邱君琳，吳俊林，黃燕晴，宋映旭，楊 雪，何莉萍，劉心雨，辜 婉，黃國平，2*

（1.川北醫(yī)學(xué)院精神衛(wèi)生學(xué)院，四川 南充 637000；2.綿陽市第三人民醫(yī)院·四川省精神衛(wèi)生中心，四川 綿陽 621000；3.西南醫(yī)科大學(xué)臨床醫(yī)學(xué)院，四川 瀘州 646000；4.廣漢市精神病醫(yī)院，四川 德陽 618300 *通信作者：黃國平，E-mail：cahuanggp@163.com）

手機成癮已成為當(dāng)代最主要的成癮行為［1］，高中生是手機成癮的高風(fēng)險群體，其檢出率約為10%～28%［2-3］。長期過度使用智能手機可致高中生注意力不集中、焦慮和抑郁等，影響生理健康和學(xué)習(xí)生活等［4-5］。既往研究多是針對大學(xué)生，高中生不同于大學(xué)生，高中生的理性中樞（前額葉）發(fā)育尚不成熟，愉悅中樞（伏隔核）較發(fā)達(dá)，他們更容易從手機使用中獲得快樂，導(dǎo)致手機成癮［6］。因此，高中生手機成癮危害大、發(fā)生率高，值得更多關(guān)注。

基本心理需求滿足包括歸屬需求、能力需求、自主需求［7］。根據(jù)自我決定理論，需求被認(rèn)為是行為的動機，個體基本心理需求滿足程度決定其行為取向，是體驗幸福的關(guān)鍵［7-8］。當(dāng)個體基本心理需求未得到滿足時，容易出現(xiàn)一系列非適應(yīng)性的心理和行為，包括焦慮、抑郁、手機成癮等［9-10］。有研究表明，農(nóng)村地區(qū)的青少年，其父母長期外出務(wù)工，這些青少年歸屬需求滿足程度較低，更容易通過成癮行為來補償［11］。孤獨感是當(dāng)前的人際關(guān)系質(zhì)量與自身期盼的社交質(zhì)量的差距而形成的一種痛苦情緒體驗［12］。長時間得不到愛與歸屬需求的個體，他們的孤獨感水平更高，往往會采用逃避的方式緩解痛苦。由于智能手機的便攜性，個體可以通過手機建立虛擬的社交關(guān)系滿足其歸屬需求，通過線上娛樂的方式緩解不良情緒。既往研究表明［13-14］，孤獨感水平較高的個體往往自我調(diào)節(jié)能力較弱，更易增加手機成癮的風(fēng)險。

社交焦慮主要表現(xiàn)為個體在社交場合中或與他人交往時產(chǎn)生的緊張、害怕、過分擔(dān)心、不自在以及回避等情緒和行為［15］。目前，社交焦慮被認(rèn)為是手機成癮的重要危險因素之一［16-17］。高孤獨感的個體更加關(guān)注自我世界，缺乏社交技巧，難以建立良好的社交關(guān)系，極易導(dǎo)致社交焦慮［18-19］。社交焦慮個體為獲得更好的交往控制感，于是更傾向于手機交往［20］。根據(jù)“使用-滿足”理論［10］，對于在現(xiàn)實生活中無法滿足歸屬需求或維持社交關(guān)系的高中生，手機可以使他們獲得更多與他人互動的機會。但長期沉溺于虛擬社交軟件中，在極大程度上增加個體手機成癮的風(fēng)險。

上述研究顯示，基本心理需求滿足、孤獨感、社交焦慮以及手機成癮之間存在兩兩相關(guān)，但這些變量之間是否還存在更復(fù)雜的內(nèi)部機制，目前尚不清楚。本研究提出以下假設(shè)。假設(shè)1：基本心理需求滿足可負(fù)向預(yù)測手機成癮的發(fā)生；假設(shè)2：孤獨感在高中生基本心理需求滿足與手機成癮之間起中介作用；假設(shè)3：孤獨感和社交焦慮在高中生基本心理需求與手機成癮之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩１狙芯客ㄟ^分析孤獨感和社交焦慮在高中生基本心理需求滿足與手機成癮之間的中介作用，以期為后續(xù)高中生手機成癮的干預(yù)提供參考。

1 對象與方法

1.1 對象

于2022年4月，通過隨機抽樣方式，選取四川省某縣5所學(xué)校291個班級的高中生進(jìn)行橫斷面調(diào)查。根據(jù)樣本量公式［21］進(jìn)行樣本量估計：n=，預(yù)測手機成癮的發(fā)生率P=10%，考慮15%的相對誤差（ε），計算出最低樣本量n=1 537，考慮75%的應(yīng)答率，故最低樣本量為2 049人。共發(fā)放紙質(zhì)問卷14 666份，回收14 572份。剔除存在關(guān)鍵信息缺失、漏填或作答選項均為同一答案的問卷，最終獲得14 036份有效問卷，有效問卷回收率為95.70%。在調(diào)查前，征得學(xué)校負(fù)責(zé)人、老師及被試知情同意。本研究通過綿陽市第三人民醫(yī)院醫(yī)學(xué)倫理審查委員會批準(zhǔn)［倫理審批號：2022年審（10）號］。

1.2 研究工具

采用自編問卷收集中學(xué)生的一般資料，包括性別、年級、父母婚姻狀況、留守情況、每周手機使用時長以及手機使用的主要目的。其中手機使用時長設(shè)置四個選項：≤1 h、1 h＜T≤4 h、4 h＜T≤7 h、＜7 h；手機使用的主要目的也設(shè)置四個選項：學(xué)習(xí)、游戲、社交、生活。

采用中文版基本心理需求滿足量表（Basic Psychological Needs Scales，BPNS）［22］評定中學(xué)生心理需求滿足情況。中文版BPNS共19個條目，包含歸屬需求、能力需求、自主需求三個維度，采用1～7分計分，其中9個條目為反向計分，各條目評分之和為總評分，總評分越高表明高中生基本心理需求滿足程度越高。本研究中，該量表內(nèi)部一致性為0.847。

采用手機成癮指數(shù)量表（Mobile Phone Addiction Index，MPAI）［23］評定中學(xué)生手機成癮情況。MPAI共17個條目，由失控性、戒斷性、逃避性、低效性4個維度組成。采用1～5分計分，各條目評分之和為總評分，總評分越高表明手機成癮傾向越高。參考既往研究，若其中8個條目為肯定回答，則判定為手機成癮者［24］。本研究中，該量表內(nèi)部一致性為0.892。

采用UCLA孤獨量表第三版（UCLA Loneliness Scale-3 edition，UCLA-3）［25］評定中學(xué)生主觀孤獨感水平。該量表共20個條目，采用1～4分計分，其中9個條目為反向計分條目。各條目評分之和為總評分，總評分越高表明孤獨感水平越高。本研究中，該量表內(nèi)部一致性為0.900。

采用交往焦慮量表（Interaction Anxiousness Scale，IAS）［25］評定高中生社交焦慮情況。該量表共15個條目，采用1～5分計分，其中4個條目為反向計分條目，各條目評分之和為總評分，總評分越高表明個體的社交焦慮情況越嚴(yán)重。本研究中，該量表內(nèi)部一致性為0.847。

1.3 質(zhì)量控制

在調(diào)查前，研究人員對各班班主任進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)。調(diào)查時，采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，以班級為單位，在教室內(nèi)發(fā)放紙質(zhì)問卷，要求學(xué)生在60 min以內(nèi)完成作答。評定過程中，由具有心理學(xué)專業(yè)知識的研究人員對被試的疑問進(jìn)行中性回答，問卷作答后當(dāng)場收回。由質(zhì)控研究人員統(tǒng)一回收并檢查問卷，剔除基本信息缺失、重復(fù)選項及漏項過多的問卷。

1.4 統(tǒng)計方法

采用EpiData 3.1錄入數(shù)據(jù)，運用SPSS 26.0進(jìn)行統(tǒng)計分析。計數(shù)資料以［n（%）］描述；符合正態(tài)分布的計量資料以（s）表示。采用Pearson相關(guān)分析考查基本心理需求滿足、孤獨感、社交焦慮及手機成癮之間的相關(guān)性；使用宏程序Process 4.1建模及Bootstrap法檢驗孤獨感和社交焦慮在基本心理需求滿足與手機成癮之間的中介效應(yīng)。使用Harman單因子法進(jìn)行共同方法偏差檢驗。檢驗水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 共同方差偏差檢驗

特征根大于1的因子共12個，且首個因子方差解釋率為21.73%，＜40%，表明本研究中不存在明顯的共同方法偏差。

2.2 一般情況

在14 036名高中生中，男生6 326人（45.07%），女生7 710人（54.93%）。檢出存在手機成癮者1 752人（12.48%，95%CI：0.114～0.136），其中男生702人（40.07%），女生1 050人（59.93%）。有無手機成癮的高中生一般資料見表1。

表1 有無手機成癮的高中生一般資料［n（%）］Table 1 General data on high school students addicted and non-addicted to smartphone

2.3 相關(guān)分析

BPNS總評分為（83.45±14.94）分、UCLA-3總評分為（45.24±9.75）分、IAS總評分為（45.61±9.56）分、MPAI總評分為（43.01±12.32）分。

Pearson相關(guān)分析顯示，BPNS總評分與UCLA-3總評分、IAS總評分、MPAI總評分均呈負(fù)相關(guān)（r=-0.771、-0.486、-0.417，P均＜0.01）；MPAI總評分與IAS總評分和UCLA-3總評分均呈正相關(guān)（r=0.403、0.424，P均＜0.01）；IAS總評分與UCLA-3總評分呈正相關(guān)（r=0.458，P＜0.01）。

2.4 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗

采用Hayes的SPSS宏程序Process 4.1，選擇模型6，使用Bootstrap法重復(fù)抽樣5 000次?？紤]年級和性別與手機成癮可能具有相關(guān)性，故控制性別及年級，相關(guān)變量經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后放入模型6進(jìn)行分析。模型擬合結(jié)果顯示，R2=0.176，F(xiàn)=999.012，P＜0.01。

各變量間的路徑系數(shù)均顯著（P＜0.05），即基本心理需求滿足可以通過孤獨感和社交焦慮的鏈?zhǔn)街薪閬眍A(yù)測手機成癮的發(fā)生。見圖1?；貧w分析結(jié)果顯示，基本心理需求滿足直接負(fù)向預(yù)測手機成癮（β=-0.383，P＜0.05），也可以直接負(fù)向預(yù)測孤獨感（β=-0.502，P＜0.05）和社交焦慮（β=-0.265，P＜0.05）。當(dāng)孤獨感和社交焦慮同時進(jìn)入模型時，基本心理需求滿足可以通過孤獨感和社交焦慮間接影響手機成癮（β=-0.130，P＜0.05）。見表2。Bootstrap法檢驗結(jié)果表明，所有路徑的置信區(qū)間均不包括0，說明中介效應(yīng)顯著。孤獨感（間接效應(yīng)值為-0.145，95%CI：-0.162～-0.128）、社交焦慮（間接效應(yīng)值為-0.074，95%CI：-0.081～-0.066）分別在基本心理需求滿足與手機成癮之間起中介作用，還通過孤獨感-社交焦慮起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫ㄩg接效應(yīng)值為-0.034，95%CI：-0.039～-0.030）。其鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)占比為8.88%。見表3。

圖1 孤獨感和社交焦慮在基本心理需求滿足與手機成癮之間的中介模型Figure 1 Mediation model of loneliness and social anxiety in the relationship between the basic psychological needs satisfaction and smartphone addiction

表2 中介模型中變量關(guān)系的回歸分析Table 2 Regression analysis of variable relations in the mediation model

表3 孤獨感和社交焦慮的中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗Table 3 Bootstrap test for mediating effects of loneliness and social anxiety

3 討 論

本研究中，樣本來源于四川省某縣，該地區(qū)高中生手機成癮檢出率為12.48%，與既往調(diào)查結(jié)果接近［26-28］。高中階段是個體身心健康發(fā)育的關(guān)鍵時期，盡管不同研究存在地區(qū)、文化等差異，但高中生手機成癮發(fā)生率普遍較高。本研究結(jié)果表明，該地區(qū)高中生孤獨感水平普遍較高，分析其原因，可能是該地區(qū)較多高中生的父母長期在外務(wù)工，高中生長期住校，缺少家庭的關(guān)心和關(guān)愛，極易存在情感忽視，使得基本心理需求滿足受阻，進(jìn)而導(dǎo)致非適應(yīng)性心理和行為產(chǎn)生［29］。相關(guān)分析顯示，BPNS總評分與UCLA-3總評分、IAS總評分、MPAI總評分均呈負(fù)相關(guān)，與既往研究結(jié)果一致［30-31］，這符合自我決定理論［7］的觀點，即基本心理需求滿足程度較高對個體的身心健康具有普遍的增益效果。

本研究顯示，在控制性別和年級后，高中生基本心理需求滿足程度可以直接負(fù)向預(yù)測手機成癮的發(fā)生（β=-0.383，P＜0.05），假設(shè)1成立，這與既往研究結(jié)果一致［9-10］。不斷滿足基本心理需求是人類進(jìn)行活動的根本驅(qū)動力，從神經(jīng)生理學(xué)角度上看，基本心理需求被認(rèn)為與獎勵處理網(wǎng)絡(luò)和大腦島葉活動有關(guān)，這些需求可以出現(xiàn)在各種基于動機和情緒的任務(wù)中［32］，包括成癮行為［33-34］。高中生往往存在較大的學(xué)習(xí)壓力，若家庭情感支持系統(tǒng)較差，當(dāng)同伴交往受阻時，其歸屬需求、能力需求和勝任需求可能均無法滿足，使得個體精神病態(tài)和防御性增加并導(dǎo)致非適應(yīng)性心理和行為的發(fā)生，從而增加手機成癮的風(fēng)險。孤獨感在基本心理需求滿足與手機成癮之間存在部分中介作用，間接效應(yīng)值為-0.145（95%CI：-0.162～-0.128，P＜0.01），假設(shè)2成立。當(dāng)高中生長時間處于孤獨的環(huán)境中，缺乏良好的社會關(guān)系和廣泛的社會支持，且無法利用社交等方式排解孤獨時，其歸屬和愛的需求無法滿足，故而更傾向于在網(wǎng)絡(luò)交際中尋求彌補，以減少負(fù)性情緒。

本研究表明，孤獨感和社交焦慮在基本心理需求滿足與手機成癮之間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?，間接效應(yīng)值為-0.034（95%CI：-0.039～-0.030，P＜0.01），假設(shè)3成立。歸屬需求不足及長期缺乏關(guān)愛的高中生，更容易體驗孤獨情緒，于是轉(zhuǎn)向?qū)ψ晕业倪^度關(guān)注，導(dǎo)致社交回避。根據(jù)社會認(rèn)知理論，存在社交焦慮的個體易對環(huán)境和他人形成負(fù)性評價，這種負(fù)性評價導(dǎo)致個體對手機依賴甚至成癮的幾率更大［35］。社會支持系統(tǒng)越差的個體，其社交回避傾向越嚴(yán)重，越無法融入群體或越易被群體排斥，從而轉(zhuǎn)向手機以尋求更多的社會連接及歸屬滿足，最終導(dǎo)致手機成癮。但本研究還表明，單純通過社交焦慮路徑影響手機成癮的中介效應(yīng)值低，基本心理需求滿足需先通過孤獨感再通過社交焦慮影響手機成癮。這提示預(yù)防手機成癮的發(fā)生，需通過減少高中生孤獨感的發(fā)生、加強人際關(guān)系的建立以及增強基本心理需求滿足來實現(xiàn)。

綜上所述，高中生的基本心理需求滿足既可以直接影響手機成癮的發(fā)生，還可以通過孤獨感和社交焦慮的鏈?zhǔn)街薪橥緩介g接影響手機成癮的發(fā)生

本研究局限性在于：本研究為橫斷面研究，采用自我報告式的問卷調(diào)查，可能存在一定的回憶偏倚；該鏈?zhǔn)街薪樽饔脼椴糠种薪?，故基本心理需求滿足影響手機成癮可能還存在其他內(nèi)部機制。未來可進(jìn)一步通過開展多中心縱向研究以及神經(jīng)科學(xué)研究等方法深入探索基本心理需求滿足影響手機成癮的生理機制，以充分闡述因果關(guān)系。