青少年人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向的影響：自尊和焦慮的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2021-01-19 12:06:20王志寰王夢(mèng)蘭
心理研究 2020年5期
何 琴 王志寰 王夢(mèng)蘭
（浙江師范大學(xué)教師教育學(xué)院，金華321004）
1 前言
隨著科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步與發(fā)展，手機(jī)越來(lái)越普及，已經(jīng)成為人們生活中不可缺少的工具。手機(jī)給人們帶來(lái)了方便的生活，同時(shí)也帶來(lái)了各種負(fù)面影響。根據(jù)中國(guó)工信部最新發(fā)布的數(shù)據(jù)，截至2019年6月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)8.54億，且我國(guó)手機(jī)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)8.47億，網(wǎng)民使用手機(jī)上網(wǎng)的比例達(dá)到99.1%。在這一群體中，中學(xué)生的手機(jī)擁有率逐漸上升，與此同時(shí)，青少年手機(jī)成癮的情況也越來(lái)越嚴(yán)重。調(diào)查顯示，約20%的被調(diào)查者都呈現(xiàn)出手機(jī)成癮的傾向（劉丹，2018）。然而，青少年自我認(rèn)知尚不穩(wěn)定，自控力不足，易受周圍環(huán)境影響，容易沉迷于手機(jī)而形成成癮傾向。手機(jī)成癮傾向是指由于不當(dāng)?shù)氖褂檬謾C(jī)而造成的生理及心理的不適癥狀（熊婕，周宗奎，陳武等，2012）。手機(jī)成癮傾向?qū)θ藗兩碓斐闪溯^為負(fù)面的影響。研究證實(shí)，過(guò)長(zhǎng)時(shí)間手機(jī)使用會(huì)出現(xiàn)頭部、耳朵疼痛，注意力渙散，產(chǎn)生疲勞感等生理癥狀（Johansson，Nordin，Heiden et al.，2009）。另外，研究者還發(fā)現(xiàn)手機(jī)依賴對(duì)青少年的心理和社會(huì)功能造成了一定的損害。調(diào)查發(fā)現(xiàn)手機(jī)依賴程度和心理健康水平呈顯著負(fù)相關(guān)，并且對(duì)32名高頻使用手機(jī)人群進(jìn)行為期一年的追蹤調(diào)查發(fā)現(xiàn)，他們?cè)谏詈凸ぷ?、學(xué)習(xí)中的抑郁傾向以及壓力比一年前更嚴(yán)重（胡燕紅，陳瑜，黃靖茵等，2010）。此外，研究指出對(duì)手機(jī)過(guò)度依賴的青少年會(huì)發(fā)生更多的情緒問(wèn)題、社會(huì)適應(yīng)性問(wèn)題以及健康危險(xiǎn)行為（汪婷，許穎，2011；王小輝，2011）。朱思施（2018）發(fā)現(xiàn)手機(jī)依賴與吸煙、飲酒、不良情緒、自殺等危險(xiǎn)行為間存在較高相關(guān)性。無(wú)論是對(duì)身體、心理還是社會(huì)功能的損害，手機(jī)依賴已經(jīng)成為不利于當(dāng)今青少年成長(zhǎng)的一個(gè)重要因素。因此，重視中學(xué)生手機(jī)成癮問(wèn)題，了解影響手機(jī)成癮傾向的因素，對(duì)于學(xué)校制定可行的手機(jī)使用管理辦法以及促進(jìn)學(xué)生的身心朝著健康的方向發(fā)展有重要的教育意義。
已有研究從手機(jī)本身因素、個(gè)體因素和環(huán)境因素三大方面探討手機(jī)成癮的相關(guān)因素（劉勤學(xué)，楊燕，林悅等，2017），其中人際關(guān)系被認(rèn)為是影響手機(jī)成癮的重要因素。人際關(guān)系是指人與人之間通過(guò)直接交往形成的相互之間的情感聯(lián)系，是人與人之間相對(duì)穩(wěn)定的情感紐帶（王帥青，2013）。人際困擾是反映人際關(guān)系好壞的主要指標(biāo)，是指在人際互動(dòng)中因個(gè)體自身或外在環(huán)境因素產(chǎn)生的人際溝通障礙（牛宙，金勇，彭建國(guó)，2010）。已有大量研究證實(shí)人際關(guān)系困擾與手機(jī)成癮傾向呈顯著正相關(guān)（米繼紅，2017；袁維，2014）。以往研究普遍認(rèn)為大多數(shù)成癮傾向者都存在社會(huì)交往問(wèn)題，個(gè)體之所以過(guò)度尋求網(wǎng)絡(luò)或手機(jī)的使用，主要的動(dòng)機(jī)是尋求積極的社會(huì)交往需要（Epkins＆Heckler，2011；Hames，Hagan，＆Joiner，2013）。心理需求的網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償理論認(rèn)為，心理需求的現(xiàn)實(shí)缺失完全通過(guò)網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償影響大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮（鄧林園，方曉義，萬(wàn)晶晶等，2012），當(dāng)個(gè)體的現(xiàn)實(shí)人際交往存在嚴(yán)重困擾時(shí)，個(gè)體更可能通過(guò)網(wǎng)絡(luò)交往，擴(kuò)展和建立網(wǎng)絡(luò)新的人際關(guān)系，從而補(bǔ)償現(xiàn)實(shí)人際關(guān)系。智能手機(jī)作為網(wǎng)絡(luò)終端之一，智能手機(jī)成癮傾向可以視為網(wǎng)絡(luò)成癮的新型表現(xiàn)方式。因此，本研究假設(shè)人際關(guān)系困擾能夠正向預(yù)測(cè)青少年的手機(jī)成癮傾向行為。
除人際關(guān)系外，自尊與焦慮同時(shí)也被證實(shí)對(duì)手機(jī)成癮傾向具有影響（張銳，2017）。自尊是指一個(gè)人對(duì)自身的個(gè)人能力或者是個(gè)人價(jià)值所具有的認(rèn)知、態(tài)度和看法。國(guó)內(nèi)外大量的實(shí)證研究表明，個(gè)體低自尊能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向，低自尊的人比高自尊的人手機(jī)成癮傾向的程度更深（Bianchi＆Phillips；韓永 佳，2012；姜永 志，白 曉 麗，2014；周揚(yáng)，劉勇，陳健芷，2015）。根據(jù)自尊的恐懼管理理論，當(dāng)個(gè)體遇到影響自尊發(fā)展的消極因素時(shí)，出于自我保護(hù)的需要，會(huì)借助一定的渠道予以補(bǔ)償，個(gè)體自尊受到的威脅越大，就越可能采取問(wèn)題或異常行為加以補(bǔ)償，而手機(jī)成癮就屬于其中的一種（楊福義，張福娟，江琴娣，2004）。個(gè)體借助手機(jī)的多種功能能夠替代性地滿足其在現(xiàn)實(shí)世界中無(wú)法獲取的尊重需要，進(jìn)而會(huì)對(duì)手機(jī)產(chǎn)生依賴。
以往研究發(fā)現(xiàn)焦慮也是手機(jī)成癮傾向的重要預(yù)測(cè)因子（張銳，2017），焦慮是個(gè)體對(duì)可能會(huì)引起危險(xiǎn)或威脅的情境而產(chǎn)生焦躁不安、憂愁、煩悶等不良的復(fù)雜情緒狀態(tài)（張曄，劉勤學(xué)，隆舟等，2016）。研究表明擁有強(qiáng)烈的抑郁、孤獨(dú)、社交焦慮和沖動(dòng)情緒的人比其他人更容易網(wǎng)絡(luò)成癮（Kim et al.，2005）。姜永志、白曉麗（2016）在研究中指出，社交焦慮與手機(jī)網(wǎng)絡(luò)過(guò)度使用行為存在正相關(guān)。青少年正處于生理、心理不完全成熟的時(shí)期，所面臨的內(nèi)外壓力普遍較多，易出現(xiàn)負(fù)性情緒，國(guó)內(nèi)有關(guān)高中生焦慮情緒的研究顯示，高中生焦慮情緒的發(fā)生率是20.31%～40.40%（李憲偉，掌永莉，劉金同，2009；劉軍，2014；劉旺發(fā)，劉曉蓮，蔡翥等，2013）。青少年焦慮情緒往往是由于在現(xiàn)實(shí)生活中受到挫折并深受各種不良情緒的困擾，而手機(jī)的短信、游戲、上網(wǎng)等功能恰好為該群體提供逃避現(xiàn)實(shí)問(wèn)題、增加控制感、尋求安慰的庇護(hù)所，因此他們可能通過(guò)過(guò)度使用手機(jī)，緩解其自身的焦慮情緒體驗(yàn)。
基于先前所述，我們認(rèn)為人際關(guān)系、自尊和焦慮是影響手機(jī)成癮傾向的重要因素，但也有研究已經(jīng)證實(shí)人際關(guān)系、自尊與焦慮三者之間存在緊密聯(lián)系。首先，研究表明，人際關(guān)系困擾與自尊之間呈顯著負(fù)相關(guān)（郭海燕，2010；黃英選，2018）。研究表明，異性交往困擾越高，交談困擾越大，自尊水平越低（張海濤，蘇苓，王美芳，2010）。其次，在人際關(guān)系與焦慮情緒關(guān)系方面，研究指出，人際關(guān)系困擾易導(dǎo)致個(gè)體的焦慮情緒體驗(yàn)（La Greca＆Harrison，2005；黃麗娜，2018；文雨田，李雷雷，王宏等，2010；張洪楊，2018）。最后，自尊與焦慮之間也存在著緊密聯(lián)系，有研究指出自尊與抑郁、焦慮等不良情緒呈高度負(fù)相關(guān)，低自尊的個(gè)體更容易體驗(yàn)到焦慮、抑郁等負(fù)面情緒和心理困擾，自尊對(duì)心理健康發(fā)揮著一定的緩沖和保護(hù)作用（孫志鳳，2001；周帆，王登峰，2005；周小琳，劉春雷，2018）。自尊的強(qiáng)大會(huì)使個(gè)體較少受到焦慮的影響，更不易產(chǎn)生與焦慮有關(guān)的行為；而自尊的減弱會(huì)使個(gè)體更多地受到焦慮的影響，更易產(chǎn)生與焦慮有關(guān)的行為。
綜上所述，為了進(jìn)一步考察人際關(guān)系、焦慮、自尊與手機(jī)成癮傾向的關(guān)系，本研究假設(shè)：自尊在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，自尊和焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
2 研究方法
2.1 研究對(duì)象
本研究采用整群抽樣的方法，從浙江省金華市兩所高中及初中抽取1083名初中、高中學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，回收有效問(wèn)卷1075份。被試平均年齡14.7歲，其中女生480名（44.7%），男生595名（55.3%）；初一學(xué)生293（27.3%），初二學(xué)生150（14.0%），高一學(xué)生279（26.0%），高 二 學(xué)生219（20.4%），高三學(xué)生134（12.5%）。
2.2 研究工具
2.2.1 人際關(guān)系量表
采用鄭日昌（1999）編制的人際關(guān)系綜合診斷量表（IRIDQ）。該量表測(cè)量人際困擾的程度，共有4個(gè)維度，分別是交談困擾程度、交際困擾程度、待人接物困擾程度及與異性交往困擾程度。每道題做“是”“否”回答，分別記1分或0分，總分越高，表明人際關(guān)系困擾越多?？偭勘恙料禂?shù)為0.83。本研究中α系數(shù)為0.92。
2.2.2 自尊量表
自尊量表（SES）由Rosenberg于1965年編制，最初用于評(píng)定青少年關(guān)于自我價(jià)值和自我接納的總體感受，后由季益富、于欣翻譯并修訂為中文版的SES量表（汪向東編，1999）。該量表由10個(gè)項(xiàng)目組成，采用李克特氏4點(diǎn)計(jì)分，自尊總分為各個(gè)題目得分相加，得分越多表明自尊水平越高，量表的α系數(shù)為0.88，一周后重測(cè)信度為0.82。本研究中α系數(shù)為0.90。
2.2.3 焦慮量表
采用Zung于1971年編制的焦慮自評(píng)量表（SAS），后由吳文源翻譯并修訂成中文版的焦慮自評(píng)量表（汪向東編，1999），主要評(píng)定項(xiàng)目所定義的癥狀出現(xiàn)的頻度。該量表由20個(gè)項(xiàng)目組成，為4級(jí)評(píng)分，有5個(gè)條目為反向計(jì)分，把20個(gè)題項(xiàng)分?jǐn)?shù)相加，即得到總粗分，再用總粗分乘以1.25取其整數(shù)部分，就得到標(biāo)準(zhǔn)分，標(biāo)準(zhǔn)分越高癥狀越嚴(yán)重。本研究中α系數(shù)為0.83。
2.2.4 手機(jī)成癮傾向量表
采用熊婕等（2012）在文獻(xiàn)查閱、訪談等方法基礎(chǔ)上編制的手機(jī)成癮傾向量表（MPATS）。該量表采用5點(diǎn)計(jì)分，由16個(gè)項(xiàng)目組成，其4個(gè)維度分別為：戒斷癥狀、突顯行為、社會(huì)撫慰和心境改變。其α系數(shù)為0.83，分維度的α系數(shù)為0.55～0.83。本研究中α系數(shù)為0.89。
2.3 統(tǒng)計(jì)分析
問(wèn)卷由SPSS21.0和PROCESS3.3軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析。采用偏差校正的百分位Bootstrap法和SPSS21.0結(jié) 合Hayes編 制 的SPSS宏 程 序PROCESS進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。
3 結(jié)果
3.1 青少年手機(jī)成癮傾向的基本情況
對(duì)1075名青少年手機(jī)使用情況進(jìn)行調(diào)查分析，從表1可以看出，青少年手機(jī)成癮傾向平均分?jǐn)?shù)為28.91（總分80分）。參考Young的網(wǎng)絡(luò)成癮計(jì)分規(guī)則，總分超過(guò)48分就可以被認(rèn)為存在手機(jī)成癮傾向，可以初步推斷，青少年對(duì)手機(jī)使用還沒(méi)有出現(xiàn)成癮傾向現(xiàn)象。四個(gè)維度中，戒斷癥狀最為明顯，其次是心境改變、社交撫慰，得分最低的是凸顯行為?？梢?，手機(jī)依賴青少年中表現(xiàn)最為明顯的是戒斷癥狀，即離開手機(jī)或者手機(jī)沒(méi)信號(hào)、沒(méi)電的時(shí)候表現(xiàn)出來(lái)的生理和心理不適感受。
對(duì)各人口學(xué)變量在手機(jī)成癮傾向上的差異進(jìn)行分析：手機(jī)成癮傾向具有顯著的性別差異（t（1073）＝4.88，p＜0.001），男生的手機(jī)成癮傾向得分略低于女生；是否為獨(dú)生子女差異不顯著（t（1073）＝0.36，p＞0.05）；籍貫地差異不顯著（t（1073）＝－0.73，p＞0.05）；不同年級(jí)的手機(jī)成癮傾向得分差異顯著（F（4，1070）＝32.27，p＜0.001），高中學(xué)生手機(jī)成癮傾向得分顯著大于初中學(xué)生得分，高中之間手機(jī)成癮傾向得分不存在顯著差異，初中之間手機(jī)成癮傾向得分也不存在顯著差異。
3.2 共同方法偏差檢驗(yàn)
本研究所有變量的測(cè)量均采用問(wèn)卷調(diào)查方式，可能存在共同方法偏差，因此在分析前采用Harman單因子檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明特征值大于1的因子有13個(gè)，第一個(gè)因子解釋了21.39%的變異，小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)。因此，認(rèn)為本研究樣本數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。
表1 青少年手機(jī)成癮傾向基本情況
3.3 相關(guān)分析
通過(guò)SPSS 23.0對(duì)樣本進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，各個(gè)變量之間呈現(xiàn)顯著的相關(guān)性。其中，人際關(guān)系、焦慮與手機(jī)成癮傾向呈正相關(guān)，自尊與人際關(guān)系呈顯著正相關(guān)，自尊與手機(jī)成癮傾向、人際關(guān)系和焦慮呈負(fù)相關(guān)。由此得知，各個(gè)變量之間具有顯著的相關(guān)性，滿足中介效應(yīng)的分析前提。
表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)與皮爾遜相關(guān)性
3.4 人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向的影響：鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)
將年齡、性別、年級(jí)、文理科等人口學(xué)信息作為控制變量，將所有變量轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分。使用SPSS Process組件Model6進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪榉治?，檢驗(yàn)自尊、焦慮在人際關(guān)系和手機(jī)成癮傾向關(guān)系中的中介作用，結(jié)果見表3及圖1。由表3可知，人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向的總效應(yīng)分析中，人際關(guān)系正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向（β＝0.31，p＜0.001）。其次，人際關(guān)系負(fù)向預(yù)測(cè)自尊（β＝－0.51，p＜0.001），人際關(guān)系正向預(yù)測(cè)焦慮（β＝0.30，p＜0.001），自尊負(fù)向預(yù)測(cè)焦慮（β＝－0.35，p＜0.001），人際關(guān)系和焦慮正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向（β＝0.13，p＜0.001；β＝0.29，p＜0.001），自尊負(fù)向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向（β＝－0.10，p＜0.001）。這些結(jié)果表明，人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向有顯著的直接影響，同時(shí)會(huì)通過(guò)自尊、焦慮的獨(dú)立中介作用，以及自尊和焦慮的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)手機(jī)成癮傾向產(chǎn)生間接影響。
表3 各變量間的回歸分析
圖1 自尊和焦慮鏈?zhǔn)街薪槿穗H關(guān)系與手機(jī)成癮傾向之間關(guān)系的路徑圖
選取Bootstrap法進(jìn)行置信區(qū)間估計(jì)的檢驗(yàn)，使用Hayes編制的SPSS宏（Model 6），重復(fù)抽樣5000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間（CI）。對(duì)中介效應(yīng)直接檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明：在人際關(guān)系和手機(jī)成癮傾向產(chǎn)生的總間接效應(yīng)中，Bootstrap上限與下限之間不包含0值，說(shuō)明兩個(gè)中介變量在人際關(guān)系與手機(jī)成癮傾向之間存在顯著的中介效應(yīng)。間接效應(yīng)（占總效應(yīng)的61%）通過(guò)三條中介鏈產(chǎn)生：人際關(guān)系通過(guò)自尊影響手機(jī)成癮傾向，此路徑間接效應(yīng)占總效應(yīng)的16%；人際關(guān)系通過(guò)焦慮影響手機(jī)成癮傾向，此路徑間接效應(yīng)占總效應(yīng)的29%；人際關(guān)系通過(guò)自尊影響焦慮再影響手機(jī)成癮傾向，此路徑間接效應(yīng)占總效應(yīng)的16%。綜上表明：自尊在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，自尊和焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
表4 對(duì)中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的bootstrap分析及其效果量
4 討論
本研究探討了人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向的影響及其機(jī)制，以期為青少年手機(jī)成癮傾向管理提供一些實(shí)證參考。本研究結(jié)果表明，人際關(guān)系困擾不僅能直接正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向，還能通過(guò)焦慮和自尊的中介作用對(duì)手機(jī)成癮傾向產(chǎn)生影響：一是自尊、焦慮的獨(dú)立中介作用；二是自尊和焦慮的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
在本研究中，人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向具有顯著預(yù)測(cè)作用，這與以往的研究一致（米繼紅，2017；袁維，2014）。人際關(guān)系是多種問(wèn)題行為和心身疾病的重要影響因素。心理需求的網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償理論認(rèn)為，心理需求的現(xiàn)實(shí)缺失完全通過(guò)網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償影響網(wǎng)絡(luò)成癮（鄧林園，方曉義，萬(wàn)晶晶等，2012）。當(dāng)個(gè)體的現(xiàn)實(shí)人際交往存在嚴(yán)重困擾時(shí)，個(gè)體更可能通過(guò)網(wǎng)絡(luò)交往，擴(kuò)展和建立網(wǎng)絡(luò)新的人際關(guān)系，從而補(bǔ)償現(xiàn)實(shí)人際關(guān)系。現(xiàn)實(shí)人際互動(dòng)的積極體驗(yàn)越少，更容易產(chǎn)生手機(jī)成癮傾向，那么現(xiàn)實(shí)交往中就更難以融入社交群體，缺少歸屬和認(rèn)可，則更渴望通過(guò)手機(jī)使用來(lái)滿足社交需求，獲得情感支持和積極體驗(yàn)（Chiu，2014），即出現(xiàn)惡性循環(huán)現(xiàn)象。因此學(xué)校、教師及家長(zhǎng)，積極營(yíng)造良好的社交氛圍，鼓勵(lì)學(xué)生建立和諧的人際關(guān)系，將有助于緩解學(xué)生的手機(jī)成癮傾向。
本研究發(fā)現(xiàn)人際關(guān)系能通過(guò)自尊的中介作用影響青少年手機(jī)成癮傾向行為。這一研究結(jié)果表明，人際關(guān)系困擾嚴(yán)重會(huì)降低個(gè)體的自尊水平，并由此增加手機(jī)成癮傾向行為。人際關(guān)系困擾嚴(yán)重的個(gè)體往往對(duì)自己的評(píng)價(jià)較低，對(duì)自身的能力及價(jià)值持否定態(tài)度，自尊水平較低。低自尊可能會(huì)導(dǎo)致適應(yīng)不良的結(jié)果，包括低生活滿意度、抑郁癥狀和自殺沖動(dòng)，對(duì)個(gè)體心理健康有不利影響。自尊較低個(gè)體可能認(rèn)為直接與他人互動(dòng)有較高的隱患，特別是在受到威脅之后。因?yàn)橐爸穗H關(guān)系失衡的風(fēng)險(xiǎn)，所以其可能更愿意以較為安全的途徑修復(fù)他們的自尊。在這一過(guò)程中，采取更少人際冒險(xiǎn)的方式，借用手機(jī)社交軟件增加其對(duì)他人的吸引力，或者在網(wǎng)絡(luò)游戲的虛擬世界幻想自己的理想狀態(tài)，彌補(bǔ)他們?cè)诂F(xiàn)實(shí)里無(wú)法獲得的成就感。因此，學(xué)校有必要面向?qū)W生開展提升自尊水平的教學(xué)活動(dòng)，提升學(xué)生的自我價(jià)值感，以此緩解學(xué)生手機(jī)成癮傾向。
本研究發(fā)現(xiàn)人際關(guān)系能通過(guò)焦慮的中介作用影響青少年手機(jī)成癮傾向行為。這一研究表明青少年人際關(guān)系易引發(fā)個(gè)體焦慮情緒體驗(yàn)，并進(jìn)而導(dǎo)致手機(jī)成癮傾向。已有研究發(fā)現(xiàn)人際關(guān)系可以預(yù)測(cè)焦慮情緒（La Greca＆Harrison，2005；文雨田，李雷雷，王宏等，2010），存在人際關(guān)系困擾的個(gè)體常常通過(guò)回避進(jìn)行應(yīng)對(duì)，進(jìn)而產(chǎn)生焦慮情緒。正處在自我同一性確立時(shí)期的青少年在面對(duì)理想與現(xiàn)實(shí)的差距時(shí)，手機(jī)豐富的社交功能夠滿足其在生活中難以獲得的情感支持，若不加以約束，極易形成手機(jī)成癮傾向。因此學(xué)校老師在教學(xué)過(guò)程中，應(yīng)向?qū)W生傳遞調(diào)節(jié)焦慮狀態(tài)的知識(shí)和技能，引導(dǎo)他們學(xué)會(huì)改善焦慮狀態(tài)。
本研究還發(fā)現(xiàn)自尊與焦慮在人際關(guān)系與手機(jī)成癮傾向之間存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，即人際關(guān)系可先通過(guò)自尊作用于焦慮，再通過(guò)焦慮進(jìn)一步作用于手機(jī)成癮傾向。人際關(guān)系困擾學(xué)生的自尊水平較低，這在某種程度上是由于他們的人際關(guān)系協(xié)調(diào)不佳；另一方面，人際關(guān)系協(xié)調(diào)不好又會(huì)使他們更加孤立和封閉，加劇人際關(guān)系困擾，這會(huì)造成惡性循環(huán)。而低自尊者在社會(huì)交往中過(guò)分重視他人評(píng)價(jià)，在現(xiàn)實(shí)社交能力上存在更多不足，獲得社會(huì)支持更少（Yuchang，Cuicui，＆Junxiu et al.，2017），其焦慮感也會(huì)加強(qiáng)。因此，焦慮的增高使低自尊者更可能出現(xiàn)手機(jī)成癮傾向。從鏈?zhǔn)街薪榈膶?shí)踐意義來(lái)看，對(duì)因變量近端的中介變量進(jìn)行著重干預(yù)對(duì)改善因變量有更好的效果（李董平，周月月，趙力燕等，2016）。因此，在現(xiàn)實(shí)中關(guān)注人際關(guān)系困擾的青少年手機(jī)成癮傾向現(xiàn)象時(shí)，雖需同時(shí)關(guān)注其自尊和焦慮狀況，但要更側(cè)重于改善焦慮這個(gè)近端的因素。
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何 琴 王志寰 王夢(mèng)蘭
（浙江師范大學(xué)教師教育學(xué)院，金華321004）
1 前言
隨著科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步與發(fā)展，手機(jī)越來(lái)越普及，已經(jīng)成為人們生活中不可缺少的工具。手機(jī)給人們帶來(lái)了方便的生活，同時(shí)也帶來(lái)了各種負(fù)面影響。根據(jù)中國(guó)工信部最新發(fā)布的數(shù)據(jù)，截至2019年6月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)8.54億，且我國(guó)手機(jī)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)8.47億，網(wǎng)民使用手機(jī)上網(wǎng)的比例達(dá)到99.1%。在這一群體中，中學(xué)生的手機(jī)擁有率逐漸上升，與此同時(shí)，青少年手機(jī)成癮的情況也越來(lái)越嚴(yán)重。調(diào)查顯示，約20%的被調(diào)查者都呈現(xiàn)出手機(jī)成癮的傾向（劉丹，2018）。然而，青少年自我認(rèn)知尚不穩(wěn)定，自控力不足，易受周圍環(huán)境影響，容易沉迷于手機(jī)而形成成癮傾向。手機(jī)成癮傾向是指由于不當(dāng)?shù)氖褂檬謾C(jī)而造成的生理及心理的不適癥狀（熊婕，周宗奎，陳武等，2012）。手機(jī)成癮傾向?qū)θ藗兩碓斐闪溯^為負(fù)面的影響。研究證實(shí)，過(guò)長(zhǎng)時(shí)間手機(jī)使用會(huì)出現(xiàn)頭部、耳朵疼痛，注意力渙散，產(chǎn)生疲勞感等生理癥狀（Johansson，Nordin，Heiden et al.，2009）。另外，研究者還發(fā)現(xiàn)手機(jī)依賴對(duì)青少年的心理和社會(huì)功能造成了一定的損害。調(diào)查發(fā)現(xiàn)手機(jī)依賴程度和心理健康水平呈顯著負(fù)相關(guān)，并且對(duì)32名高頻使用手機(jī)人群進(jìn)行為期一年的追蹤調(diào)查發(fā)現(xiàn)，他們?cè)谏詈凸ぷ?、學(xué)習(xí)中的抑郁傾向以及壓力比一年前更嚴(yán)重（胡燕紅，陳瑜，黃靖茵等，2010）。此外，研究指出對(duì)手機(jī)過(guò)度依賴的青少年會(huì)發(fā)生更多的情緒問(wèn)題、社會(huì)適應(yīng)性問(wèn)題以及健康危險(xiǎn)行為（汪婷，許穎，2011；王小輝，2011）。朱思施（2018）發(fā)現(xiàn)手機(jī)依賴與吸煙、飲酒、不良情緒、自殺等危險(xiǎn)行為間存在較高相關(guān)性。無(wú)論是對(duì)身體、心理還是社會(huì)功能的損害，手機(jī)依賴已經(jīng)成為不利于當(dāng)今青少年成長(zhǎng)的一個(gè)重要因素。因此，重視中學(xué)生手機(jī)成癮問(wèn)題，了解影響手機(jī)成癮傾向的因素，對(duì)于學(xué)校制定可行的手機(jī)使用管理辦法以及促進(jìn)學(xué)生的身心朝著健康的方向發(fā)展有重要的教育意義。
已有研究從手機(jī)本身因素、個(gè)體因素和環(huán)境因素三大方面探討手機(jī)成癮的相關(guān)因素（劉勤學(xué)，楊燕，林悅等，2017），其中人際關(guān)系被認(rèn)為是影響手機(jī)成癮的重要因素。人際關(guān)系是指人與人之間通過(guò)直接交往形成的相互之間的情感聯(lián)系，是人與人之間相對(duì)穩(wěn)定的情感紐帶（王帥青，2013）。人際困擾是反映人際關(guān)系好壞的主要指標(biāo)，是指在人際互動(dòng)中因個(gè)體自身或外在環(huán)境因素產(chǎn)生的人際溝通障礙（牛宙，金勇，彭建國(guó)，2010）。已有大量研究證實(shí)人際關(guān)系困擾與手機(jī)成癮傾向呈顯著正相關(guān)（米繼紅，2017；袁維，2014）。以往研究普遍認(rèn)為大多數(shù)成癮傾向者都存在社會(huì)交往問(wèn)題，個(gè)體之所以過(guò)度尋求網(wǎng)絡(luò)或手機(jī)的使用，主要的動(dòng)機(jī)是尋求積極的社會(huì)交往需要（Epkins＆Heckler，2011；Hames，Hagan，＆Joiner，2013）。心理需求的網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償理論認(rèn)為，心理需求的現(xiàn)實(shí)缺失完全通過(guò)網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償影響大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮（鄧林園，方曉義，萬(wàn)晶晶等，2012），當(dāng)個(gè)體的現(xiàn)實(shí)人際交往存在嚴(yán)重困擾時(shí)，個(gè)體更可能通過(guò)網(wǎng)絡(luò)交往，擴(kuò)展和建立網(wǎng)絡(luò)新的人際關(guān)系，從而補(bǔ)償現(xiàn)實(shí)人際關(guān)系。智能手機(jī)作為網(wǎng)絡(luò)終端之一，智能手機(jī)成癮傾向可以視為網(wǎng)絡(luò)成癮的新型表現(xiàn)方式。因此，本研究假設(shè)人際關(guān)系困擾能夠正向預(yù)測(cè)青少年的手機(jī)成癮傾向行為。
除人際關(guān)系外，自尊與焦慮同時(shí)也被證實(shí)對(duì)手機(jī)成癮傾向具有影響（張銳，2017）。自尊是指一個(gè)人對(duì)自身的個(gè)人能力或者是個(gè)人價(jià)值所具有的認(rèn)知、態(tài)度和看法。國(guó)內(nèi)外大量的實(shí)證研究表明，個(gè)體低自尊能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向，低自尊的人比高自尊的人手機(jī)成癮傾向的程度更深（Bianchi＆Phillips；韓永 佳，2012；姜永 志，白 曉 麗，2014；周揚(yáng)，劉勇，陳健芷，2015）。根據(jù)自尊的恐懼管理理論，當(dāng)個(gè)體遇到影響自尊發(fā)展的消極因素時(shí)，出于自我保護(hù)的需要，會(huì)借助一定的渠道予以補(bǔ)償，個(gè)體自尊受到的威脅越大，就越可能采取問(wèn)題或異常行為加以補(bǔ)償，而手機(jī)成癮就屬于其中的一種（楊福義，張福娟，江琴娣，2004）。個(gè)體借助手機(jī)的多種功能能夠替代性地滿足其在現(xiàn)實(shí)世界中無(wú)法獲取的尊重需要，進(jìn)而會(huì)對(duì)手機(jī)產(chǎn)生依賴。
以往研究發(fā)現(xiàn)焦慮也是手機(jī)成癮傾向的重要預(yù)測(cè)因子（張銳，2017），焦慮是個(gè)體對(duì)可能會(huì)引起危險(xiǎn)或威脅的情境而產(chǎn)生焦躁不安、憂愁、煩悶等不良的復(fù)雜情緒狀態(tài)（張曄，劉勤學(xué)，隆舟等，2016）。研究表明擁有強(qiáng)烈的抑郁、孤獨(dú)、社交焦慮和沖動(dòng)情緒的人比其他人更容易網(wǎng)絡(luò)成癮（Kim et al.，2005）。姜永志、白曉麗（2016）在研究中指出，社交焦慮與手機(jī)網(wǎng)絡(luò)過(guò)度使用行為存在正相關(guān)。青少年正處于生理、心理不完全成熟的時(shí)期，所面臨的內(nèi)外壓力普遍較多，易出現(xiàn)負(fù)性情緒，國(guó)內(nèi)有關(guān)高中生焦慮情緒的研究顯示，高中生焦慮情緒的發(fā)生率是20.31%～40.40%（李憲偉，掌永莉，劉金同，2009；劉軍，2014；劉旺發(fā)，劉曉蓮，蔡翥等，2013）。青少年焦慮情緒往往是由于在現(xiàn)實(shí)生活中受到挫折并深受各種不良情緒的困擾，而手機(jī)的短信、游戲、上網(wǎng)等功能恰好為該群體提供逃避現(xiàn)實(shí)問(wèn)題、增加控制感、尋求安慰的庇護(hù)所，因此他們可能通過(guò)過(guò)度使用手機(jī)，緩解其自身的焦慮情緒體驗(yàn)。
基于先前所述，我們認(rèn)為人際關(guān)系、自尊和焦慮是影響手機(jī)成癮傾向的重要因素，但也有研究已經(jīng)證實(shí)人際關(guān)系、自尊與焦慮三者之間存在緊密聯(lián)系。首先，研究表明，人際關(guān)系困擾與自尊之間呈顯著負(fù)相關(guān)（郭海燕，2010；黃英選，2018）。研究表明，異性交往困擾越高，交談困擾越大，自尊水平越低（張海濤，蘇苓，王美芳，2010）。其次，在人際關(guān)系與焦慮情緒關(guān)系方面，研究指出，人際關(guān)系困擾易導(dǎo)致個(gè)體的焦慮情緒體驗(yàn)（La Greca＆Harrison，2005；黃麗娜，2018；文雨田，李雷雷，王宏等，2010；張洪楊，2018）。最后，自尊與焦慮之間也存在著緊密聯(lián)系，有研究指出自尊與抑郁、焦慮等不良情緒呈高度負(fù)相關(guān)，低自尊的個(gè)體更容易體驗(yàn)到焦慮、抑郁等負(fù)面情緒和心理困擾，自尊對(duì)心理健康發(fā)揮著一定的緩沖和保護(hù)作用（孫志鳳，2001；周帆，王登峰，2005；周小琳，劉春雷，2018）。自尊的強(qiáng)大會(huì)使個(gè)體較少受到焦慮的影響，更不易產(chǎn)生與焦慮有關(guān)的行為；而自尊的減弱會(huì)使個(gè)體更多地受到焦慮的影響，更易產(chǎn)生與焦慮有關(guān)的行為。
綜上所述，為了進(jìn)一步考察人際關(guān)系、焦慮、自尊與手機(jī)成癮傾向的關(guān)系，本研究假設(shè)：自尊在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，自尊和焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
2 研究方法
2.1 研究對(duì)象
本研究采用整群抽樣的方法，從浙江省金華市兩所高中及初中抽取1083名初中、高中學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，回收有效問(wèn)卷1075份。被試平均年齡14.7歲，其中女生480名（44.7%），男生595名（55.3%）；初一學(xué)生293（27.3%），初二學(xué)生150（14.0%），高一學(xué)生279（26.0%），高 二 學(xué)生219（20.4%），高三學(xué)生134（12.5%）。
2.2 研究工具
2.2.1 人際關(guān)系量表
采用鄭日昌（1999）編制的人際關(guān)系綜合診斷量表（IRIDQ）。該量表測(cè)量人際困擾的程度，共有4個(gè)維度，分別是交談困擾程度、交際困擾程度、待人接物困擾程度及與異性交往困擾程度。每道題做“是”“否”回答，分別記1分或0分，總分越高，表明人際關(guān)系困擾越多?？偭勘恙料禂?shù)為0.83。本研究中α系數(shù)為0.92。
2.2.2 自尊量表
自尊量表（SES）由Rosenberg于1965年編制，最初用于評(píng)定青少年關(guān)于自我價(jià)值和自我接納的總體感受，后由季益富、于欣翻譯并修訂為中文版的SES量表（汪向東編，1999）。該量表由10個(gè)項(xiàng)目組成，采用李克特氏4點(diǎn)計(jì)分，自尊總分為各個(gè)題目得分相加，得分越多表明自尊水平越高，量表的α系數(shù)為0.88，一周后重測(cè)信度為0.82。本研究中α系數(shù)為0.90。
2.2.3 焦慮量表
采用Zung于1971年編制的焦慮自評(píng)量表（SAS），后由吳文源翻譯并修訂成中文版的焦慮自評(píng)量表（汪向東編，1999），主要評(píng)定項(xiàng)目所定義的癥狀出現(xiàn)的頻度。該量表由20個(gè)項(xiàng)目組成，為4級(jí)評(píng)分，有5個(gè)條目為反向計(jì)分，把20個(gè)題項(xiàng)分?jǐn)?shù)相加，即得到總粗分，再用總粗分乘以1.25取其整數(shù)部分，就得到標(biāo)準(zhǔn)分，標(biāo)準(zhǔn)分越高癥狀越嚴(yán)重。本研究中α系數(shù)為0.83。
2.2.4 手機(jī)成癮傾向量表
采用熊婕等（2012）在文獻(xiàn)查閱、訪談等方法基礎(chǔ)上編制的手機(jī)成癮傾向量表（MPATS）。該量表采用5點(diǎn)計(jì)分，由16個(gè)項(xiàng)目組成，其4個(gè)維度分別為：戒斷癥狀、突顯行為、社會(huì)撫慰和心境改變。其α系數(shù)為0.83，分維度的α系數(shù)為0.55～0.83。本研究中α系數(shù)為0.89。
2.3 統(tǒng)計(jì)分析
問(wèn)卷由SPSS21.0和PROCESS3.3軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析。采用偏差校正的百分位Bootstrap法和SPSS21.0結(jié) 合Hayes編 制 的SPSS宏 程 序PROCESS進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。
3 結(jié)果
3.1 青少年手機(jī)成癮傾向的基本情況
對(duì)1075名青少年手機(jī)使用情況進(jìn)行調(diào)查分析，從表1可以看出，青少年手機(jī)成癮傾向平均分?jǐn)?shù)為28.91（總分80分）。參考Young的網(wǎng)絡(luò)成癮計(jì)分規(guī)則，總分超過(guò)48分就可以被認(rèn)為存在手機(jī)成癮傾向，可以初步推斷，青少年對(duì)手機(jī)使用還沒(méi)有出現(xiàn)成癮傾向現(xiàn)象。四個(gè)維度中，戒斷癥狀最為明顯，其次是心境改變、社交撫慰，得分最低的是凸顯行為?？梢?，手機(jī)依賴青少年中表現(xiàn)最為明顯的是戒斷癥狀，即離開手機(jī)或者手機(jī)沒(méi)信號(hào)、沒(méi)電的時(shí)候表現(xiàn)出來(lái)的生理和心理不適感受。
對(duì)各人口學(xué)變量在手機(jī)成癮傾向上的差異進(jìn)行分析：手機(jī)成癮傾向具有顯著的性別差異（t（1073）＝4.88，p＜0.001），男生的手機(jī)成癮傾向得分略低于女生；是否為獨(dú)生子女差異不顯著（t（1073）＝0.36，p＞0.05）；籍貫地差異不顯著（t（1073）＝－0.73，p＞0.05）；不同年級(jí)的手機(jī)成癮傾向得分差異顯著（F（4，1070）＝32.27，p＜0.001），高中學(xué)生手機(jī)成癮傾向得分顯著大于初中學(xué)生得分，高中之間手機(jī)成癮傾向得分不存在顯著差異，初中之間手機(jī)成癮傾向得分也不存在顯著差異。
3.2 共同方法偏差檢驗(yàn)
本研究所有變量的測(cè)量均采用問(wèn)卷調(diào)查方式，可能存在共同方法偏差，因此在分析前采用Harman單因子檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明特征值大于1的因子有13個(gè)，第一個(gè)因子解釋了21.39%的變異，小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)。因此，認(rèn)為本研究樣本數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。
表1 青少年手機(jī)成癮傾向基本情況
3.3 相關(guān)分析
通過(guò)SPSS 23.0對(duì)樣本進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，各個(gè)變量之間呈現(xiàn)顯著的相關(guān)性。其中，人際關(guān)系、焦慮與手機(jī)成癮傾向呈正相關(guān)，自尊與人際關(guān)系呈顯著正相關(guān)，自尊與手機(jī)成癮傾向、人際關(guān)系和焦慮呈負(fù)相關(guān)。由此得知，各個(gè)變量之間具有顯著的相關(guān)性，滿足中介效應(yīng)的分析前提。
表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)與皮爾遜相關(guān)性
3.4 人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向的影響：鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)
將年齡、性別、年級(jí)、文理科等人口學(xué)信息作為控制變量，將所有變量轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分。使用SPSS Process組件Model6進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪榉治?，檢驗(yàn)自尊、焦慮在人際關(guān)系和手機(jī)成癮傾向關(guān)系中的中介作用，結(jié)果見表3及圖1。由表3可知，人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向的總效應(yīng)分析中，人際關(guān)系正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向（β＝0.31，p＜0.001）。其次，人際關(guān)系負(fù)向預(yù)測(cè)自尊（β＝－0.51，p＜0.001），人際關(guān)系正向預(yù)測(cè)焦慮（β＝0.30，p＜0.001），自尊負(fù)向預(yù)測(cè)焦慮（β＝－0.35，p＜0.001），人際關(guān)系和焦慮正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向（β＝0.13，p＜0.001；β＝0.29，p＜0.001），自尊負(fù)向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向（β＝－0.10，p＜0.001）。這些結(jié)果表明，人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向有顯著的直接影響，同時(shí)會(huì)通過(guò)自尊、焦慮的獨(dú)立中介作用，以及自尊和焦慮的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)手機(jī)成癮傾向產(chǎn)生間接影響。
表3 各變量間的回歸分析
圖1 自尊和焦慮鏈?zhǔn)街薪槿穗H關(guān)系與手機(jī)成癮傾向之間關(guān)系的路徑圖
選取Bootstrap法進(jìn)行置信區(qū)間估計(jì)的檢驗(yàn)，使用Hayes編制的SPSS宏（Model 6），重復(fù)抽樣5000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間（CI）。對(duì)中介效應(yīng)直接檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明：在人際關(guān)系和手機(jī)成癮傾向產(chǎn)生的總間接效應(yīng)中，Bootstrap上限與下限之間不包含0值，說(shuō)明兩個(gè)中介變量在人際關(guān)系與手機(jī)成癮傾向之間存在顯著的中介效應(yīng)。間接效應(yīng)（占總效應(yīng)的61%）通過(guò)三條中介鏈產(chǎn)生：人際關(guān)系通過(guò)自尊影響手機(jī)成癮傾向，此路徑間接效應(yīng)占總效應(yīng)的16%；人際關(guān)系通過(guò)焦慮影響手機(jī)成癮傾向，此路徑間接效應(yīng)占總效應(yīng)的29%；人際關(guān)系通過(guò)自尊影響焦慮再影響手機(jī)成癮傾向，此路徑間接效應(yīng)占總效應(yīng)的16%。綜上表明：自尊在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起中介作用，自尊和焦慮在人際關(guān)系影響手機(jī)成癮傾向的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
表4 對(duì)中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的bootstrap分析及其效果量
4 討論
本研究探討了人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向的影響及其機(jī)制，以期為青少年手機(jī)成癮傾向管理提供一些實(shí)證參考。本研究結(jié)果表明，人際關(guān)系困擾不僅能直接正向預(yù)測(cè)手機(jī)成癮傾向，還能通過(guò)焦慮和自尊的中介作用對(duì)手機(jī)成癮傾向產(chǎn)生影響：一是自尊、焦慮的獨(dú)立中介作用；二是自尊和焦慮的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
在本研究中，人際關(guān)系對(duì)手機(jī)成癮傾向具有顯著預(yù)測(cè)作用，這與以往的研究一致（米繼紅，2017；袁維，2014）。人際關(guān)系是多種問(wèn)題行為和心身疾病的重要影響因素。心理需求的網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償理論認(rèn)為，心理需求的現(xiàn)實(shí)缺失完全通過(guò)網(wǎng)絡(luò)滿足補(bǔ)償影響網(wǎng)絡(luò)成癮（鄧林園，方曉義，萬(wàn)晶晶等，2012）。當(dāng)個(gè)體的現(xiàn)實(shí)人際交往存在嚴(yán)重困擾時(shí)，個(gè)體更可能通過(guò)網(wǎng)絡(luò)交往，擴(kuò)展和建立網(wǎng)絡(luò)新的人際關(guān)系，從而補(bǔ)償現(xiàn)實(shí)人際關(guān)系。現(xiàn)實(shí)人際互動(dòng)的積極體驗(yàn)越少，更容易產(chǎn)生手機(jī)成癮傾向，那么現(xiàn)實(shí)交往中就更難以融入社交群體，缺少歸屬和認(rèn)可，則更渴望通過(guò)手機(jī)使用來(lái)滿足社交需求，獲得情感支持和積極體驗(yàn)（Chiu，2014），即出現(xiàn)惡性循環(huán)現(xiàn)象。因此學(xué)校、教師及家長(zhǎng)，積極營(yíng)造良好的社交氛圍，鼓勵(lì)學(xué)生建立和諧的人際關(guān)系，將有助于緩解學(xué)生的手機(jī)成癮傾向。
本研究發(fā)現(xiàn)人際關(guān)系能通過(guò)自尊的中介作用影響青少年手機(jī)成癮傾向行為。這一研究結(jié)果表明，人際關(guān)系困擾嚴(yán)重會(huì)降低個(gè)體的自尊水平，并由此增加手機(jī)成癮傾向行為。人際關(guān)系困擾嚴(yán)重的個(gè)體往往對(duì)自己的評(píng)價(jià)較低，對(duì)自身的能力及價(jià)值持否定態(tài)度，自尊水平較低。低自尊可能會(huì)導(dǎo)致適應(yīng)不良的結(jié)果，包括低生活滿意度、抑郁癥狀和自殺沖動(dòng)，對(duì)個(gè)體心理健康有不利影響。自尊較低個(gè)體可能認(rèn)為直接與他人互動(dòng)有較高的隱患，特別是在受到威脅之后。因?yàn)橐爸穗H關(guān)系失衡的風(fēng)險(xiǎn)，所以其可能更愿意以較為安全的途徑修復(fù)他們的自尊。在這一過(guò)程中，采取更少人際冒險(xiǎn)的方式，借用手機(jī)社交軟件增加其對(duì)他人的吸引力，或者在網(wǎng)絡(luò)游戲的虛擬世界幻想自己的理想狀態(tài)，彌補(bǔ)他們?cè)诂F(xiàn)實(shí)里無(wú)法獲得的成就感。因此，學(xué)校有必要面向?qū)W生開展提升自尊水平的教學(xué)活動(dòng)，提升學(xué)生的自我價(jià)值感，以此緩解學(xué)生手機(jī)成癮傾向。
本研究發(fā)現(xiàn)人際關(guān)系能通過(guò)焦慮的中介作用影響青少年手機(jī)成癮傾向行為。這一研究表明青少年人際關(guān)系易引發(fā)個(gè)體焦慮情緒體驗(yàn)，并進(jìn)而導(dǎo)致手機(jī)成癮傾向。已有研究發(fā)現(xiàn)人際關(guān)系可以預(yù)測(cè)焦慮情緒（La Greca＆Harrison，2005；文雨田，李雷雷，王宏等，2010），存在人際關(guān)系困擾的個(gè)體常常通過(guò)回避進(jìn)行應(yīng)對(duì)，進(jìn)而產(chǎn)生焦慮情緒。正處在自我同一性確立時(shí)期的青少年在面對(duì)理想與現(xiàn)實(shí)的差距時(shí)，手機(jī)豐富的社交功能夠滿足其在生活中難以獲得的情感支持，若不加以約束，極易形成手機(jī)成癮傾向。因此學(xué)校老師在教學(xué)過(guò)程中，應(yīng)向?qū)W生傳遞調(diào)節(jié)焦慮狀態(tài)的知識(shí)和技能，引導(dǎo)他們學(xué)會(huì)改善焦慮狀態(tài)。
本研究還發(fā)現(xiàn)自尊與焦慮在人際關(guān)系與手機(jī)成癮傾向之間存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，即人際關(guān)系可先通過(guò)自尊作用于焦慮，再通過(guò)焦慮進(jìn)一步作用于手機(jī)成癮傾向。人際關(guān)系困擾學(xué)生的自尊水平較低，這在某種程度上是由于他們的人際關(guān)系協(xié)調(diào)不佳；另一方面，人際關(guān)系協(xié)調(diào)不好又會(huì)使他們更加孤立和封閉，加劇人際關(guān)系困擾，這會(huì)造成惡性循環(huán)。而低自尊者在社會(huì)交往中過(guò)分重視他人評(píng)價(jià)，在現(xiàn)實(shí)社交能力上存在更多不足，獲得社會(huì)支持更少（Yuchang，Cuicui，＆Junxiu et al.，2017），其焦慮感也會(huì)加強(qiáng)。因此，焦慮的增高使低自尊者更可能出現(xiàn)手機(jī)成癮傾向。從鏈?zhǔn)街薪榈膶?shí)踐意義來(lái)看，對(duì)因變量近端的中介變量進(jìn)行著重干預(yù)對(duì)改善因變量有更好的效果（李董平，周月月，趙力燕等，2016）。因此，在現(xiàn)實(shí)中關(guān)注人際關(guān)系困擾的青少年手機(jī)成癮傾向現(xiàn)象時(shí)，雖需同時(shí)關(guān)注其自尊和焦慮狀況，但要更側(cè)重于改善焦慮這個(gè)近端的因素。
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