gè)體難以向他人表述自己的情感，并且以缺乏想象力、缺乏內(nèi)心世界關(guān)注等為特點(diǎn)的適應(yīng)不良心理現(xiàn)象（Griffith,1998）。述情障礙是一種穩(wěn)定的多維人格結(jié)構(gòu)，有研究者甚至認(rèn)為述情障礙是“時(shí)代人格”的一個(gè)組成部分（陳奕榮, 邵華, 2019; 張春雨, 張進(jìn)輔, 張靜秋, 張?zhí)O平, 2011; Sifneos, 1996）。諸多研究發(fā)現(xiàn)，述情障礙不僅可以通過抑郁、焦慮等間接影響大學(xué)生的手機(jī)依賴（Gao et al., 2018），也對(duì)大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮和手機(jī)過度使用具有直接影響作用（Craparo, 2011; Demirci, Akg?nül, & Akpinar, 2015）。最近，國內(nèi)有研究表明，述情障礙的水平可以顯著預(yù)測大學(xué)生手機(jī)成癮傾向，甚至可以直接引發(fā)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向（陳奕榮, 邵華, 2019）。病理性互聯(lián)網(wǎng)使用的認(rèn)知-行為理論認(rèn)為，個(gè)體適應(yīng)不良容易引發(fā)個(gè)體的手機(jī)成癮（陳秋珠, 2006; Davis,2001），揭示了手機(jī)成癮傾向形成的認(rèn)知機(jī)制，而互聯(lián)網(wǎng)具有補(bǔ)償功能，在頻繁使用手機(jī)后，述情障礙的心理狀況將會(huì)獲得病理性補(bǔ)償，最終引發(fā)個(gè)體對(duì)補(bǔ)償物（智能手機(jī)）的過度依賴。在日常生活中，述情障礙會(huì)導(dǎo)致人際適應(yīng)困難（張亞利等, 2018），大學(xué)生為了補(bǔ)償自己現(xiàn)實(shí)生活中人際交往的不滿足感，避免人際不適應(yīng)感，會(huì)通過頻繁使用手機(jī)的方式與外界取得聯(lián)系，由此引發(fā)手機(jī)依賴（徐 宏圖, 楊琪, 汪海彬, 2018; Schimmenti et al., 2017）。因此，本研究假設(shè)（H1）：述情障礙對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向具有顯著的預(yù)測作用。

1.2 孤獨(dú)感在述情障礙和手機(jī)成癮傾向之間的中介作用

孤獨(dú)感（loneliness）作為一種負(fù)性情感體驗(yàn)，是指個(gè)體體驗(yàn)到個(gè)人預(yù)期交往和實(shí)際社會(huì)關(guān)系不一致的痛苦（Cacioppo & Patrick, 2008）。當(dāng)個(gè)體感到自己的人際關(guān)系單薄，并且與自身理想狀態(tài)差距較大時(shí)就會(huì)產(chǎn)生孤獨(dú)感（Henwood &Solano, 1994）。大學(xué)生時(shí)期是個(gè)體情緒情感發(fā)展的重要階段，其主要發(fā)展任務(wù)就是避免孤獨(dú)感、培養(yǎng)親密感，建立自我統(tǒng)一性。如果未能順利度過這一時(shí)期的心理危機(jī)，就容易引發(fā)一系列的心理問題（Erikson, 1950）。實(shí)證研究表明，述情障礙可以預(yù)測和解釋個(gè)體的孤獨(dú)感水平和成因（Frye-Cox & Hesse, 2013; Qualter, Quinton, Wagner, &Brown, 2009）。此外，已有研究表明，孤獨(dú)感是預(yù)測個(gè)體手機(jī)成癮傾向水平的主要指標(biāo)（劉紅,王洪禮, 2011; ?ztun?, 2013）?；ヂ?lián)網(wǎng)使用-滿足理論指出，個(gè)體使用某種互聯(lián)網(wǎng)媒介是為了滿足自己的需求（Dunne, Lawlor, & Rowley, 2010），從大學(xué)生使用手機(jī)行為來看，述情障礙水平較高的大學(xué)生由于存在一定程度的情緒加工和共情缺陷，自己不能與他人建立良好的人際關(guān)系而引發(fā)了孤獨(dú)感，而個(gè)體頻繁使用手機(jī)就是為了滿足自己建立良好人際關(guān)系的需求。平時(shí)，大學(xué)生頻繁使用手機(jī)與外界建立親密關(guān)系，當(dāng)大學(xué)生體驗(yàn)到了使用手機(jī)帶來的良好體驗(yàn)，便會(huì)沉浸在這種使用行為中，形成手機(jī)依賴，這與沉浸感理論觀點(diǎn)保持一致（Csikszentmihalyi, 2014）。因此，本研究假設(shè)（H2）：述情障礙通過孤獨(dú)感影響大學(xué)生手機(jī)成癮傾向。

1.3 正念在孤獨(dú)感和手機(jī)成癮傾向之間的調(diào)節(jié)作用

正念（mindfulness）是指個(gè)體全身心地聚焦于當(dāng)下體驗(yàn)和活動(dòng)，并對(duì)自己的體驗(yàn)和活動(dòng)持一種非批判性的接納態(tài)度；作為一種人格特質(zhì)，它能夠使個(gè)體聚焦于當(dāng)下，緩解負(fù)面情緒的困擾（Shapiro &Carlson, 2009）。最近的研究發(fā)現(xiàn)，正念可以有效緩解孤獨(dú)感對(duì)青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的作用（Murat, 2019），并有效調(diào)節(jié)大學(xué)生壓力知覺與手機(jī)成癮傾向之間的關(guān)系（Liu et al., 2018）。根據(jù)特質(zhì)正念理論觀點(diǎn)可知，正念水平較高的個(gè)體，對(duì)自己當(dāng)下的狀態(tài)接納程度更高，不會(huì)為了改變某種境況而去頻繁地使用手機(jī)，手機(jī)成癮傾向不明顯，而正念水平較低的個(gè)體更傾向于采取回避的應(yīng)對(duì)方式，不愿接納，而是試圖改變當(dāng)前的狀態(tài)（Bishop et al., 2004），更傾向于通過手機(jī)網(wǎng)絡(luò)等途徑尋求滿足和改變，這樣更容易產(chǎn)生手機(jī)依賴行為。同樣，正念將個(gè)體注意力引導(dǎo)至當(dāng)下的體驗(yàn)之下，阻斷負(fù)面情緒情感對(duì)其他負(fù)面心理特質(zhì)的形成途徑（Kabat-Zinn, 2012），從而有效避免孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的引發(fā)作用。因此，本研究假設(shè)（H3）：正念在孤獨(dú)感和大學(xué)生手機(jī)成癮傾向之間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

由此可見，大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的形成同時(shí)會(huì)受到大學(xué)生對(duì)手機(jī)使用、認(rèn)知和情緒體驗(yàn)的影響。使用-滿足理論、病理性互聯(lián)網(wǎng)使用的認(rèn)知-行為理論、沉浸感理論分別從大學(xué)生的行為、認(rèn)知和情緒體驗(yàn)揭示手機(jī)成癮傾向的內(nèi)部機(jī)制，而特質(zhì)正念理論則針對(duì)以上內(nèi)部機(jī)制提供了有效干預(yù)的理論基礎(chǔ)。因此，結(jié)合已有研究結(jié)論，本研究構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型（見圖1），探究述情障礙對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的過程機(jī)制及正念調(diào)節(jié)機(jī)制，以期為防范大學(xué)生手機(jī)成癮傾向提供理論指導(dǎo)。

圖1 假設(shè)模型圖

2 研究方法

2.1 被試

以整群抽樣的抽取方式，抽取來自江西省五所高校的1342 名大學(xué)生進(jìn)行測驗(yàn)。由課題組成員擔(dān)任主試，經(jīng)過培訓(xùn)后，隨機(jī)分派到這五所高校中，并在任課老師或班級(jí)輔導(dǎo)員的協(xié)助下，以班級(jí)為單位進(jìn)行集體施測。剔除明顯不認(rèn)真作答的被試后，回收有效問卷1224 份，回收率為91.2%。其中，男生682 名（55.7%），女生542 名（44.3%）；理工類490 名（40.0%），文史類571 名（46.7%），藝體類163 名（13.3%）；獨(dú)生子女414 名（33.8%），非獨(dú)生子女810 名（66.2%）；農(nóng)村生源935 名（76.4%），城市生源289 名（23.6%）；大一355 名（29.0%），大二441 名（36.0%），大三224 名（18.3%），大四204 名（16.7%）。參與調(diào)查的被試年齡在1 6 ～2 5 歲之間，平均年齡20.17±1.38 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 多倫多述情障礙量表

采用姚芳傳、徐長寬、陳啟豹、彭昌孝和王春芳（1992）修訂的多倫多述情障礙量表（Toronto Alexithymia Scale, TAS-20），該量表共20 個(gè)條目，從“很不同意”到“很同意”進(jìn)行Likert-5 級(jí)計(jì)分，有5 個(gè)條目是反向計(jì)分，有三個(gè)維度，分別是辨別情感困難、描述情感困難及外向性思維。測驗(yàn)總得分越高，表明被試的述情障礙程度越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)是0.82，CFA 擬合結(jié)果良好（χ2/df=4.411, GFI=0.947,NFI=0.958, TLI=0.935, CFI=0.947, RMSEA=0.074）。

2.2.2 手機(jī)成癮傾向量表

采用熊婕、周宗奎、陳武、游志麒和翟紫艷（2012）編制的手機(jī)成癮傾向量表（Mobile Phone Addiction Tendency Scale, MPATS）。該量表共16 個(gè)條目，從“非常不符合”到“非常符合”進(jìn)行Likert-5 級(jí)計(jì)分，有四個(gè)維度，分別是戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變?？偟梅衷礁?，表明被試的手機(jī)成癮傾向的程度越嚴(yán)重。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.84，CFA擬合結(jié)果良好（χ2/df=4.876, GFI=0.966, NFI=0.985,TLI=0.958, CFI=0.972, RMSEA=0.058）。

2.2.3 孤獨(dú)感量表

采用Russell（1996）編制孤獨(dú)感量表（第三版）（UCLA Loneliness Scale Version 3, UCLA-3），該量表共20 個(gè)條目，Likert-5 級(jí)計(jì)分，11 個(gè)正向計(jì)分和9 個(gè)反向計(jì)分，單維度量表。該量表在我國大學(xué)生中有良好的信度和效度（劉紅, 王洪禮,2011），本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)是0.71，CFA 擬合結(jié)果良好（χ2/df=4.024, GFI=0.969,NFI=0.983, TLI=0.965, CFI=0.976, RMSEA=0.061）。

2.2.4 正念注意覺知量表

采用陳思佚、崔紅、周仁來和賈艷艷（2012）修訂的中文版正念注意覺知量表（Mindful Attention Awareness Scale, MAAS），該量表共15 個(gè)條目，Likert-6 級(jí)計(jì)分，單維度量表，總得分越高，個(gè)體正念覺知水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)是0.86，CFA 擬合結(jié)果良好（χ2/df=3.472,GFI=0.983, NFI=0.969, TLI=0.979, CFI=0.986,RMSEA=0.051）。

2.3 數(shù)據(jù)處理

利用SPSS21.0 對(duì)研究中的變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析、積差相關(guān)分析和共同方法偏差檢驗(yàn)；采用AMOS21.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、中介效應(yīng)以及有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman 單因子方法對(duì)測驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行探索性因子分析，提出了8 個(gè)特征值大于1 的公因子，其中，首因子對(duì)總體解釋率為18.68%，遠(yuǎn)低于40%的測驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)（Podsakoff, MacKenzie, Lee, &Podsakoff, 2003），本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 述情障礙、孤獨(dú)感及手機(jī)成癮傾向的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

對(duì)本研究中的述情障礙、孤獨(dú)感和手機(jī)成癮傾向進(jìn)行皮爾遜積差相關(guān)分析，結(jié)果如下表1 所示。結(jié)果顯示，大學(xué)生述情障礙、孤獨(dú)感及手機(jī)成癮傾向的得分彼此之間具有顯著的相關(guān)性，可進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)分析。

3.3 孤獨(dú)感和正念在述情障礙和手機(jī)成癮傾向之間的作用

3.3.1 孤獨(dú)感在述情障礙與大學(xué)生手機(jī)成癮傾向之間的中介效應(yīng)

利用AMOS21.0 建立以孤獨(dú)感為中介的中介效應(yīng)模型，在分析之前，將所有變量進(jìn)行中心化處理，然后采用偏差矯正的百分位Bootsrap 法，重復(fù)抽樣3000 次，對(duì)中介效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示，該中介效應(yīng)模型擬合良好（χ2/df=4.08, GFI=0.93, NFI=0.97, TLI=0.96, CFI=0.96, RMSEA=0.08）。其中，述情障礙對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向直接效應(yīng)顯著（c’=0.47,t=7.19,p＜0.05; 95%CI[0.34,0.73]）；述情障礙對(duì)大學(xué)生孤獨(dú)感具有顯著的預(yù)測效應(yīng)（a=0.68,t=15.09,p＜0.05; 95%CI[0.45,0.83]）；孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向具有顯著的預(yù)測效應(yīng)（b=0.15,t=2.97,p＜0.05; 95%CI[0.11,0.49]）；其中，孤獨(dú)感的中介效應(yīng)值是0.11，95%CI 是[0.05, 0.24]。所有置信區(qū)間均不包含0，說明孤獨(dú)感在述情障礙和大學(xué)生手機(jī)成癮傾向之間起到部分中介作用。

表1 各變量的描述性與相關(guān)性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（n=1224）

3.3.2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)

根據(jù)本研究假設(shè)，利用AMOS21.0 構(gòu)建了如圖2 所示的潛變量結(jié)構(gòu)方程模型，估計(jì)方法與3.3.1 相同，并采用相關(guān)研究提出有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析方法對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn)（溫忠麟, 葉寶娟,2014）。結(jié)果顯示，該模型的擬合情況良好（χ2/df=3.37, GFI=0.95, NFI=0.95, TLI=0.97, CFI=0.97,RMSEA=0.06）。

圖2 述情障礙影響大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的機(jī)制（標(biāo)準(zhǔn)化）

該模型結(jié)果顯示，述情障礙對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向具有顯著的直接正向預(yù)測效應(yīng)（β=0.45,t=5.81,p＜0.01; 95%CI[0.31, 0.59]）；述情障礙對(duì)大學(xué)生孤獨(dú)感具有顯著的正向預(yù)測效應(yīng)（β=0.66,t=11.88,p＜0.01; 95%CI[0.58, 0.73]）；孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向具有顯著的正向預(yù)測效應(yīng)（β=0.15,t=2.57,p＜0.01; 95%CI[0.01, 0.30]）；孤獨(dú)感在述情障礙與大學(xué)生手機(jī)成癮傾向之間的中介效應(yīng)也顯著（β=0.10,p＜0.01; 95%CI[0.02, 0.19]），以上置信區(qū)間均不包含0，具有統(tǒng)計(jì)意義。由此可見，孤獨(dú)感在述情障礙和大學(xué)生手機(jī)成癮傾向之間起到部分中介作用。

此外，正念對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向具有顯著的負(fù)向預(yù)測效應(yīng)（β=-0.15,t=-2.90,p＜0.01;95%CI[-0.25, -0.04]）；孤獨(dú)感與正念的交互項(xiàng)對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向具有顯著的負(fù)向預(yù)測效應(yīng)（β=-0.13,t=-3.15,p＜0.01; 95%CI[-0.29, -0.02]），以上置信區(qū)間均不包含0，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這說明，正念可以對(duì)孤獨(dú)感與大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用。為了更深入地探究正念對(duì)孤獨(dú)感和大學(xué)生手機(jī)成癮傾向關(guān)系的調(diào)節(jié)效果和機(jī)制，本研究以一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為界限，將正念分為高分組（M+SD）和低分組（M-SD），并繪制出簡單斜率檢驗(yàn)圖（simple slope plot），如圖3 所示。結(jié)果顯示，孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的正向預(yù)測效應(yīng)在高水平正念組不顯著（β=0.09,p＞0.05），而在低水平正念組卻顯著（β=0.25,p＜0.05）。這說明，正念可以緩沖孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的預(yù)測效應(yīng)，即降低孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的影響。

圖3 調(diào)節(jié)變量（正念）的簡單斜率圖

4 討論

4.1 述情障礙對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，述情障礙對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向具有顯著預(yù)測作用，驗(yàn)證了本研究假設(shè)H1，結(jié)果與前人相關(guān)研究保持一致（陳奕榮,邵華, 2019;徐宏圖等, 2018; Gao et al., 2018），與病理性互聯(lián)網(wǎng)使用的認(rèn)知-行為理論和沉浸感理論基本觀點(diǎn)也相符合。述情障礙水平較高大學(xué)生的情緒加工能力有明顯的缺陷，在人際交往時(shí)出現(xiàn)適應(yīng)困難而不能建立自己所需求的友誼（Parker, Taylor, & Bagby,2001），手機(jī)使用恰好滿足了大學(xué)生在現(xiàn)實(shí)生活中不能得到滿足的廣泛人際交往需求，成為大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。日常生活中，如不能滿足大學(xué)生人際需求，缺乏傾述對(duì)象，則大學(xué)生會(huì)傾向于通過手機(jī)網(wǎng)絡(luò)等媒介與外界建立聯(lián)系，獲得親密感，逐漸對(duì)手機(jī)形成依賴。

4.2 孤獨(dú)感的中介機(jī)制

本研究表明，孤獨(dú)感在大學(xué)生述情障礙和手機(jī)成癮傾向之間起到部分中介作用，驗(yàn)證了本研究假設(shè)H2。孤獨(dú)感的中介作用可從兩個(gè)方面闡釋：其一，述情障礙使得大學(xué)生不能靈活地與外界進(jìn)行交流，對(duì)現(xiàn)實(shí)人際環(huán)境適應(yīng)困難，導(dǎo)致社會(huì)化進(jìn)程受到阻礙，這是引起個(gè)體孤獨(dú)感的客觀因素。以往研究表明，雖然述情障礙嚴(yán)重的個(gè)體情緒表達(dá)能力較低，人際適應(yīng)較差，但他們依然具有靈活的思維和強(qiáng)烈的社交欲望（Wastell &Taylor, 2002），這使得他們“機(jī)不離身”，最終導(dǎo)致了手機(jī)成癮傾向。其次，述情障礙引發(fā)大學(xué)生對(duì)自己當(dāng)前社交活動(dòng)不合理認(rèn)知，進(jìn)而導(dǎo)致人際關(guān)系緊張（Parker et al., 2001; Wingbermühle,Theunissen, Verhoeven, Kessels, & Egger, 2012）。此時(shí)，述情障礙嚴(yán)重的大學(xué)生由于不能很好地表達(dá)自己情感需求，不能在現(xiàn)實(shí)中與他人積極互動(dòng)，進(jìn)而引發(fā)孤獨(dú)感，轉(zhuǎn)而使用手機(jī)與外界聯(lián)系，試圖擺脫自己的孤獨(dú)感。大學(xué)生在孤獨(dú)感水平較高時(shí)，往往主動(dòng)通過手機(jī)發(fā)展親密感，而當(dāng)注意力控制方向指向手機(jī)信息時(shí)，就容易導(dǎo)致較高水平的手機(jī)成癮傾向（連帥磊, 劉慶奇, 孫曉軍, 周宗奎,2018）。因此，在日常生活中，大學(xué)生人際互動(dòng)遇到阻礙時(shí)，應(yīng)該主動(dòng)與老師、同伴等互動(dòng)，參與團(tuán)體活動(dòng)，避免獨(dú)處，以免引發(fā)嚴(yán)重的手機(jī)成癮傾向。

4.3 正念的調(diào)節(jié)機(jī)制

本研究發(fā)現(xiàn)，正念調(diào)節(jié)了孤獨(dú)感與大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的關(guān)系，即在高正念水平下，孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的影響不顯著，而在較低正念水平下，孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的影響顯著，驗(yàn)證了本研究假設(shè)H3。高水平正念可以降低不良認(rèn)知內(nèi)容和認(rèn)知過程帶來的負(fù)面影響，預(yù)防大學(xué)生不良行為的發(fā)生發(fā)展（王玉正, 齊臻臻,劉興華, 2017; Creswell et al., 2012）。當(dāng)大學(xué)生情感需求不能表達(dá)時(shí)，會(huì)引發(fā)孤獨(dú)感，進(jìn)而導(dǎo)致大學(xué)生對(duì)述情障礙處境的不良認(rèn)知圖式。正念水平較高時(shí)，這種不良認(rèn)知圖式給手機(jī)成癮傾向帶來的啟動(dòng)效應(yīng)和誘發(fā)作用則會(huì)被阻斷或緩解（Flink et al.,2018）。而低水平正念的大學(xué)生往往會(huì)對(duì)自己當(dāng)下經(jīng)歷的孤獨(dú)處境做出批判性的評(píng)價(jià)，不愿意接納自己的處境，并試圖通過手機(jī)等媒介與外界互動(dòng)的方式來避免當(dāng)前的孤獨(dú)感，進(jìn)而引發(fā)手機(jī)成癮傾向。此外，正念具有去自動(dòng)化的功能（王巖等,2012），可以阻止孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的自動(dòng)化聯(lián)結(jié)作用，進(jìn)而減少了孤獨(dú)感對(duì)手機(jī)成癮傾向的持續(xù)誘發(fā)作用。因此，引導(dǎo)大學(xué)生接納當(dāng)前的處境，提高大學(xué)生正念水平，是預(yù)防大學(xué)生手機(jī)依賴的重要途徑。

4.4 研究局限與展望

雖然本研究假設(shè)得到論證，但從數(shù)據(jù)采集面來看，本研究取樣過于集中，與其他地域的大學(xué)生樣本存在差別。手機(jī)成癮傾向表現(xiàn)可細(xì)化為社交成癮、游戲成癮等各類亞型，限于研究工具，本研究未能全面考察不同類型的手機(jī)成癮傾向。此外，未對(duì)大學(xué)生述情障礙進(jìn)行陰性和陽性的臨床檢驗(yàn)，而是以平均水平衡量大學(xué)生整體述情障礙情況，需要進(jìn)一步根據(jù)陰性和陽性的結(jié)果區(qū)別對(duì)待。本研究中的橫斷面研究結(jié)論還需要后續(xù)不斷追蹤驗(yàn)證。后續(xù)進(jìn)一步深化大學(xué)生手機(jī)成癮傾向發(fā)生機(jī)制的實(shí)驗(yàn)與追蹤研究，應(yīng)廣泛取樣，并采用分類技術(shù)劃分不同類型的手機(jī)成癮，考察陽性和陰性述情障礙對(duì)不同亞型手機(jī)成癮傾向的影響機(jī)制。

5 結(jié)論

（1）孤獨(dú)感在述情障礙與大學(xué)生手機(jī)成癮傾向之間起到部分中介作用。（2）正念顯著地負(fù)向調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對(duì)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向的影響，正念與孤獨(dú)感在述情障礙與大學(xué)生手機(jī)成癮傾向之間起到有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。