劉 偉，許 瀾，勵 驊

（銅陵學院學生工作部心理健康教育與咨詢中心，安徽銅陵 244061）

信息技術的快速發(fā)展和手機功能的日益完善一方面給大學生的生活帶來很多便利，另一方面也使大學生逐漸產(chǎn)生手機成癮的問題。手機成癮傾向是指由于某種原因過度濫用手機而導致手機使用者出現(xiàn)了生理或心理上的一種不適應的癥狀[1]。它不僅會對大學生的身心產(chǎn)生諸多不良的影響，如肩頸部疼痛、頭痛與視力下降[2]，睡眠質量不良甚至失眠[3]，述情障礙[4]、焦慮抑郁[5]、疏離感[6]等；也會對大學生的生活學習產(chǎn)生負面影響，如，影響個體的學業(yè)成績[7]，造成大學生人際緊張，破壞他們的社會交往[8]等。因此，探究手機成癮的內在機制，有利于科學地降低手機成癮的負面影響，為有效地維護大學生身心健康提供依據(jù)。

手機成癮不同于物質成癮，它更多的是由于心理需要所導致。成癮失補償假說認為，由于種種原因，人們正常的心理發(fā)展在現(xiàn)實生活中受挫受阻，沒有辦法常態(tài)化，基于這種情況，最終個體可能會出現(xiàn)網(wǎng)絡成癮行為以補償自己現(xiàn)實中發(fā)展受阻的心理[9]。人際交往對于人們來說是非常重要的需要，而對于社交焦慮的個體而言，面對面地與他人交往是非常困難的[10-11]。當社交這種心理需要在現(xiàn)實中受到阻礙，個體就很有可能試圖通過其他方式來實現(xiàn)。如，將智能手機作為現(xiàn)實面對面的一種替代品，通過手機打電話或發(fā)信息來滿足其人際交往的需要，降低其人際交往的焦慮感，提高其人際交往控制感[12]。而長時間利用手機而非現(xiàn)實社交來滿足交往需要更容易導致大學生手機成癮的發(fā)生[13]。因此，社交焦慮可能是導致大學生手機成癮的重要因素。

自我控制是指個體因抑制或克服自身的欲望、需求而改變固有的或者習慣的行為、思維的方式的過程，是一個行為、思維的方式代替另一個的過程[14]。作為個體最強有力、讓自身獲益最大的能力之一，它本是避免人們過度使用網(wǎng)絡的保護因子[15]。Cohen等[16]提出，一般情況下，個體會不斷地努力控制自己的行為以實現(xiàn)長期目標，但是當個體的付出與回報之間不平衡時，會加大個體控制失敗的可能性。相比于普通大學生，一方面社交焦慮的學生更需要時刻付出意志努力去克服自己的焦慮與不安等負性情緒進行人際交往，但是無法得到滿意的回報（人際關系不良），因此會促使他們自我控制水平下降[17-18]。而另一方面，自我控制水平下降，會使個體更加無力控制自己的現(xiàn)實交往需求與欲望，從而提高個體網(wǎng)絡過度使用的可能性[19-20]。

基于此，本研究假設大學生社交焦慮、手機成癮傾向及自我控制之間具有顯著的相關性，且自我控制在社交焦慮與手機成癮傾向之間起到中介作用。

一 對象與方法

（一）對象

隨機抽取銅陵市某高校大學生235人，在對數(shù)據(jù)進行篩選、刪除掉含有缺失值以及有明顯作答規(guī)律的數(shù)據(jù)后，共收到有效問卷210份，其中男生82人，女生128人，年齡介于17～26歲之間；來自農(nóng)村155人，城鎮(zhèn)55人。

（二）工具

1.交往焦慮量表

采用由Leary編制，《心理衛(wèi)生評定量表手冊》 刊出的交往焦慮量表[21]。量表共15個條目，采用1（一點也不符合）～5（非常符合）5點計分來評估個體交往焦慮的主觀感受，得分越高，表明交往焦慮水平越高。本研究中該量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.90。

2.自我控制量表

采用由Tangney等人編制，經(jīng)過譚樹華和郭永玉修訂的自我控制量表[22]。量表共 19 個條目，分為沖動控制、健康習慣、抵御誘惑、專注工作和節(jié)制娛樂5個維度，采用1（完全不符合）～5（完全符合）5點計分。本研究中該量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.83。

3.手機成癮傾向量表

采用由熊捷等編制的手機成癮傾向量表[23]。量表共有16個項目，分為戒斷癥狀、突顯行為、心境改變和社交撫慰4個維度，采用1（非常不符合）～5（非常符合）5級計分，得分越高，表明手機成癮傾向的程度越嚴重。本研究中該量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.90。

（三）統(tǒng)計方法

利用spss16.0對數(shù)據(jù)進行相關分析，運用AMOS21.0對測驗結果進行共同方法偏差分析，通過mplus17.0 對模型進行檢驗。

二 結果

（一）共同方法偏差

本研究中，變量均采用問卷調查法，且由被試自我報告，這可能會導致共同方法偏差。它指的是相同的數(shù)據(jù)來源、相同的評分者、相同的測驗環(huán)境、以及項目本身特征所造成的預測變量與結果變量間的人為性共變[24]。這種共變實際上是一種系統(tǒng)誤差，會對研究結果產(chǎn)生嚴重的影響。因此，我們利用AMOS軟件采用驗證性因素分析方法，設定公因子數(shù)為1，結果發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)擬合指數(shù)不理想，表明數(shù)據(jù)與模型無法有效擬合：2/df=2.99，RMSEA=.10，NFI=.42，AGFI=.49，CFI=.52，因此本研究數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差問題。

（二）描述統(tǒng)計分析

如表1所示，分析表明，大學生社交焦慮與手機成癮傾向之間正相關顯著；和自我控制之間負相關顯著；自我控制與手機成癮傾向顯著負相關。變量間的顯著相關滿足了進行下一步中介檢驗的前提。

表1 社交焦慮、自我控制及手機成癮傾向的相關分析

（三）社交焦慮與手機成癮傾向：中介效應的檢驗

本研究采用結構方程模型檢驗自我控制在社交焦慮與大學生手機成癮傾向之間的中介效應。首先，在對性別等變量進行控制后，使用 Mplus 17.0建構模型同時使用極大似然估計法對模型進行擬合與修正，得出各項擬合指標：2/df=2.27，p >.05，CFI=.99，TLI=.99，RMSEA=.03，SRMR=.02。各項擬合指標均良好，表示數(shù)據(jù)與模型擬合較好。其次，對中介效應進行檢驗，如圖1所示：社交焦慮與手機成癮傾向之間的直接路徑系數(shù)顯著（β=.32，P <.001），說明社交焦慮能預測手機成癮傾向性。社交焦慮能夠負向預測大學生自我控制（β=-.52，P <.001），自我控制能夠負向預測大學生的手機成癮傾向性（β=-.51，P <.001），即大學生的交往焦慮水平越高，其自我控制水平就會越低，進而會使大學生手機成癮的傾向性提高。采用Bootstrap法進行中介效應檢驗，發(fā)現(xiàn)自我控制在交往焦慮與大學生手機成癮之間起到部分中介作用，中介作用大小是0.27，總效應為0.41，中介效應95% 的區(qū)間為［-0.64，-0.39］，不包括0，中介作用顯著。因此，自我控制是交往焦慮與大學生手機成癮傾向關系之間的中介變量，假設得到驗證。

圖1 自我控制在社交焦慮與大學生手機成癮傾向之間的中介作用

三 討論

（一）社交焦慮對大學生手機成癮傾向的影響

本研究發(fā)現(xiàn)大學生的社交焦慮與手機成癮傾向之間具有顯著的正相關關系，說明了社交焦慮對大學生手機成癮傾向的引發(fā)作用。由于社交焦慮的個體在現(xiàn)實交往中對社交情境充滿恐懼與焦慮，擔心自己的一舉一動甚至自身的存在都會讓自己丟臉[25]，難以自我披露，難以在群體中展現(xiàn)自我（如，不活躍），因此人們可能會誤解他們?yōu)椴缓孟嗵幍娜薣26]，也就無法與他們發(fā)展親密關系，導致社交焦慮的大學生基本的社交需要無法得到滿足[27]，基于此，社交焦慮的個體可能會更排斥面對面的社交，而智能手機的在線性與匿名性不僅可以使個體交流風險和緊張度下降，又能提供多種社交軟件來多樣化地滿足個體受阻的社交需要，從而導致他們更容易沉迷于手機[28]，不知不覺地花費大量時間，給自己的學習與生活帶來眾多不良影響。

（二）自我控制對社交焦慮與大學生手機成癮傾向之間關系的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)自我控制中介了大學生的社交焦慮與手機成癮傾向之間的關系，也就是說，大學生的社交焦慮水平越高，自我控制水平就越低，進而手機成癮傾向水平越高。這一結果表明，社交焦慮的大學生手機成癮的發(fā)生，不僅僅是為了滿足人際交往需要，可能也是大學生自我控制失敗后無力自控所帶來的惡性結果。社交焦慮的大學生本能地會去評估交往情境中存在的可能的潛在的風險，并有意識地去逃避這些風險[29]。而匿名交流與在線活動可以有效地降低這種風險與焦慮感水平，因此被社交焦慮者看作是安全行為，從中獲得社交滿足感或補償感。而控制自身對手機的依賴與渴求，會導致無法得到有利收益，從而使他們的自我控制失敗[30]，更加沉迷于虛擬世界。個體在沉迷后獲得愉悅體驗，會更加強化追求享樂和舒適，也更容易導致自我控制的失敗[31]，最終形成一種成癮行為。

本研究提示，教育工作者可從降低大學生的社交焦慮水平這一途徑來矯正大學生的手機成癮傾向。高校應當給予社交焦慮的大學生及時關注，可通過開展沙盤游戲治療[32]、表達性藝術治療[33]與團體心理輔導[34]等活動來干預和幫助社交焦慮的大學生降低焦慮水平。此外，社交技巧的缺乏也會導致個體盡量避免面對面的交流，因此，工作者們可以通過給學生創(chuàng)造更多的現(xiàn)實情境中的社交機會，改善其社交技巧，增加其人際交往的廣度與強度，進而滿足其在現(xiàn)實生活中交往的心理需要，避免他們無力自控地放縱自己沉浸在虛擬的手機網(wǎng)絡之中。