1 前言
随着科学技术的进步与发展，手机越来越普及，手机已经成为人们生活中不可缺少的工具，手机给人们带来了方便的生活，同时也给人们带来了各种负面的影响。近几年互联网信息中心发布的数据信息表明，在使用手机的群体中学生的比例在不断上升，已然成为手机网民中数量最多的群体，手机网民年龄不断偏小化，青少年已然成为手机用户的主要群体。然而，青少年自我认知尚不稳定，自控力不足，易受周围环境影响，容易沉迷于手机而形成依赖，手机依赖是指由于不当的使用手机而造成的生理及心理的不适症状[1]。手机依赖作为一种心理成瘾现象会对中学生的正常生活学习及心理健康产生不良影响, 因此引导中学生合理使用手机, 预防手机依赖成为当今学校心理健康工作的重点。
心理健康素质理论认为焦虑是个体心理健康状况的一种情感体验或心理状态[2]。近年来，随着手机依赖检出率在中学生群体中不断升高，手机依赖逐渐成为揭示中学生焦虑情绪产生及发展机制的新视角。有学者指出，手机的过度使用会引起个体的焦虑、抑郁、孤独等心理问题[3] [4]。张玥、张冬静等人研究发现手机成瘾与抑郁、焦虑呈显著正相关，并且大学生手机成瘾能够直接正向预测大学生抑郁和焦虑[5]。李楠楠在关于中国青少年网络成瘾的研究中发现网络成瘾的青少年更容易出现焦虑、紧张、自卑、抑郁等负性情绪[6]。然而目前关于手机影响焦虑内在作用机制的研究少，手机依赖如何影响以及在何种条件下影响焦虑均需进一步探索。
人际关系是指人与人之间通过直接交往形成起来的相互之间的情感联系，是人与人之间相对稳定的情感纽带[7]。生态系统理论认为，人类生活的环境是由若干相互联系、相互作用的系统组成，个体在各个系统中通过与他人的相互作用与相互影响来促进自身的发展与成长。对于中学生而言，家庭和学校是其生活的主要的场所，与父母、老师、同伴的交往渗透在他们生活的每个方面，并对其心理健康产生重要影响。以往研究表明手机成瘾是造成社交焦虑以及人际关系困扰等问题的重要原因[8] [9]。国外研究表明手机成瘾个体常常沉迷于网络世界，忽视了传统人际互动所维系的社会关系，降低了个体的人际关系亲密度[10]；国内研究也表明手机使用占用了学生的大部分线下社会交往时间，这在一定程度上阻碍了其人际交往能力的发展，并因此导致人际关系不和谐、人际关系困扰、孤独等问题[8]。此外，初中生人际困扰对特质焦虑有着很强的预测作用[11]。因此手机依赖所诱发的人际关系困扰可能是手机依赖导致焦虑情绪的重要桥梁。基于此，本研究提出第一个假设：人际关系在手机依赖与焦虑之间起中介作用。
此外，自尊也是影响个体人际关系和焦虑情绪的重要因素。它是人们感受或评价自己的特定方式，也是自我概念的重要成分 [12]。Solomon和Pyszczynski提出焦虑缓冲器假设，这种假设认为自尊是一种“焦虑缓冲器”，自尊的强大会使个体较少受到焦虑的影响，并不易产生与焦虑有关的行为；而自尊的减弱会使个体更多地受到焦虑的影响，更易产生与焦虑有关的行为[13]。有研究指出自尊与抑郁、焦虑等不良情绪呈高度负相关，低自尊的个体更容易体验到焦虑、抑郁等负面情绪和心理困扰，自尊作为一个调节变量对心理健康发挥着一定的缓冲和保护作用[14] [15] [16][17]。因此，本研究提出了第二个假设：自尊调节了人际关系与焦虑之间的关系，并进而调节了人际关系在手机依赖与焦虑之间的中介作用。
综上, 本研究建构一个有调节的中介模型, 考察手机依赖、人际关系、自尊对中学生焦虑的综合影响。以期更好的预测中学生的焦虑水平, 为进行危机事件干预、构建和谐校园提供一定的理论依据。
2 研究设计
2.1研究对象
采用整群抽样的方法, 对金华市四所1125名初中、高中被试进行问卷调查，回收有效问卷1075份。其中女生480名，男生595名；初一学生293名，初二学生150名，高一学生279名，高二学生219名，高三学生134名名。
2.2研究工具
2.2.1手机依赖量表[1]
采用熊捷等人编制的手机成瘾倾向量表( MPATS)，包含戒断症状、突显行为、社交抚慰和心境改变 4个维度，得分越高表明手机成瘾倾向越严重。总量表的α系数为 0.83，间隔1周的重测信度为 0.91。
2.2.2人际关系量表[18]
采用郑日昌等人1999年编制的人际关系综合诊断量表，该量表主要测量人际困扰的程度，量表共有4个维度，分别是交谈困扰程度、交际困扰程度、待人接物困扰程度及与异性交往困扰程度，共28个问题。总分得分越高，则说明人际困扰程度越严重；得分越低，则说明人际困扰程度越少，该量表α系数为0.825。
2.2.3焦虑自评量表[19]
采用Zung于1971年编制的焦虑自评量表（SAS），分别包括20个项目，高分表示焦虑情绪程度高。
2.2.4自尊自评量表[20]
自尊量表(SES)由Rosenberg于1965年编制,最初用以评定青少年关于自我价值和自我接纳的总体感受,，国内由汪向东、王希林等人（1999）修订，该量表有10个题目组成，4点计分。自尊总分为各个题目得分相加, 得分越多表明自尊水平越高，量表的α系数为0.88。
3结果
3.1 共同方法偏差检验
本研究所有变量的测量均采用问卷自我报告，可能存在共同方法偏差，因此在分析前采用Harman 单因子检验对数据是否存在共同方法偏差进行检验，结果表明特征值大于1 的因子有13个，第一个因子解释了21.39%的变异，小于40%的判断标准。因此认为本研究样本数据不存在明显的共同方法偏差
3.2相关分析
通过SPSS 23.0对样本进行相关分析，结果如表1所示。结果显示，各个变量之间呈现显著的相关性，其中，手机成瘾、人际关系和焦虑之间呈现显著的正向相关性，而自尊与其他变量之间呈现显著的负向相关。由此得知，各个变量之间具有显著的相关性，满足中介效应分析和调节效应模型的分析前提。
表1 各变量的描述性统计与皮尔逊相关性
|
|
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
|
手机依赖 |
28.95 |
10.91 |
1 |
|||
|
人际关系 |
8.61 |
5.99 |
0.37** |
1 |
||
|
焦虑 |
41.09 |
9.49 |
0.46** |
0.51** |
1 |
|
|
自尊 |
31.07 |
5.64 |
-0.36** |
-0.53** |
-0.53** |
1 |
注：***p<0.001,**p<0.01, *p<0.05(双尾检验),下同。
3.3人际关系在手机依赖对焦虑之间的中介效应检验
本研究使用process3.0宏插件中的模型4进行中介效应检验, 各路径系数及其显著性见表2。人际关系中介效应结果显示，手机依赖对焦虑的直接效应为0.34，95%的置信区间为[0.26，0.36]，手机依赖通过人际关系对焦虑的间接效应为0.15，95%的置信区间为[0.12，0.18]，手机依赖对焦虑的总效应为0.46，95%的置信区间为[0.41，0.51]。中介效应占总效应大小的31.9%，即人际关系在手机成瘾和焦虑之间起到部分中介作用。
表2人际关系在手机依赖对焦虑之间的中介效应检验
|
效应类型 |
效应值 |
Boot标准误 |
Boot95%CI |
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