李信廷，周 喻，孫江男，段力薩，郭宇明，王玉萍

截至2019年6月，中國的移動互聯(lián)網(wǎng)用戶總數(shù)達到8.47億，其中包括1.44億年輕互聯(lián)網(wǎng)用戶(CNNIC，2019)。手機的普及和其功能的多樣化，逐漸改變了人們的生活方式。手機使用是一柄雙刃劍，合理使用手機方便人們的生活，但過度依賴手機就容易導致手機成癮。手機成癮(mobile phone addiction)是指個體由于對手機過度使用，且無法對行為進行控制，導致其社會功能受損，產生心理和行為問題的一種新型行為成癮[1]。騰訊教育公布的《2018年在校大學生手機使用調查》顯示，82%的大學生存在手機成癮[2]。手機成癮會給大學生帶來消極影響，如抑郁、焦慮、孤獨感和睡眠障礙[3,4]。因此，探究大學生手機成癮的心理機制及其影響因素，對于幫助大學生擺脫手機成癮具有重要的意義。

Jeon和Jang[5]發(fā)現(xiàn)，手機成癮的人同時伴有社交焦慮。社交焦慮，指的是個體存在對社交情景持續(xù)的恐懼和伴有焦慮的情緒，擔心自己的行為會引發(fā)負性評價，導致明顯的回避行為，使得個體各方面功能都受到損壞[6]。一方面，社交焦慮會使大學生對現(xiàn)實中的關系產生焦慮、恐懼和回避，而虛擬社交正好可以緩解其負面心理生理特征[7]；另一方面，手機是一個沒有溝通壓力的平臺，社交焦慮的大學生可以通過此平臺相互接觸，而不用面對面溝通，這也使得手機成癮的概率增高[8]。因此，本研究作出假設H1：社交焦慮能夠正向預測手機成癮。

Rogers[9]認為，許多重要人際關系的現(xiàn)實，自我接納是基礎，而低自我接納的個體，容易產生對手機成癮[10]。自我接納，指的是個體能夠接受自身的優(yōu)缺點，同時對于自己的消極體驗和他人的消極評價都能欣然接受[11]。依據(jù)David提出的網(wǎng)絡成癮“認知-行為”模型，個體沉迷于網(wǎng)絡的過程包含遠端因素和近端因素。遠端因素是指個體心理狀態(tài)，處在成癮過程的初始位置。近端因素是指個體在接觸網(wǎng)絡之后的認知，處在成癮過程的終點位置[12]。綜上，本研究作出假設H2：自我接納在社交焦慮與手機成癮間起中介作用。

關于大學生的手機成癮問題是當前研究熱點，軍校大學生作為其中的一個特殊群體，他們的生活和學習方式與地方大學生有較大的區(qū)別。目前，還沒有研究針對手機成癮是如何在軍校大學生中形成的進行討論，僅有的研究表明軍校大學生對手機的使用會降低他們的心理健康水平，過度使用手機會影響睡眠質量[13]。因此，本研究選取軍校大學生為研究對象，探究社交焦慮、自我接納、手機成癮之間的關系。

1 對象與方法

1.1 對象 隨機選取某軍校的大四年級學生，共發(fā)放問卷536份，收回有效問卷496份，回收率92.5%。其中，男生251名，女生245名，調查對象平均年齡(23.21±3.81)歲。調查由兩名心理學研究生嚴格按照操作流程組織施測。

1.2 研究工具

1.2.1 社交焦慮量表(interaction anxiousness scale，IAS) 該量表由Leary(1983)編制，彭純子于2004年對其進行修訂[14]，量表包含 15個項目，問卷評分采用Likert-5級(1～5)評分制，分別是“非常不符合(1分)” “不符合(2分)” “不能確定(3分)” “符合(4分)” “非常符合(5分)”，分數(shù)越高則表明社交焦慮的程度越高。該量表內部一致性Cronbachα系數(shù)是0.87，八周后的重測相關系數(shù)為0.80，體現(xiàn)出了良好的信效度。

1.2.2 自我接納問卷(self-acceptance questionnaire，SAQ) 該問卷由叢中、高文鳳等[15]編制，問卷有2個因子：自我接納因子和自我評價因子，經(jīng)驗證得知兩因子的內部一致性系數(shù)分別為0.93和0.91。該問卷總共包含16個項目，問卷評分采用Likert-4級(1～4)評分制，分別是“非常相同(1分)” “基本相同(2分)” “基本相反(3分)” “非常相反(4分)”，該問卷的 Cronbachα系數(shù)是0.86，統(tǒng)計數(shù)據(jù)證明該問卷有較好的信效度。

1.2.3 手機成癮指數(shù)量表(mobile phone addiction index，MPAI) 該量表由Leung[16]編制，有4個維度：失控性、低效性、戒斷性和逃避性，各分量表的Cronbachα系數(shù)在0.81～0.87，各項指數(shù)擬合較好。該問卷總共包含17個項目，問卷評分采用Likert-5級(1～5)評分制，分別是“幾乎沒有(1分)” “偶爾(2分)” “有時(3分)” “經(jīng)常(4分)” “總是(5分)”，該問卷的 Cronbachα系數(shù)是0.90。

2 結 果

2.1 共同方法偏差檢驗 采用Haman單因素檢驗法對共同方法偏差進行檢驗。結果表明，特征根大于1的因子有31個，第一個因子解釋的方差變異量為22.91%，小于40%的臨界值(周浩，龍立榮，2004)。因此，本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 手機成癮基本情況 496名軍校大學生的手機成癮得分，最低分為17分，最高分為76分，平均(39.49)分，有53名軍校大學生(10.69%)檢出手機成癮傾向。對手機成癮得分差異進行性別的被試間差異檢驗，差異無統(tǒng)計學意義。

2.3 社交焦慮和自我接納、手機成癮得分及相關分析 對社交焦慮得分、自我接納得分及手機成癮指數(shù)量表得分進行Pearson相關分析。結果顯示，社交焦慮得分與自我接納因子和自我評價因子得分均呈現(xiàn)負相關(r=-0.329、-0.370，P<0.01)，社交焦慮得分與手機成癮指數(shù)量表得分呈現(xiàn)正相關(r=0.428，P<0.01)，手機成癮指數(shù)量表得分與自我接納因子和自我評價因子得分均呈現(xiàn)負相關(r=-0.297、-0.315，P<0.01，表1)。

表1 軍校大學生社交焦慮和自我接納、手機成癮得分的相關分析 (r)

2.4 社交焦慮和自我接納、手機成癮得分的回歸分析 以手機成癮量表得分為因變量，將自我接納因子、自我評價因子和社交焦慮作為預測變量進行逐步回歸分析。結果顯示，自我接納因子、社交焦慮和自我評價因子全部進入回歸方程，所得結果顯示方程回歸系數(shù)顯著，3個自變量共解釋手機成癮26.3%的變異(表2)。

表2 軍校大學生手機成癮量表得分的多因素逐步回歸分析

2.5 自我接納在社交焦慮和手機成癮中的中介作用檢驗 根據(jù)上述分析結果和理論假設，構建結構方程模型對自我接納在社交焦慮和手機成癮的中介作用進行驗證。結果顯示：χ2/df=2.12，GFI=0.99，AGFI=0.97，NFI=O.98，CFI=0.99，RMSEA=0.04，模型擬合度良好。社交焦慮對手機成癮的直接效應為0.28，對自我接納的直接效應為-0.60，自我接納對社交焦慮的直接效應為-0.38。社交焦慮通過自我接納影響手機成癮的所有通徑系數(shù)，具有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。

用Bootstrap技術驗證中介效應，結果顯示社交焦慮對手機成癮的總效應為0.51(95%CI:0.43～0.58)，直接效應為0.28(95%CI:-0.02～0.14)，95%可信區(qū)間不包含0，間接效應為0.23(95%CI:0.12～0.48)，95%可信區(qū)間不包含0，說明中介效應存在。因此，自我接納在社交焦慮與手機成癮的關系中起部分中介作用，且中介貢獻率為45.1%，見表3。

表3 軍校大學生社交焦慮對手機成癮影響的中介效應驗證

3 討 論

3.1 軍校大學生手機成癮的基本狀況分析 本研究提示軍校大學生手機成癮傾向檢出率顯著低于地方大學生[17，18]，可能原因：一方面，軍校大學生的意志力和心理健康狀況顯著優(yōu)于地方大學生[19-20]，而意志力不強和心理健康狀況不好是預測手機成癮的重要影響因素[21，22]；另一方面，軍隊院校實施封閉式管理，使得軍校大學生社會參與度低，不容易接收到負面信息，會讓大學生人際關系較為單純[23]。相比來看，地方大學生復雜的社交活動容易增加手機成癮的風險[24]。除此之外，手機使用時長也是手機成癮的重要預測因素[25]，軍校嚴格的管理模式限制了軍校大學生手機使用的頻率和時長，從客觀上也降低了軍校大學生手機成癮的水平。本研究還發(fā)現(xiàn)手機成癮性別差異不顯著，這與以往針對大學生手機成癮的部分研究相一致[26]。表明軍校大學生手機成癮傾向與性別差異無關。

3.2 社交焦慮、自我接納和手機成癮之間的相關分析 本研究發(fā)現(xiàn)，社交焦慮與手機成癮正相關，即社交焦慮水平越高，手機成癮水平也越高，證實了假設H1。Heimberg等[27]提出的社交焦慮認知行為模型認為，焦慮是在個體預期到或遇到對自我構成重大威脅的社交情景后產生的，而手機溝通的匿名性和虛擬性能夠避免個體接觸到實際的社交環(huán)境，從而緩解負面情緒和填補交往需求，最終容易導致手機成癮[28]。同時，社交焦慮與自我接納顯示負相關關系，Tarrant和Pelham[29]認為只有能夠愉快和他人相處的個體，才可以清楚地認識到自己和他人的優(yōu)缺點，并且接納自己和他人。國內對地方大學生群體的研究中同樣發(fā)現(xiàn)低社交焦慮的個體會在社交過程中保持一顆平常心，不卑不亢地面對各種社交情景，其自我接納水平也較高[30]。研究還發(fā)現(xiàn)自我接納和手機成癮負相關，葉寶娟等[31]認為不良認知是成癮的核心因素，不良認知包含對世界和自我兩個方面，對自我的不良認知包括自我懷疑和消極自我評價。手機成癮的個體存在不愿意在虛擬空間之外承認自己主體性的認知，這就導致其很難接納自我[32]。

3.3 自我接納在社交焦慮與手機成癮之間的逐步回歸分析 手機成癮的多因素逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)，社交焦慮、自我接納因子和自我評價因子都進入到回歸方程中，其中社交焦慮對手機成癮貢獻率最大。社交焦慮、自我接納因子和自我評價因子都能對手機成癮起到預測作用。參照埃里克森的人格理論，軍校大學生處于親密-疏離階段，此時期個體希望獲得親密感，避免孤獨感。對于社交焦慮者，他們更傾向于使用手機進行交流，這樣既能滿足其獲得親密感的基本需求，又可以避免接觸引起負面情緒的場景。并且，這一時期的個體希望獲得自我認同感，想要努力地融入集體中，以確定自己的社會身份。對于低自我接納者，他們會依賴手機所創(chuàng)造的空間，對自身虛擬形象進行整飾，來提高自我認同感。同時，如果塑造的完美形象獲得他人積極反饋后，反過來又會加深手機成癮的程度。因此，社交焦慮和自我接納水平的高低，會直接影響軍校大學生的手機成癮水平。

3.4 自我接納在社交焦慮與手機成癮之間的中介效應檢驗 本研究用結構方程模型構建了社交焦慮、自我接納和手機成癮間作用通徑。結果顯示，社交焦慮可以通過自我接納的中介作用間接作用于手機成癮，證實了假設H2。同時，用Bootstrap技術驗證中介效應，自我接納在社交焦慮與手機成癮的關系中起部分中介作用，且中介貢獻率為45.1%，提示社交焦慮可能被自我接納和自我評價部分矯正，進而降低手機成癮水平。一方面互聯(lián)網(wǎng)補償理論認為，不理想的生活狀態(tài)會讓個體產生借助網(wǎng)絡來緩解負面情緒的動機[33]。同樣，如果個體的人際需要得不到滿足，又無法客觀的看待現(xiàn)實，就容易出現(xiàn)逃避行為和焦慮情緒。此時，個體就會通過更多地使用手機來緩解自身的負面影響[34]。另一方面，社交焦慮二價恐懼評價(BFOE)模型認為[35]，社會焦慮個體對他人的正面評價(FPE)和負面評價(FNE)都很敏感，而通過手機進行非面對面的社交溝通，有利于個體進行印象管理，減少自我暴露的風險，從而降低評價恐懼感。自我接納作為一項基本的心理特征，能夠調節(jié)社交焦慮者在上述過程中的認知評價方式[36]，從而影響手機成癮。

3.5 建議與不足 本研究發(fā)現(xiàn)了社交焦慮通過自我接納對手機成癮的影響機制，為干預軍校大學生手機成癮提供了新的思路。即通過緩解軍校大學生社交焦慮，并提高其自我接納的程度，能夠幫助軍校大學生從主觀方面脫離手機成癮。同時，本研究也存在一定局限性。首先取樣人群僅僅來自于一所軍校，研究的代表性不足。其次，研究發(fā)現(xiàn)軍校大學生手機成癮檢出率明顯低于地方大學生，未來可以直接選取兩類大學生群體進行直接對比，得出更可靠的結論。