彭紅雷，丁寧寧

溫州醫(yī)科大學(xué) 浙江 溫州 325035，1.公共衛(wèi)生與管理學(xué)院；2.精神醫(yī)學(xué)學(xué)院

在我國(guó)大學(xué)生使用手機(jī)上網(wǎng)已經(jīng)相當(dāng)普遍[1]。隨著手機(jī)使用的增加，大學(xué)生的手機(jī)低頭行為成為備受關(guān)注的現(xiàn)象。手機(jī)低頭行為也稱手機(jī)冷落行為，是指?jìng)€(gè)體在社交場(chǎng)合因低頭玩手機(jī)而冷落他人的一種無(wú)禮行為[2-3]。手機(jī)低頭行為不僅會(huì)危害身心健康、影響正常學(xué)業(yè)，還會(huì)對(duì)人際適應(yīng)性造成困擾[4-5]。社交焦慮可能是手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性之間的重要中介變量。社交焦慮是指?jìng)€(gè)體在與他人的人際交往過(guò)程中，由于自己在社會(huì)行為與社會(huì)角色上無(wú)法達(dá)到預(yù)期的目標(biāo)時(shí)而產(chǎn)生的緊張焦慮[6]。研究表明，高社交焦慮者甚至可能會(huì)造成抑郁、強(qiáng)迫、回避型人格障礙等心理疾病[7]，并對(duì)人際關(guān)系帶來(lái)負(fù)面影響[8]。此外，人際交往效能感可能對(duì)社交焦慮的中介路徑起到調(diào)節(jié)作用。在社交的過(guò)程中，個(gè)體對(duì)自己的行為能否達(dá)到某個(gè)交往目標(biāo)的主觀判斷，即人際交往效能感起到了重要作用[9-10]。本研究旨在探討大學(xué)生手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的影響以及社交焦慮的中介作用和人際交往效能感的調(diào)節(jié)作用。

1 對(duì)象和方法

1.1 對(duì)象 采取方便取樣對(duì)溫州醫(yī)科大學(xué)在校大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查。征得受試者的知情同意后，以班級(jí)為單位在教室進(jìn)行集體施測(cè)，參與者獨(dú)立作答，填寫問(wèn)卷約需15 min，問(wèn)卷填完當(dāng)場(chǎng)回收。參與者均為自愿，沒(méi)有相應(yīng)的報(bào)酬。共發(fā)放問(wèn)卷1 096份，剔除無(wú)效問(wèn)卷（作答不完整：量表有1個(gè)及以上空白有4人；作答不認(rèn)真：量表有1個(gè)及以上選項(xiàng)相同有7人）后得到的有效問(wèn)卷1 085份，有效回收率為99.11%。被試平均年齡（21.01±1.43）歲，男288人（占26.54%），女797人（占73.46%）；大一年級(jí)250人（占23.04%），大二年級(jí)168人（占15.48%），大三年級(jí)468人（占43.13%），大四年級(jí)199人（占18.34%）；獨(dú)生子女445人（占41.01%），非獨(dú)生子女640人（占58.99%）；城鎮(zhèn)429人（占39.54%），農(nóng)村656人（占60.46%）。

1.2 方法

1.2.1 大學(xué)生手機(jī)低頭行為量表：采用CHOTPITAYASUNONDH等[11]編制，張璐等[12]翻譯并修訂的中文版大學(xué)生低頭行為量表測(cè)量大學(xué)生的手機(jī)低頭行為。該量表共15個(gè)項(xiàng)目，采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分方式，1表示“從不”，7表示“總是”，量表得分越高表示手機(jī)低頭行為越嚴(yán)重。本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach's α系數(shù)為0.87。

1.2.2 社交焦慮量表：采用朱海東[13]修訂的中文簡(jiǎn)要版社交焦慮量表測(cè)量大學(xué)生的社交焦慮。該量表共13個(gè)項(xiàng)目，包括“害怕否定評(píng)價(jià)”“陌生情境下的社會(huì)回避及苦惱”和“一般情境下的社會(huì)回避及苦惱”三個(gè)維度。采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分方式，1 表示“完全不符合”，5表示“非常符合”，量表得分越高表明個(gè)體社交焦慮越嚴(yán)重。本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach's α系數(shù)為0.93。

1.2.3 青少年人際交往自我效能感量表：采用劉遜[14]編制的青少年人際交往自我效能感量表（AISCE）測(cè)量大學(xué)生的人際交往效能感。該量表共36個(gè)項(xiàng)目，共分為交往能力效能感、交往策略效能感與交往自我效能感3個(gè)維度。采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分方式，1表示“從不”，5表示“總是”，量表得分越高表明個(gè)體人際交往效能感越好。本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach's α系數(shù)為0.88。

1.2.4 大學(xué)生人際適應(yīng)性量表：采用盧謝峰[15]編制的大學(xué)生社會(huì)適應(yīng)性量表中的人際適應(yīng)性量表（CSIAI）測(cè)量大學(xué)生的人際適應(yīng)性。該量表共11個(gè)項(xiàng)目，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分方式，1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”，量表得分越高表明個(gè)體人際適應(yīng)性越強(qiáng)。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach's α系數(shù)為0.87。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理方法 采用SPSS26.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。用Pearson相關(guān)分析變量間相關(guān)性。用PROCESS宏程序（Model 4）和（Model 8）分別對(duì)假設(shè)模型的中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。用Harman單因素檢驗(yàn)法[16]對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)使用簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)方法。假設(shè)模型見(jiàn)圖1。P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖1 研究假設(shè)模型圖

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn) 對(duì)可能存在的共同方法偏差進(jìn)行程序控制（如匿名填寫、部分反向計(jì)分等），未旋轉(zhuǎn)情況下共提取出16個(gè)主成分，第一個(gè)主成分解釋了總方差變異的21.90%，遠(yuǎn)低于40%的臨界值，因此可以認(rèn)為本研究不存在明顯的共同方法偏差問(wèn)題。

2.2 變量之間的相關(guān)關(guān)系 手機(jī)低頭行為、人際適應(yīng)性、社交焦慮和人際交往效能感兩兩之間均呈顯著相關(guān)，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）。手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.44，P＜0.001），與人際交往效能感呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.31，P＜0.001），與社交焦慮呈顯著正相關(guān)（r=0.43，P＜0.001）；人際交往效能感與人際適應(yīng)性呈顯著正相關(guān)（r=0.56，P＜0.001），與社交焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.44，P＜0.001）；社交焦慮與人際適應(yīng)性呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.56，P＜0.001）。

2.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn) 在控制性別、年級(jí)情況下，手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的直接作用顯著（β=-0.31，t=-14.07，P＜0.001），且當(dāng)放入社交焦慮這一中介變量后，手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的負(fù)向作用仍然顯著（β=-0.18，t=-7.95，P＜0.001）。手機(jī)低頭行為對(duì)社交焦慮的正向結(jié)果顯著（β=0.38，t=10.73，P＜0.001），社交焦慮對(duì)人際適應(yīng)性的負(fù)向結(jié)果顯著（β=-0.34，t=-13.16，P＜0.001）。見(jiàn)表1。手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性影響的直接效應(yīng)及中介效應(yīng)的Bootstrap 95%CI的范圍均不包含0，表明手機(jī)低頭行為不僅能夠直接預(yù)測(cè)人際適應(yīng)性；還能夠通過(guò)社交焦慮的中介作用預(yù)測(cè)人際適應(yīng)性，中介效應(yīng)（-0.13）和直接效應(yīng)（-0.18）分別占總效應(yīng)（-0.31）的41.66%和58.34%。進(jìn)一步說(shuō)明社交焦慮在手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性之間的部分中介作用顯著。見(jiàn)表2。

表1 社交焦慮的中介作用

表2 手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的中介效應(yīng)、直接效應(yīng)及總效應(yīng)

2.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn) 在控制性別、年級(jí)的情況下，將人際交往效能感放入模型后，手機(jī)低頭行為與人際交往效能感的乘積項(xiàng)對(duì)社交焦慮和人際適應(yīng)性的預(yù)測(cè)結(jié)果均顯著（社交焦慮：β=0.07，t=3.37，P＜0.001；人際適應(yīng)性：β=-0.04，t=-2.80，P＜0.05）。人際交往效能感能夠調(diào)節(jié)手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性、手機(jī)低頭行為與社交焦慮間的關(guān)系，見(jiàn)表3。

表3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

根據(jù)均值上下一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差將人際交往效能感（調(diào)節(jié)變量）分為高低兩組，考察在不同人際交往效能感水平上手機(jī)低頭行為對(duì)社交焦慮以及人際適應(yīng)性的影響（即簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)）。對(duì)于人際交往效能感較高和較低的大學(xué)生，手機(jī)低頭行為對(duì)社會(huì)焦慮的正向預(yù)測(cè)作用均顯著（simple slope=0.45，t=11.60，P＜0.001；simple slope=0.30，t=9.32，P＜0.001）；高人際交往效能感個(gè)體的手機(jī)低頭行為對(duì)社交焦慮的正向預(yù)測(cè)作用相對(duì)更弱，見(jiàn)圖2。對(duì)于人際交往效能感較高和較低的大學(xué)生，手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的負(fù)向預(yù)測(cè)作用均顯著（simpleslope=-0.25，t=-6.99，P＜0.001；simple slope=-0.17，t=-5.81，P＜0.001）；低人際交往效能感個(gè)體的手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的負(fù)向預(yù)測(cè)作用更為明顯，見(jiàn)圖3。

圖2 人際交往效能感在手機(jī)低頭行為和社交焦慮之間關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

圖3 人際交往效能感在手機(jī)低頭行為和人際適應(yīng)性之間關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

3 討論

本研究以社交焦慮為中介變量、人際交往效能感為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，該模型不僅回答了手機(jī)低頭行為“如何影響”大學(xué)生人際適應(yīng)性的問(wèn)題，而且對(duì)手機(jī)低頭行為在“什么條件”下對(duì)人際適應(yīng)性的影響更顯著的問(wèn)題做出了回應(yīng)。研究結(jié)果表明，社交焦慮是手機(jī)低頭行為降低大學(xué)生人際適應(yīng)性的重要內(nèi)在因素，而且這一過(guò)程會(huì)受到人際交往效能感的調(diào)節(jié)。

3.1 手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性的關(guān)系 本研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生的手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性呈顯著負(fù)相關(guān)。這與以往手機(jī)成癮與人際適應(yīng)性呈顯著負(fù)相關(guān)的研究結(jié)果間接一致[17]。手機(jī)低頭行為與手機(jī)成癮具有密切的關(guān)系[18-19]。所謂手機(jī)成癮，是指因手機(jī)使用不當(dāng)而產(chǎn)生的心理與生理上的不適癥狀[20]，測(cè)量評(píng)定更多基于病理學(xué)指標(biāo)。手機(jī)低頭行為作為個(gè)體外在的一種行為表現(xiàn)更易被關(guān)注和發(fā)現(xiàn)，具有更強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。手機(jī)低頭行為水平高的個(gè)體其人際適應(yīng)性更低。在人際交往中頻繁低頭的手機(jī)行為更容易降低大學(xué)生對(duì)外界的視覺(jué)、聽(tīng)覺(jué)等注意，更難顧及人際交往過(guò)程中環(huán)境和他人的變化及互動(dòng)，也從而更難滿足現(xiàn)實(shí)生活中自身交往需求和交往技巧能力的提升。手機(jī)低頭行為是大學(xué)生人際適應(yīng)性的風(fēng)險(xiǎn)因素。以往調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)準(zhǔn)大學(xué)生在脫離熟悉的人際環(huán)境，面對(duì)新環(huán)境時(shí)，對(duì)專業(yè)的滿意度較低、性格內(nèi)向、與父母關(guān)系不融洽、與同學(xué)相處較差以及手機(jī)網(wǎng)絡(luò)成癮等因素使得他們的人際適應(yīng)性較低[21]。許多大學(xué)生花費(fèi)大量的時(shí)間在手機(jī)上，借助網(wǎng)絡(luò)社交軟件、網(wǎng)絡(luò)游戲進(jìn)行虛擬交往，以此來(lái)擴(kuò)大自身的社交空間，滿足自身的社交需求，或借助手機(jī)游戲、視頻等軟件逃避現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，消磨時(shí)間[17]，更加增加了手機(jī)低頭行為。因此，對(duì)手機(jī)低頭行為進(jìn)行直接干預(yù)，引導(dǎo)大學(xué)生學(xué)會(huì)感受現(xiàn)實(shí)人際交往中的良好回報(bào)，將有助于提升大學(xué)生的人際適應(yīng)性。

3.2 社交焦慮的中介作用 中介效應(yīng)分析表明，社交焦慮在大學(xué)生手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性間起部分中介作用，這說(shuō)明手機(jī)低頭行為能通過(guò)社交焦慮間接影響人際適應(yīng)性。在人際交往中，手機(jī)低頭行為水平高的個(gè)體更有可能體驗(yàn)到社交焦慮，進(jìn)而降低人際適應(yīng)性。手機(jī)低頭行為水平高的個(gè)體通常更愿意采用非面對(duì)面方式進(jìn)行社交，長(zhǎng)期沉溺于虛擬世界，使得個(gè)體忽視現(xiàn)實(shí)社會(huì)交往，弱化其社會(huì)化水平[22]，從而產(chǎn)生一種害怕與他人面對(duì)面交流，害怕受到別人負(fù)面評(píng)價(jià)的消極情緒，引發(fā)一定的社交焦慮[23]。社交焦慮水平較高者，在進(jìn)行人際交往的過(guò)程中往往會(huì)選擇逃避或回避等方式，導(dǎo)致較差的人際適應(yīng)性。因此，通過(guò)教育培訓(xùn)和心理干預(yù)掌握一定的社交技能，可緩解手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性產(chǎn)生的不良影響。

3.3 人際交往效能感的調(diào)節(jié)作用 本研究表明，人際交往效能感不僅能夠在手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性的直接關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用，而且能夠?qū)Α笆謾C(jī)低頭行為-社交焦慮-人際適應(yīng)性”這一中介鏈條起調(diào)節(jié)作用。從調(diào)節(jié)效應(yīng)的位置來(lái)看，人際交往效能感調(diào)節(jié)了中介過(guò)程的前半路徑和直接路徑[24]。具體而言，與高人際交往效能感個(gè)體相比，低人際交往效能感個(gè)體的手機(jī)低頭行為對(duì)社會(huì)焦慮的正向預(yù)測(cè)作用更為明顯，而手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的負(fù)向預(yù)測(cè)作用更加明顯。該結(jié)果表明，人際交往效能感能在手機(jī)低頭行為影響個(gè)體人際適應(yīng)性的中介作用中起到保護(hù)性。高人際交往效能感的個(gè)體具有更高的情緒調(diào)節(jié)能力，在處理人際困擾時(shí)比較自信，且有較高的自我概念，在人際交往時(shí)也會(huì)表現(xiàn)的積極自信，從而能夠建立親密的人際關(guān)系[25]。因此，通過(guò)同步提升人際交往效能感能夠緩解手機(jī)低頭行為對(duì)大學(xué)生人際適應(yīng)性的不良影響。

本研究提出的有調(diào)節(jié)的中介模型不僅揭示了手機(jī)低頭行為對(duì)人際適應(yīng)性的內(nèi)在機(jī)制，而且揭示了該機(jī)制的個(gè)體差異。研究結(jié)果對(duì)深化手機(jī)低頭行為與人際適應(yīng)性的關(guān)系具有一定的理論意義，并對(duì)提高大學(xué)生的人際適應(yīng)性具有一定的啟示和現(xiàn)實(shí)意義：①手機(jī)低頭行為具有很好的觀察性和預(yù)警性，重視手機(jī)低頭行為的干預(yù)，可以更早更好避免大學(xué)生消極的社會(huì)適應(yīng)問(wèn)題；②對(duì)手機(jī)低頭行為的大學(xué)生同步開(kāi)展社交焦慮方面的心理輔導(dǎo)，從而緩解社交焦慮可能帶來(lái)的不利影響，更有效提升大學(xué)生的社會(huì)適應(yīng)性；③重視大學(xué)生的人際交往效能感的調(diào)節(jié)作用，從大學(xué)生的人際交往效能感著手教育培訓(xùn)和提升，以增強(qiáng)其保護(hù)作用，更有助于增強(qiáng)大學(xué)生人際交往的信心，提升大學(xué)生的社會(huì)適應(yīng)性。