陳 敐，張 歡

手機設(shè)備在大學(xué)生群體中表現(xiàn)出強大的滲透力和沖擊力（廖慧云等，2016）。據(jù)第47次《公共互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2020年12月，我國手機網(wǎng)民9.86億，其中，學(xué)生網(wǎng)民最多（占比21.0%）。手機成癮不僅會降低睡眠質(zhì)量，產(chǎn)生倦怠、拖延等消極情緒（連帥磊等，2018；劉慶奇 等，2017；Kim et al.，2015）還會增多屏前時間、久坐行為，直接、間接干擾學(xué)生從事體力活動（Lee et al.，2017；Kim et al.，2015）。來自韓國樣本的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，盡管手機成癮會引發(fā)青少年一系列不良生活習(xí)慣，但對于具備行為自我管理能力的大學(xué)生，手機成癮對體力活動的影響效應(yīng)還需審慎視之（Dang et al.，2018）。探究明晰手機成癮與大學(xué)生體力活動的內(nèi)在聯(lián)系，對大學(xué)生養(yǎng)成健康的生活方式具有重要意義。

手機成癮（mobile phone addiction）是在非學(xué)習(xí)、工作情況下，個體強迫性、沖動性、依賴性地過度高頻使用手機的一種不良心理或行為狀態(tài)（Lee et al.，2014a）。過度使用手機或依賴手機使用可能使人產(chǎn)生一種無成癮物質(zhì)作用下的成癮行為（Kim et al.，2015），并產(chǎn)生如下特征：漠視周圍環(huán)境而過度/失控使用手機（Lee et al.，2014a），忽視現(xiàn)實生活而心智過度依賴手機（陳歡等，2017），戒斷使用手機時伴有焦慮、失落等（劉海娟等，2016）。有研究表明，手機成癮會降低自我認同感和自我和諧能力，影響大學(xué)生社會行為的認知、態(tài)度、決策、表達和體驗（連帥磊等，2018）；手機成癮者易沉迷于以手機為媒介的各種活動（網(wǎng)絡(luò)資訊、技術(shù)操作等），相應(yīng)地，其體力活動的時間、機會和資源會被大量屏幕時間或久坐行為占用、替代（馬生霞 等，2018；Kim et al.，2015），因此，成癮者常伴有較弱的運動動機和興趣，以及“低頻率、短持時、小強度”等運動特征，其體力活動亦難達到理想的推薦量標準（朱淦芳，2017）。

還有研究發(fā)現(xiàn)，社會環(huán)境會影響個體自我調(diào)適能力，并使之表現(xiàn)出相應(yīng)的行為范式和特征（Bandura，1978）。近年，心理學(xué)界在探討青少年體力活動影響機制時發(fā)現(xiàn)，作為負性人際環(huán)境感知，人際關(guān)系困擾（inter‐personal disturbance）是體力活動的一個干擾因素（王富百慧等，2018）。研究表明，當個體感知到人際關(guān)系困擾，便會引發(fā)焦慮、孤獨、羞怯等心理反應(yīng)，影響青少年的社會適應(yīng)和體育鍛煉踐行（雷希等，2018；王富百慧等，2018），這種人際困擾會使人產(chǎn)生自我價值危機感，對積極社會行為產(chǎn)生排斥情緒，形成低水平的體力活動（代俊等，2018）。

此外，人際關(guān)系困擾是手機成癮的一個誘因。社會調(diào)適理論認為，人際氛圍對人類行為具有重要的輻射功效（Lepore et al.，2002）。當感知到人際困擾，主體會對周圍環(huán)境和人產(chǎn)生消極評價，降低社會認知能力和社會適應(yīng)性，反而會增加手機使用的依賴和成癮幾率（張雪鳳等，2018）；相較于現(xiàn)實社交，由于手機線上社交具有“減少更多社會線索”“避免被他人直接評價”“減少現(xiàn)實社交焦慮水平”等優(yōu)勢，因此，在現(xiàn)實生活中經(jīng)常感受到人際關(guān)系困擾的個體會習(xí)慣性地“移情”至虛擬世界，并通過手機線上社交來實現(xiàn)自尊維護、情感宣泄（Lee et al.，2014b）；現(xiàn)實缺乏人際安全感或產(chǎn)生人際關(guān)系困擾，會誘使人將注意移至虛擬網(wǎng)絡(luò)并從中尋求心理安慰、情感支持和關(guān)懷，進而導(dǎo)致手機成癮（Shapira et al.，2000）。

基于此，通過實證調(diào)查探析如下問題：1）大學(xué)生手機成癮、人際關(guān)系困擾及在校體力活動現(xiàn)狀特征；2）大學(xué)生在校體力活動是否存在手機成癮傾向上的差異；3）手機成癮、人際關(guān)系困擾對大學(xué)生在校體力活動的直接影響；4）在手機成癮影響大學(xué)生在校體力活動時，人際關(guān)系困擾是否具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1 研究對象與方法

1.1 被試

依據(jù)分層整群抽樣原則，在浙江省、江蘇省按省會、一般城市劃分兩類，上海市按東、南、西、北劃分為4個區(qū)域，在各類城市/區(qū)域選取1所高校（共8所），每所高校隨機選取約300名被試填寫量表，共回收2 482份量表。以“填答時間不在150～600 s間”“任意強度體力活動的頻率或時間數(shù)據(jù)缺失”“反向題檢驗”“規(guī)則性填答”等為無效問卷判定標準，最終確定1 898份有效問卷，有效率80.14%。其中，年齡為（19.310±0.974）歲；男864人，女1 034人；大一521人，大二695人，大三419人，大四263人。

1.2 工具

1.2.1 大學(xué)生手機成癮傾向量表

大學(xué)生手機成癮傾向量表（Mobile Phone Addiction Tendency Scale，MPATS）（熊婕等，2012）由戒斷癥狀（6題）、突顯行為（4題）、社交撫慰（3題）和心境改變（3題）共4個維度16題構(gòu)成。采用Likert 5點法，從“非常不符合（1分）”到“非常符合（5分）”，總分表示被試手機成癮傾向水平。各題項理論均值3分，故量表總分理論均值應(yīng)為48分。本次測得：各題項偏度絕對值0.010～0.809，峰度絕對值0.128～0.773，標準差最小值1.095，K-S正態(tài)分布檢驗不顯著（P=0.411＞0.05，df=1 989）。量表Cronbach’s α為0.927，分半信度0.899，分量表Cronbach’s α為0.823～0.950，題總相關(guān)0.430～0.788（P＜0.01，表 1）。

1.2.2 人際關(guān)系綜合診斷量表

人際關(guān)系診斷量表（Interpersonal Comprehensive Di‐agnostic Scale，ICDS）（鄭日昌 等，1996）旨在評估日常人際“交談溝通”“交際交友”“待人接物”“異性交往”等4個方面感知的困擾情況，各維度各含7題（共28題）。采用“是（1分）”或“否（0分）”的2級法，總分表示被試人際關(guān)系困擾程度。根據(jù)鄭日昌等（1996）測算經(jīng)驗，以得分0～8、9～14和15～28劃分為低（1）、中（2）、高（3）的3組，并以此作為人際關(guān)系困擾評定指標。本次測得：各題項偏度絕對值0.038～1.823，峰度絕對值0.106～2.001，標準差最小值0.235，K-S正態(tài)分布檢驗顯著（P=0.00＜0.05，df=1 989）。量表Cronbach’s α 為 0.922，分半信度 0.887，分量表 Cronbach’s α為 0.767～0.823，題總相關(guān)0.484～0.660（P＜0.01，表1）。

表1 各量表探索性因子分析和驗證性因子分析指標Table 1 Indices of Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis about Each Scales

1.2.3 國際體力活動量表

國際體力活動量表簡版（International Physical Activi‐ty Questionnaire-Short Form，IPAQ-SF）（Meeus et al.，2011）共7個題項，其中，6題是詢問被試體力活動情況，1題是評估被試久坐時間。結(jié)合題意加入“在校的”，如“在校的最近7天內(nèi)，您有幾天做了適度的體力活動”。IPAQSF旨在考察不同強度活動的周頻率和每天累計時間，其中，步行MET賦值3.3，中等強度活動賦值4.0，高強度活動賦值8.0。

參照前人測算經(jīng)驗進行數(shù)據(jù)清理、截斷、異常值剔除，以及體力活動評價與分組（樊萌語等，2014）。體力活動分為高、中、低組（表2），研究以體力活動分組變量作為在校體力活動的評估指標（以下簡稱“在校體力活動”）。本次測得：在校體力活動（即分組）M±SD為2.050±0.807，偏度絕對值為0.093，峰度絕對值1.460，K-S正態(tài)分布檢驗不顯著（P=0.070＞0.05，df=1 989）。

表2 體力活動分組標準Table 2 Grouping Criteria of Physical Activity

1.3 施測過程

采用網(wǎng)上填答法，利用問卷星在線網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)查平臺，于2018年12月5～11日、12月18～24日，分2次對抽樣單位進行問卷調(diào)查。施測前，由聯(lián)絡(luò)、推廣的負責人或教師解釋指導(dǎo)語，告知調(diào)查匿名性、保密性及其用途，并在保證被試同意、自愿填答的基礎(chǔ)上完成問卷填答，填答時間范圍設(shè)定在150～600 s。施測中獲得被試性別（1=女，2=男）、年齡、年級等一般人口統(tǒng)計學(xué)資料。網(wǎng)絡(luò)問卷填答為即答即交的形式，以抽樣高校為單位，集體填答和個別單獨填答相結(jié)合的形式采集數(shù)據(jù)，填寫完成由被試提交完成。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

網(wǎng)上填答完成的數(shù)據(jù)利用Excel（2016版）對各備選答案賦值，將數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS 24.0和AMOS 24.0分析軟件。剔除無效問卷后，對有效數(shù)據(jù)進行反向題、相關(guān)潛變量得分計算等處理。利用可靠性分析、探索性因子分析、驗證性因子分析考察測試工具的信度、內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度等。運用描述性統(tǒng)計對相關(guān)變量進行正態(tài)分布檢驗、參數(shù)檢驗等。在數(shù)據(jù)標準化處理后，運用相關(guān)性分析、回歸分析等方法考察手機成癮、人際關(guān)系困擾對大學(xué)生在校體力活動的直接影響。利用Bootstrap法分析手機成癮對大學(xué)生在校體力活動的間接影響，即考察人際關(guān)系困擾的調(diào)節(jié)效應(yīng)（陳瑞 等，2013；Hayes et al.，2013）。

1.5 共同方法偏差檢驗

采用程序控制和Harman單因素檢驗相結(jié)合的方式，考察施測可能存在的共同方法偏差。1）程序控制：在國內(nèi)外一流期刊文獻選用成熟且被證實較高信效度的測量工具；設(shè)計問卷時，在指導(dǎo)語中利用著重標注、加粗、斜體等方式，強調(diào)“調(diào)查只為科研使用”；施測前解釋指導(dǎo)語，并反復(fù)強調(diào)調(diào)查的匿名性和保密性。2）Harman單因素檢驗：對所有題項（除人口統(tǒng)計學(xué)變量外）進行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析（EFA），最終提取了8個特征根值大于1的因子，且第1因子變異率為21.273%（＜40%）。證實施測的共同方法偏差可以接受。

2 結(jié)果

2.1 大學(xué)生手機成癮、人際關(guān)系困擾和在校體力活動的現(xiàn)狀特征

描述性統(tǒng)計得知（表3）：大學(xué)生手機成癮傾向處于中低水平，其人際交往困擾和在校體力活動皆處于中度水平。以性別、年級為自變量，手機成癮、人際關(guān)系困擾和在校體力活動為因變量進行MANOVA分析。性別Wilks’λ顯著（組內(nèi)平方和/總平方和，P＜0.05），性別Levene’s誤差方差等同性檢驗，手機成癮（P=0.082）和在校體力活動（P=0.061）不顯著（P＞0.05），接受原假設(shè)；人際交往困擾顯著（P=0.001），拒絕原假設(shè)。組間方差分析顯示（表4）：在校體力活動的性別主效應(yīng)顯著［F（1，1896）=33.935，P＜0.001］，解釋了1.8%的變異；手機成癮、人際關(guān)系困擾和在校體力活動在年級上具有同一性（P＞0.05）。多重比較得知，相較于男性，女大學(xué)生在校體力活動水平更低（1.940±0.781）。

表3 各量表的均值和標準差統(tǒng)計Table 3 Statistics of Mean and Standard Deviation about Each Scales M±SD

表4 性別和年級的主效應(yīng)檢驗Table 4 Main Effect Test on Gender and Grade

為檢驗在校體力活動在手機成癮傾向上是否存在差異，將有效數(shù)據(jù)按手機成癮得分降序排列，選擇27%高分和27%低分數(shù)據(jù)（各513人）重新編碼為“高成癮組（1）”“低成癮組（2）”，以組別為自變量，在校體力活動為因變量進行獨立樣本t檢驗。Levene’s誤差方差等同性檢驗中，在校體力活動不顯著（P=0.457＞0.05），接受原假設(shè)。t檢驗顯示（表5），在校體力活動在組別上的差異顯著（P＜0.001，95%CI：-0.381，-0.191），即相較于低成癮組（2.190±0.775），高成癮組在校體力活動水平更低（1.900±0.809）。

2.2 手機成癮、人際關(guān)系困擾對大學(xué)生在校體力活動的影響效應(yīng)

相關(guān)性分析顯示（表5）：1）性別與在校體力活動顯著正相關(guān)（r=0.236，P＜0.01）；2）手機成癮（r=-0.135）、人際關(guān)系困擾（r=-0.460）、手機成癮×人際關(guān)系困擾（r=-0.180）皆與在校體力活動顯著負相關(guān)（P＜0.01）；3）手機成癮與人際關(guān)系困擾顯著正相關(guān)（r=0.248，P＜0.01）。

表5 Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)Table 5 Statistics of the Bivariate Bilateral of Pearson Correlation Coefficient

分別以性別、手機成癮、人際關(guān)系困擾、手機成癮×人際關(guān)系困擾為自變量，在校體力活動為因變量，采用強行進入法分別進行 4組回歸分析（表 6）：性別［F（1，1896）=111.730］、手機成癮［F（1，1896）=35.020］、人際關(guān)系困擾［F（1，1896）=508.813］、手機成癮×人際關(guān)系困擾［F（1，1896）=63.349］對在校體力活動的負向影響皆顯著（P＜0.001），分別解釋了5.5%、1.8%、21.1%和3.2%的變異。

表6 各前因變量對在校體力活動的單獨回歸分析Table 6 Respective Regression Analysis of Each Antecedent Variable on Physical Activity in the College

結(jié)合前人經(jīng)驗（Hayes et al.，2013），考察手機成癮對大學(xué)生在校體力活動的間接影響：1）人際關(guān)系困擾在手機成癮與在校體力活動的影響鏈中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用［F（3，1894）=172.552，P＜0.001，R2=0.215］，其中，手機成癮×人際交往困擾對在校體力活動的影響顯著（β=-0.052，t=-2.506，P=0.012，95%CI：-0.092，-0.011）；2）按均值/均值加減1個標準差區(qū)分3個程度（低、中、高）的人際交往困擾發(fā)現(xiàn)，在手機成癮影響在校體力活動時，僅有高度人際交往困擾的調(diào)節(jié)效應(yīng)達顯著水平（P=0.013＜0.05，95%CI：-0.103，-0.012），而低度、中度人際交往困擾的調(diào)節(jié)效應(yīng)皆不顯著（P＞0.05，95%CI：-0.028，0.055；-0.051，0.016）。遵循陳瑞等（2013）觀點，高度的人際關(guān)系困擾能調(diào)節(jié)手機成癮對大學(xué)生在校體力活動的影響，而低度或中度人際關(guān)系困擾不具備調(diào)節(jié)的功效。

3 討論

3.1 大學(xué)生手機成癮、人際關(guān)系困擾和在校體力活動的現(xiàn)狀特征討論

描述性統(tǒng)計得知，大學(xué)生的手機成癮傾向處于中低水平，該結(jié)果與Rosenberg（2010）關(guān)于“兒童青少年的手機成癮傾向較為嚴重”這一觀點呈現(xiàn)差異。究其原因：1）自我控制是大學(xué)生應(yīng)對手機成癮的一個保護因素（張亞利等，2018）。與中學(xué)階段青少年（12～17歲）相較，大學(xué)生的身心發(fā)展幾近成熟、穩(wěn)定，基本具備了一定的行為自我調(diào)控能力，能夠相對合理地利用和分配自主時間，并在手機使用沖動、欲望和依賴性上表現(xiàn)出較好的控制和克制（譚樹華等，2008）。2）隨著移動終端設(shè)備的普及與發(fā)展，大學(xué)生不僅可以通過手機，還可能利用其他設(shè)備（電腦、平板電腦等）進行網(wǎng)絡(luò)社交、網(wǎng)游、網(wǎng)購、觀看網(wǎng)絡(luò)短視頻或直播等。盡管在我國網(wǎng)民群體中，大學(xué)生占據(jù)較高比重（中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心，2021），但因其普遍較高的移動終端設(shè)備占有量，可能在電腦等設(shè)備的使用率上不低于甚至高于手機的使用率。3）受社會稱許性行為或霍桑效應(yīng)影響，大學(xué)生對自身不良心理或行為狀態(tài)的評價可能存在“優(yōu)而高評、劣而低評”。因此，相較于其他年齡段青少年，大學(xué)生手機成癮傾向處于中低度水平。

描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，大學(xué)生普遍能夠感知到中度的人際交往困擾，該結(jié)果與前人研究結(jié)果一致（楊栩等，2016）。人際關(guān)系困擾是個體與周圍人際交往過程中因信息不對稱而造成心理上的矛盾或沖突（雷希等，2018）。在社會適應(yīng)性的發(fā)展階段，大學(xué)生的人際交往技巧和溝通方式等方面尚未成熟，難免因自身的羞怯感和孤獨易感性而產(chǎn)生社交回避（張雪鳳等，2018）。從男、女性格特質(zhì)的角度看：男生的性格趨于活躍、外向、好沖動，在人際互動中難免因競爭、合作、矛盾、沖突等產(chǎn)生社交苦惱；相較之下，盡管女生的性格趨于文靜、內(nèi)向、謙和，但因其人際氛圍的高度敏感性，在人際交往中可能因意愿或目的不被認同而較易感受到壓力或困擾（Hankin et al.，2001）。正如社會排斥理論闡釋的，不論男性還是女性，個體的行為意愿、目的、范式難免會與群體出現(xiàn)分歧，導(dǎo)致兒童青少年普遍存在一定的交往困擾（Nesdale et al.，2014）。

調(diào)查顯示，大學(xué)生在校體力活動處于中度水平，該結(jié)果與前人部分觀點一致（李先雄等，2018）。有研究表明，閑暇時間里，相當數(shù)量大學(xué)生寧愿選擇室內(nèi)學(xué)習(xí)、娛樂休閑，也不愿到戶外進行益于身心健康的體育鍛煉活動（董寶林，2017b），被大量屏前靜態(tài)時間（使用手機等設(shè)備的時間）、久坐久臥時間占用，導(dǎo)致低運動能量消耗活動越來越多，體力活動量卻大幅減少（Harvey et al.，2013），而且，除必須完成體育課學(xué)習(xí)或參加體育社團等活動外，低強度的區(qū)間慢走、散步等已然成為許多大學(xué)生日常體力活動的主要形式（張青華，2018）。因此，大學(xué)生在校體力活動始終處于中低度水平（李先雄等，2018）。數(shù)據(jù)分析還發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生在校體力活動水平存在性別差異（女性＜男性），究其原因：女生普遍日常生活中會選擇低強度（家務(wù)勞作、散步、慢跑）或無對抗（瑜伽、形體操）的體力活動作為度過閑暇的主要途徑；相較之下，男生在進行體育鍛煉時較喜歡從事具有競爭對抗、博弈爭勝的運動項目（籃球、足球、網(wǎng)球等），因此，男生在校體力活動比女生更活躍、積極，活動量水平也相對較高，該結(jié)果與前人觀點一致（李先雄等，2018）。

獨立樣本t檢驗還發(fā)現(xiàn)：手機成癮者與非成癮者的在校體力活動量存在差異，其中，非成癮組要高于成癮組。從某種程度上講，成癮者較易沉迷于以手機為媒介的網(wǎng)絡(luò)資訊或軟件操作并從中獲得新鮮感和滿足感，產(chǎn)生手機過度依賴或戒斷困難等心理反應(yīng)，往往會不受控地占用大量空閑或余暇資源使用手機，并讓手機依賴傾向主導(dǎo)行為意向而表現(xiàn)出過多的屏前靜態(tài)時間，降低或干擾體力活動（Kim et al.，2015；Patton et al.，2016）。因此，相較而言，大學(xué)生的手機成癮傾向越嚴重，在校體力活動水平越低，該結(jié)果與前人結(jié)論基本吻合（朱淦芳，2017）。

3.2 手機成癮、人際關(guān)系困擾對大學(xué)生在校體力活動的影響效應(yīng)討論

首先，分析證實，手機成癮對大學(xué)生在校體力活動的負向影響顯著，該結(jié)果與部分前人觀點一致（Kim et al.，2015；Lepp et al.，2013）。網(wǎng)絡(luò)社交、App購物、游戲等手機操作被公認為屏前靜態(tài)行為或久坐行為（Rosen‐berg et al.，2010）。通常情況下，手機成癮傾向嚴重的大學(xué)生，會習(xí)慣性地漠視周圍環(huán)境、忽視現(xiàn)實人際交往，易沉迷于以手機為媒介的虛擬網(wǎng)絡(luò)世界而增加靜態(tài)屏前行為，影響日常在校體力活動的執(zhí)行和體驗；而且，成癮者的情緒變化無常、穩(wěn)定性較差，會因戒斷手機使用而產(chǎn)生不安、焦躁等情緒（Park et al.，2011），并慣于將生活關(guān)注點聚焦于手機網(wǎng)絡(luò)資訊獲取或手機技術(shù)操作體驗上，從而增加久坐/久臥靜態(tài)行為，干擾正常體力活動。正如Kautiainen等（2005）和Owen等（2010）闡釋的，過度使用手機是一種不活躍的不良行為，它會引發(fā)一系列負面心理反應(yīng)（如社會排他性、學(xué)習(xí)拖延傾向、孤獨易感性），并因低水平的能量消耗而增加青少年的肥胖癥發(fā)病率、降低日常體力活動水平。

其次，分析還證實，人際關(guān)系困擾對大學(xué)生在校體力活動的負向影響顯著，該結(jié)果與部分前人觀點一致（代俊等，2018）。社會支持理論研究認為，社會環(huán)境傳達的情感和關(guān)懷會激發(fā)青少年的社會認同感、自我認同感，使之社會行為更具活力和熱情（董寶林，2017）。人際關(guān)系是每一個大學(xué)生在校學(xué)習(xí)生活中需要面臨的重要問題（唐文清等，2018）。從本研究的分析數(shù)據(jù)來看，在人際互動交往中，若大學(xué)生感知到的困擾越嚴重，越易產(chǎn)生自我孤立、社會退縮、消極自我呈現(xiàn)、低滿意度等心理，使之更傾向于擴大壓力源（如競爭、矛盾、沖突）的負面影響，從而對積極的社會行為產(chǎn)生抵觸、排斥情緒，并呈現(xiàn)出低活躍度、懈怠憊懶、拖延逃避等體力活動狀態(tài)。自我決定理論認為，基本心理需求（關(guān)系需求等）得不到滿足會導(dǎo)致動機外化，甚至處于無動機狀態(tài)，使人的活動執(zhí)行和保持受到抑制（Ryan et al.，2000）。可見，作為大學(xué)生社會適應(yīng)性和社交能力發(fā)展的危險因素，人際關(guān)系困擾會改變大學(xué)生理解世界、認識世界的思維圖式，影響社會實踐的選擇、表達、體驗，制約大學(xué)生在校體力活動水平。

此外，研究利用Bootstrap分析法證實了，在手機成癮影響大學(xué)生在校體力活動時，高度的人際關(guān)系困擾具備調(diào)節(jié)效應(yīng)，而低度或中度人際關(guān)系困擾的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論的相關(guān)觀點，外部環(huán)境對主體的心理與行為皆具有輻射和調(diào)試功效（Bandura，1978）。在現(xiàn)實生活中，當大學(xué)生因缺乏人際安全感，或因人際關(guān)系不和諧而感到極度苦惱和困擾時，往往會預(yù)期自己可能正面臨或遭受低社會評價（張雪鳳等，2018），從而導(dǎo)致一系列負面的心理反應(yīng)（社會排他性、自我孤立）和消極的應(yīng)對方式（朱從慶等，2016），制約在校體力活動的具體實踐；對于社會適應(yīng)發(fā)展期的大學(xué)生，外部情境引發(fā)的消極生活體驗越多，可能越易誘使自我偏好“移情”至手機線上互動，以此來彌補現(xiàn)實無法獲得的自尊維護、心理安慰、關(guān)懷和情感支持。因此，嚴重的人際關(guān)系困擾不僅會加劇失控、依賴手機的使用頻率，產(chǎn)生嚴重的手機成癮傾向（唐文清等，2018；張雪鳳等，2018），還會導(dǎo)致大學(xué)生不愿或盡量避免與外界接觸、交流（張雪鳳等，2018），而呈現(xiàn)非活躍的生活狀態(tài)和低水平的體力活動，即在高水平人際關(guān)系困擾的調(diào)節(jié)作用下，手機成癮對大學(xué)生在校體力活動的負面影響可能更大。研究證實了三元交互理論在本研究領(lǐng)域的適用性（Ban‐dura，1978）。

4 結(jié)論

盡管大學(xué)生在校體力活動處于中度水平，但卻面臨著手機成癮和人際關(guān)系的困擾；大學(xué)生的手機成癮傾向越嚴重，在校體育活動水平越低，男生的在校體力活動水平高于女生；手機成癮、人際關(guān)系困擾是大學(xué)生在校體力活動的內(nèi)、外制約因素；在高度水平的人際關(guān)系困擾調(diào)節(jié)作用下，手機成癮對大學(xué)生在校體力活動的負面影響更大。

5 研究不足與展望

研究基于相關(guān)理論和文獻，采用橫斷面研究設(shè)計來考察變量間的內(nèi)在聯(lián)系，因手機成癮的社會因素、心理因素，以及施測操作中存在的復(fù)雜干擾因素，對各變量的影響效應(yīng)判斷尚需通過縱向研究、準實驗研究來論證和檢驗，這亦是未來研究補充的方向。