大學生宿舍人際關系困擾與手機成癮的關系：序列中介模型及性別差異*

郭慶童 徐銘雪 許春艷 劉秀麗

(東北師范大學心理學院，長春 130024)

1 引言

手機成癮是由于過度和不良的手機使用而造成個體身心不適和社會功能損害的一種現象（熊婕, 周宗奎, 陳武, 游志麒, 翟紫艷, 2012），該現象在大學生群體中尤為明顯（劉紅, 王洪禮, 2011），大學生手機成癮的發生率大約為10%～48%（Lian,You, Huang, & Yang, 2016）。手機成癮不僅會引起個體認知失敗（Hong, Liu, Ding, Sheng, & Zhen,2020）、焦慮、抑郁（Elhai, Levine, Dvorak, & Hall,2016）等一系列心理健康問題，還會損害個體的生理健康，導致視疲勞、免疫力降低、睡眠障礙等（Hong et al., 2020; Xie, Dong, & Wang, 2018）。因此深入探討大學生手機成癮的影響因素和作用機制，尋找減緩和降低大學生手機成癮的因素十分必要。

1.1 大學生宿舍人際關系困擾與手機成癮的關系

人際關系不良是手機成癮的重要因素之一（廖慧云, 鐘云輝, 王冉冉, 唐宏, 2016）。研究發現不良的人際關系與手機成癮存在正相關（姜永志,王海霞, 蔣懷濱, 劉勇, 2018; 許磊, 丁倩, 杜紅芹, 張春梅, 2016）。宿舍作為大學生生活學習的重要場所，宿舍人際關系是大學生重要的人際資本（趙冬梅, 王婷, 吳坤英, 李宗欣, 周欣彤, 2019）。良好的宿舍人際關系可以降低大學生患抑郁的可能性（竇芬, 王曼, 王明輝, 2018; 趙冬梅等, 2019），也可以降低大學生的手機成癮（張樹偉, 郭麗娜,2016），但宿舍人際關系不良是否會增加大學生手機成癮風險，目前還不得而知。人際關系困擾是個體在社會適應中感到人際環境與自身能力不平衡、不匹配而產生的壓力感（韓世鈺等, 2020），是人際關系不良的一種表現。本研究將宿舍人際關系困擾定義為學生因宿舍人際環境與自身能力不匹配而產生的壓力感。因此，本研究旨在探討大學生宿舍人際關系困擾與手機成癮的關系及其作用機制。本研究假設，宿舍人際關系困擾與大學生手機成癮正相關。

1.2 社交焦慮和歸屬需求的中介作用

手機成癮是網絡成癮的一種表現方式。中國互聯網絡信息中心（2021）的報告顯示，截至2020年12月底，我國99.7%的網民通過手機上網，手機已經是人們上網的主要渠道。由此，網絡成癮也在很大程度上通過手機成癮來體現。以往研究發現，人際關系和網絡成癮并不是簡單的直接關系。例如，網絡成癮的“遠端因素?近端因素?過程?結果”模型（Xie, Guo, & Wang, 2021）指出，網絡成癮是在遠端和近端因素的作用下通過一定的社會認知情感過程不斷積累產生的結果。人際關系困擾作為一種近端因素，在引發網絡成癮的過程中，存在一些潛在的認知情感因素為中介，如社交焦慮和歸屬需求。

社交焦慮是指個體在現實人際處境中感知到的緊張、焦慮或恐懼的情緒體驗（郭曉薇,2000）。已有研究表明，消極人際關系是社交焦慮的重要預測指標（Weymouth & Buehler, 2018）。黃亞梅、許慧、顧紅磊、王婷婷和李新彥（2020）進一步研究發現，不良的同學關系使個體安全感降低，導致對他人的信任感下降，久而久之社會焦慮越來越強。可見人際關系緊張可以引發個體的社交焦慮。

社交焦慮是青少年手機成癮的重要因素之一。具體表現為，高社交焦慮的個體會抵觸現實人際互動，而手機卻可以避免面對面交流帶來的不適感，因此，高社交焦慮者會沉溺于手機，以實現未滿足的社交關系的需要（許磊等, 2016）。社交焦慮能正向預測手機成癮（李放, 王琴瑤, 鐘林鵬, 鄭雪, 武碧云, 2019），部分原因是個體在網絡活動中可塑造積極的自我形象和展示自我能力（Quinones & Kakabadse, 2015），增加交流對象的好感，并且這種非面對面的社交方式能減緩恐懼感和壓力（Enez Darcin et al., 2016）。由此可以推斷社交焦慮與手機成癮之間存在正相關。

然而，分析以往研究可以發現，社交焦慮與手機成癮之間的關聯可能并不僅僅是一種直接關聯，還存在以歸屬需求為中介的可能性。歸屬需求是一種強有力的、基礎性的和普遍存在的人類動機，這種動機具有替代性、飽足性、引導情感和認知的功能，能在各種環境中發揮作用，影響著人類的情感、認知和行為（Baumeister & Leary,1995; Wang et al., 2018），它的主要特點是個體需要與他人維持一定頻率的、積極的人際互動。高社會焦慮的個體常通過回避和社會隔離來避免產生現實人際交往痛苦，而網絡交往作為一種安全行為可以減少社交焦慮者感知到的潛在威脅，同時滿足他們的歸屬需要（Erwin, Turk, Heimberg,Fresco, & Hantula, 2004）。補償性網絡使用理論認為，補償缺失的需求是個體沉迷網絡的原因之一（Kardefelt-Winther, 2014）。研究發現，個體通過過度使用網絡來彌補缺失的或未被滿足的歸屬需求（Liu, Fang, Wan, & Zhou, 2016），即較高的歸屬需求是產生成癮行為的一種主要原因。社交焦慮是造成個體歸屬感偏差的重要因素（Brown, Silvia,Myin-Germeys, & Kwapil, 2007）。高社交焦慮的個體希望通過與他人建立聯系來改善自己的人際關系不良（Casale & Fioravanti, 2015; Maner, DeWall,Baumeister, & Schaller, 2007; Richman, Slotter,Gardner, & DeWall, 2015），因此其歸屬需求也更明顯。據此，本研究推測通過社交網絡滿足個體歸屬需求是社交焦慮人群過度使用手機的一個重要方面。本研究假設，社交焦慮與歸屬需求在宿舍人際關系困擾與大學生手機成癮之間起序列中介作用。

1.3 性別的調節作用

性別是網絡成癮研究中不可忽視的調節變量之一（Busch & McCarthy, 2021）。社會角色理論認為（Eagly & Wood, 2012），社會生活中女生比男生更關注人際關系，受到人際因素的影響也更明顯。近期的一項元分析（Busch & McCarthy, 2021）進一步揭示了男女生在手機成癮上有著不同的表現形式，即男生的手機成癮體現在工具性使用上，而女生手機成癮的特點則在于建立和維持人際關系，因而人際關系對手機成癮的影響在女生中的表現應該更強。

基于此，本研究關注了手機成癮的性別調節作用。鑒于宿舍人際關系困擾、社交焦慮和歸屬需求均屬于人際關系方面的變量，根據社會角色理論（Eagly & Wood, 2012）和元分析結果（Busch &McCarthy, 2021），本研究預期性別在宿舍人際關系困擾與手機成癮、社交焦慮與手機成癮、歸屬需求與手機成癮的關系中起調節作用，并預期這些關系在女生中比男生中更強（假設模型見圖1）。

圖1 假設模型

2 研究方法

2.1 被試

通過問卷星對6所高校1543名大學生開展網絡調查，回收問卷1543份。回收后的問卷按照以下標準進行篩選：（1）作答時長過短（少于100秒）；（2）作答時長過長（多于1000秒）；（3）作答出現了明顯的規律性，例如連續10個題目選擇一致或者圍繞某個值上下規律性波動。凡是符合以上任一條標準，則會被視為無效數據，共剔除了354名被試的數據。最終獲得有效問卷1189份，有效率為77.06%。其中，男生500名，占比42.05%，女生689名，占比57.95%。被試平均年齡為19.61±1.20歲，年齡范圍為17～25歲。

2.2 研究工具

2.2.1 宿舍人際關系診斷量表

采用楊榮（2005）修訂的宿舍人際關系量表考察大學生的宿舍人際關系困擾。該量表共28個項目（例如，“與室友不能和睦相處”），采用Likert 5點計分，從1代表“完全不符合”到5代表“完全符合”。得分越高表示宿舍人際關系困擾越嚴重。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.94。

2.2.2 社交焦慮量表

采用社交焦慮量表（Leary & Kowalski, 1993）測量大學生的社交焦慮。該量表共15個項目（例如，“與一群不認識的人在一起時，我通常感到不自在”），采用Likert 5點計分，從1代表“幾乎從不”到5代表“幾乎總是”。得分越高表示個體社交焦慮水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數為 0.88。

2.2.3 歸屬需求量表

采用Leary，Kelly，Cottrell和Schreindorfer（2013）編制，Wang等（2018）修訂的歸屬需求量表測量大學生的歸屬需求。該量表共10個項目（例如，“我有強烈的歸屬需要”），采用Likert 5點計分，從1代表“完全不同意”到5代表“完全同意”。得分越高表示個體歸屬需求越強烈。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.73。

2.2.4 手機成癮傾向量表

采用熊婕等（2012）編制的手機成癮傾向量表測量大學生手機成癮水平。該量表共16個項目（例如，“我寧愿手機聊天，也不愿面對面交流”），采用Likert 5點計分，從1代表“非常不符合”到5代表“非常符合”。量表分為四個維度：戒斷癥狀、凸顯行為、社交撫慰、心境改變。總分越高表示個體手機成癮傾向水平越高。本研究中該總量表的Cronbach’s α系數為0.89。

2.3 數據處理

采用SPSS25.0進行描述統計和相關分析，采用Hayes的PROCESS宏程序中的Model 6和Model 89進行序列中介模型分析和有調節中介模型的分析（Hayes, 2018）。利用Bootstrap法檢驗間接效應，其中置信區間不包含0，表明具有顯著的統計學意義。在數據分析中年齡作為控制變量納入回歸方程。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

通過探索性因素分析，采用Harman單因子檢驗分析數據中潛在的共同方法偏差。結果顯示在未轉軸時，共提取特征根大于1的主成分14個，其中第一個主成分方差解釋率為20.70%。參考湯丹丹和溫忠麟（2020）文章中提及的標準，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 相關分析

相關分析結果及各變量均值和標準差如表1所示。大學生宿舍人際關系困擾與社交焦慮、歸屬需求和手機成癮呈正相關，社交焦慮、歸屬需求、手機成癮之間呈正相關。

表1 各變量的平均數、標準差和相關系數（n=1189）

3.3 序列中介分析

本研究通過PROCESS宏（Hayes, 2018）中的Model 6來檢驗序列中介模型，回歸結果和中介模型分別如表2和圖2所示。結果表明，在控制年齡后，大學生宿舍人際關系困擾與手機成癮呈正相關（β=0.39,p＜0.001, 模型一）；與社交焦慮呈正相關（β=0.32,p＜0.001, 模型二）；與歸屬需求相關不顯著（β=0.01,p＞0.05, 模型三）。另外，社交焦慮與歸屬需求呈正相關（β=0.27,p＜0.001, 模型三）。當同時納入社交焦慮和歸屬需求時，大學生的宿舍人際關系困擾（β=0.31,p＜0.001）、社交焦慮（β=0.21,p＜0.001）和歸屬需求（β=0.22,p＜0.001）與手機成癮均呈正相關。進一步采用Bootstrap法檢驗間接效應，結果顯示宿舍人際關系困擾可以通過社交焦慮間接預測手機成癮，ab=0.07，95%CI為[0.05, 0.09]，間接效應比ab/c=22.9%；宿舍人際關系困擾也可以通過社交焦慮和歸屬需求的序列中介間接預測手機成癮，ab=0.02，95%CI為[0.01, 0.03]，間接效應比ab/c=6.56%。上述結果表明，社交焦慮和歸屬需求是大學生宿舍人際關系困擾與其手機成癮關系的中介因素。

表2 序列中介效應模型

圖2 序列中介模型

3.4 有調節的中介檢驗

本研究進一步采用PROCESS宏中的Model 89來檢驗中介模型的性別差異（Hayes, 2018）。結果表明，在控制年齡之后，社交焦慮和性別的交互作用與手機成癮相關（β=?0.12,p＜0.05），社交焦慮與手機成癮呈正相關（β=0.27,p＜0.001）。簡單斜率檢驗表明（見圖3），社交焦慮與手機成癮的關系在男生（Bsimple=0.27,p＜0.001）中比在女生（Bsimple=0.16,p＜0.001）中更強。對于間接效應的性別差異，研究發現宿舍人際關系困擾?社交焦慮?手機成癮路徑存在性別差異，有調節的中介效應指數為?0.04，95%CI為 [?0.070, ?0.003]。簡單間接效應分析顯示，男生中的間接效應為0.09，95%CI為[0.06, 0.12]；女生中的間接效應為0.05，95% CI為[0.02, 0.08]。宿舍人際關系困擾與性別的交互作用不顯著（β=?0.08,p=0.16），歸屬需求和性別的交互作用與手機成癮的關系不顯著（β=?0.04,p=0.48）。此結果說明，性別調節了社交焦慮與手機成癮之間的關系，即相比女生群體，男生群體中的社交焦慮更容易促進個體的手機成癮。

圖3 性別對社交焦慮與手機成癮關系的調節作用

4 討論

手機成癮是大學生群體中的高發現象。本研究在網絡成癮的“遠端因素?近端因素?過程?結果”模型（Xie et al., 2021）的理論背景下，分析了大學生宿舍人際關系困擾與手機成癮的關系，以及社交焦慮、歸屬需求的中介作用和性別的調節作用。研究結果顯示，大學生宿舍人際關系困擾與手機成癮正相關。存在宿舍人際關系困擾的大學生往往會感到更多的壓力，這時他們會傾向于通過網絡尋求補償，手機作為網絡接入的主要渠道，會讓這些大學生產生更多的手機成癮傾向（姜永志等, 2018）。

中介分析結果表明，社交焦慮與歸屬需求在宿舍人際關系困擾與手機成癮的關系中起到序列中介作用。該結果支持了網絡成癮的“遠端因素?近端因素?過程?結果”模型（Xie et al., 2021）和網絡成癮的需求滿足理論（Kardefelt-Winther, 2014;Liu et al., 2016），揭示了宿舍人際關系困擾是大學生手機成癮的環境因素，社交焦慮和歸屬需求是環境因素與手機成癮關系中的內在心理過程。即當個體感知到需求未被有效滿足時，會在比較不同條件后選擇最優、最便捷的方式來滿足其缺失的需求。不良的宿舍人際關系會讓大學生產生更高水平的社交焦慮（李靜, 魏曉宇, 黃婭, 李雅琳, 劉虹雨, 2015）；而存在人際交往困擾的個體往往有較高的歸屬需求，這是因為個體迫切地想通過與他人聯結來改善社會交往過程中的人際關系不良的狀態（Casale & Fioravanti, 2015; Maner et al., 2007;Richman et al., 2015），并渴望維持和發展社會關系歸屬需求（Maner et al., 2007）。事實上，Brown等（2007）的研究也發現社交焦慮水平較高的個體對歸屬感的需求更強。依據網絡成癮的需求補償理論（Kardefelt-Winther, 2014），高歸屬需求的人更傾向于通過手機這種便攜社交工具來維持和拓展人際關系，進而彌補所缺失的關系需求（Erwin et al.,2004）。這種情況會增加他們手機成癮的風險。

此外，累積風險模型認為多重風險的累積效應會加劇心理健康狀況的惡化和產生更多的問題行為（王艷輝, 張衛, 李董平, 李丹黎, 張曉麗,2012）。高社交焦慮的大學生往往伴隨高歸屬需求（Casale & Fioravanti, 2015）。因此兩者的序列中介作用可以看成是關系需求風險因素的累積效應，這會進一步增加大學生通過過度手機使用來滿足關系需求的可能。

本研究進一步發現，性別在社交焦慮與手機依賴之間的關系中起調節作用，進而調節了宿舍人際關系困擾與手機成癮的間接關系。然而，比較意外的是該結果與研究預期相反，社交焦慮與手機成癮的關系在男生中更強，即宿舍人際關系困擾的間接效應在男生中更強。此結果并不符合社會角色理論對性別調節作用的假設（Eagly &Wood, 2012）。但值得注意的是，本研究的結果與前人研究結果一致，已有研究在中國青少年群體中發現男生在受到人際相關的手機成癮風險因素的影響后，比女生更容易成癮（Xie, Chen, Zhu, &He, 2019）。本研究的結果反映出相比于女生，男生在感到社交焦慮后更傾向于采用過度使用手機的方式來緩解焦慮。本研究推測，當前發現可能是由于和男生相比，女生在面臨社交焦慮時更傾向尋找社會支持（Nolen-Hoeksema, 2012），并重新評估消極事件帶來的影響，從而建立積極的認知評價來緩解焦慮狀態（McRae, Ochsner, Mauss,Gabrieli, & Gross, 2008）。最后，結果的不一致性也說明了性別與手機成癮的關系尚無定論，仍需進一步研究（Busch & McCarthy, 2021）。

當然，這一結果并非表明研究者可以忽略女大學生中宿舍關系困擾對手機成癮造成的影響。研究結果中，社交焦慮與手機成癮的關系在女生中也是顯著的，說明女大學生的社交焦慮越高，手機成癮的可能性也越高。說明男、女大學生的宿舍人際關系質量都需要得到關注。

本研究存在一些不足。首先，研究對相關變量考察雖有理論依據支撐，但仍是基于橫斷數據進行研究，未能揭示因果關系，未來還需采用縱向研究進行因果推斷。其次，本研究僅從同伴關系的視角分析了宿舍人際關系困擾與大學生手機成癮的關系，未能關注個體因素、家庭因素、校園環境因素對大學生手機成癮的作用。研究表明父母不良的教養方式、較差的師生關系、低自尊、感覺尋求等個體和社會特征是青少年和大學生網絡成癮的風險因素（Li et al., 2017）。因此未來研究應該綜合考慮不同層面的因素，進而更為全面、系統地揭示大學生手機成癮的原因和機制。

5 結論

本研究發現，宿舍人際關系困擾不僅可以直接正向預測大學生的手機成癮，還可以通過增加大學生的社交焦慮和歸屬需求間接增加大學生的手機成癮風險。宿舍人際關系困擾對大學生手機成癮的作用機制存在性別差異，宿舍人際關系困擾與大學生手機成癮的關系在男生中更強。