孔彥舒，林清音，陳 瑤，董 婕，畢泰勇，寇 慧

(遵義醫(yī)科大學(xué) 管理學(xué)院心理健康研究中心，貴州 遵義 563099)

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，電腦特別是智能手機(jī)的普及，互聯(lián)網(wǎng)與人們的衣食住行聯(lián)系越來(lái)越緊密，人們對(duì)網(wǎng)絡(luò)的依賴也越來(lái)越嚴(yán)重。網(wǎng)絡(luò)成癮(Internet addiction)是指在沒(méi)有成癮物質(zhì)影響下而出現(xiàn)的上網(wǎng)失控行為，主要表現(xiàn)在個(gè)體因使用不當(dāng)或過(guò)度使用網(wǎng)絡(luò)從而導(dǎo)致社會(huì)、心理功能損害的現(xiàn)象[1]。當(dāng)前，網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)廣泛普及到大學(xué)生活和學(xué)習(xí)中，大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮現(xiàn)象也愈加嚴(yán)重。國(guó)內(nèi)有研究顯示，2004年大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮檢出率為15.8 %[2]，2018年為12.10%[3]；2005年醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮檢出率為12.22%[4]，2019年為10.4%[5]。本研究旨在關(guān)注醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮問(wèn)題。

社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮有關(guān)。社交回避及苦惱是一種社交焦慮，包括社交回避即回避社交情境和社交苦惱即在社交情境中產(chǎn)生的痛苦、不適、恐懼和焦慮等體驗(yàn)[6]。研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)成癮與社交回避之間呈顯著正相關(guān)[7-8]，社交回避對(duì)中學(xué)生網(wǎng)絡(luò)依賴程度有顯著預(yù)測(cè)作用[9]。人際交往困擾也與網(wǎng)絡(luò)成癮有關(guān)。人際交往困擾是指在人與人的交往過(guò)程中，個(gè)體在人際交談、交友、待人接物以及與異性交往方面存在的困擾，反映其人際關(guān)系質(zhì)量[10]。研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮狀況與其人際關(guān)系有關(guān)[3]，大學(xué)生人際關(guān)系對(duì)其網(wǎng)絡(luò)成癮具有很好的預(yù)測(cè)作用[11]，人際交往困擾越嚴(yán)重的個(gè)體，網(wǎng)絡(luò)成癮程度越嚴(yán)重[12]。此外，社交回避及苦惱與人際交往困擾有關(guān)。研究表明，社交回避可以正向預(yù)測(cè)同伴關(guān)系問(wèn)題[13]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：醫(yī)學(xué)生的人際交往困擾在社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起中介作用。

個(gè)體的情緒會(huì)影響其行為。孤獨(dú)感是一種情緒體驗(yàn)，是個(gè)體因?yàn)閷?duì)當(dāng)前人際關(guān)系的數(shù)量和質(zhì)量不滿意而產(chǎn)生的情緒和社會(huì)隔離及空虛、焦慮和不安的情緒體驗(yàn)[14-15]。已有研究表明，孤獨(dú)感與網(wǎng)絡(luò)成癮有關(guān)。大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮與其孤獨(dú)感存在顯著正相關(guān)[16-17]，網(wǎng)絡(luò)成癮組的孤獨(dú)感顯著高于非網(wǎng)絡(luò)成癮組[18]，孤獨(dú)感水平能有效的預(yù)測(cè)其網(wǎng)絡(luò)成癮傾向[19]。同時(shí)，孤獨(dú)感是對(duì)社會(huì)交往的渴望與實(shí)際水平的差距而產(chǎn)生的，孤獨(dú)感越高的個(gè)體可能越不滿意其社會(huì)交往現(xiàn)狀，這將影響其人際關(guān)系。國(guó)外研究表明，孤獨(dú)感與社會(huì)技能缺乏有關(guān)，經(jīng)常有孤獨(dú)感的個(gè)體往往人際角色被動(dòng)，難以和他人維持良好的人際關(guān)系[20]。國(guó)內(nèi)研究也發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的孤獨(dú)感與人際交往困擾程度呈正相關(guān)[21]，孤獨(dú)感是人際關(guān)系敏感的危險(xiǎn)因素[22]，而人際關(guān)系敏感是人際交往困擾的預(yù)測(cè)因素[23]。因此，本研究提出假設(shè)2：醫(yī)學(xué)生的人際交往困擾在孤獨(dú)感與網(wǎng)絡(luò)成癮之間起中介作用。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 本研究采用方便取樣對(duì)貴州某醫(yī)科大學(xué)500名醫(yī)學(xué)生發(fā)放問(wèn)卷，回收問(wèn)卷486份，其中有效問(wèn)卷共479份，有效回收率為95.80%。調(diào)查對(duì)象平均年齡為20.03(SD=1.66)，其中男生168人(35.10%)，女生311人(64.90%)。

1.2 方法

1.2.1 網(wǎng)絡(luò)成癮量表 采用Young的網(wǎng)絡(luò)成癮量表(Internet Addiction Scale)中文版，用于判定被試是否網(wǎng)絡(luò)成癮及其網(wǎng)絡(luò)成癮的程度。采用五級(jí)評(píng)分制度，共20個(gè)題目，每個(gè)題目以1～5級(jí)計(jì)分(1=幾乎沒(méi)有，5=總是)。得分范圍在20～100 分，得分越高網(wǎng)絡(luò)成癮程度就越嚴(yán)重。在20～49分之間為正常合理的網(wǎng)絡(luò)使用，在50～79分之間為沒(méi)有明顯的網(wǎng)絡(luò)成癮癥狀，但有網(wǎng)絡(luò)成癮的傾向，在80分以上為有嚴(yán)重的網(wǎng)絡(luò)問(wèn)題或者明顯的網(wǎng)絡(luò)成癮癥狀。該量表的信度系數(shù)為0.90[24]。在本研究中的α系數(shù)為0.91。

1.2.2 UCLA孤獨(dú)感量表 UCLA 孤獨(dú)量表(UCLA Loneliness Scale,Univesity of California at LosAngels)[25]主要用于評(píng)價(jià)由對(duì)社會(huì)交往的渴望與實(shí)際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨(dú)感。全量表共有20個(gè)題目，采用李克特四點(diǎn)量表計(jì)分(1=“從不”，4=“一直”)，其中有9個(gè)題目反向記分。總分越高，孤獨(dú)程度越高。該量表的信度系數(shù)為0.94[26]。在本研究中的α系數(shù)為0.80。

1.2.3 人際關(guān)系綜合診斷量表 人際關(guān)系綜合診斷量表(Interpersonal Relations Comprehensive Diagnostic Scale)[10]，主要用于測(cè)量人際交往困擾，包括人際交談困擾、人際交友困擾、待人接物困擾、與異性交往困擾四個(gè)維度，每個(gè)維度 7 題，共 28 個(gè)條目，全面評(píng)估個(gè)體當(dāng)前的人際狀況。每題選“是”得 1 分，選“否”得 0 分，滿分為 28 分。嚴(yán)重程度分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)為總分 0～8 分(各維度 0 ～2 分)則說(shuō)明人際交往困擾較少，總分 9 ～14 分(各維度 3 ～ 5 分)則說(shuō)明輕度人際交往困擾，總分15 ～ 28 分(各維度 6 ～7 分)則說(shuō)明重度人際交往困擾。在本研究中的α系數(shù)為0.87。

1.2.4 社交回避及苦惱量表 采用社交回避及苦惱量表(Social Avoidance and Distress Scale)[6]，測(cè)量個(gè)體在交往中的回避傾向及在實(shí)際交往中的苦惱感受，分為苦惱量表和回避量表；量表由28個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，其中14個(gè)條目用于評(píng)價(jià)社交回避，14個(gè)條目評(píng)價(jià)社交苦惱。量表采用“是否”答題方式計(jì)分，得分范圍從0(最低的回避及苦惱程度)到28(最高的回避及苦惱程度)。苦惱分量表及回避分量表的信度系數(shù)分別為0.85及0.87[10]。在本研究中的α系數(shù)分別為0.70及0.70。

1.3 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析 首先將問(wèn)卷數(shù)據(jù)錄入SPSS 16.0，然后進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)成癮檢出率分析和相關(guān)分析。隨后，采用溫忠麟等提出中介檢驗(yàn)程序[27]，以社交回避及苦惱為自變量(X)，以網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)，以人際交往困擾為中介變量(M)，采用SPSS 16.0中的線性回歸按照以下步驟檢驗(yàn)中介效應(yīng)：(1)檢驗(yàn)第一步的回歸方程(Y=cX+e1)中的回歸系數(shù)c，若回歸系數(shù)c顯著則繼續(xù)，否則停止分析。(2)依次檢驗(yàn)第二步的回歸方程(M=aX+e2)中的回歸系數(shù)a和第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)中的回歸系數(shù)b，若回歸系數(shù)a和b都顯著,則表明X 對(duì)Y 的影響至少有一部分是通過(guò)了中介變量M 實(shí)現(xiàn)的。(3)檢驗(yàn)第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)中的回歸系數(shù)c’。若c不顯著,說(shuō)明M起完全中介作用；若顯著,說(shuō)明M起部分中介作用。(4)若第二步檢驗(yàn)中的回歸系數(shù)a和b至少有一個(gè)不顯著，則需做Sobel檢驗(yàn),若結(jié)果顯著,則表明M 的中介效應(yīng)顯著,否則中介效應(yīng)不顯著。最后，以孤獨(dú)感為自變量(X)，以網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)，以人際交往困擾為中介變量(M)重復(fù)上述步驟，以檢驗(yàn)人際交往在孤獨(dú)感和網(wǎng)絡(luò)成癮關(guān)系中的中介效應(yīng)。本研究中的檢驗(yàn)水準(zhǔn)為α<0.05。

2 結(jié)果

2.1 醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮的一般情況 本研究中，醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮量表上的最低分為20分，最高分為95分，均值為42.70。其中，有網(wǎng)絡(luò)成癮傾向的醫(yī)學(xué)生占26.3%，重度網(wǎng)絡(luò)成癮的醫(yī)學(xué)生為0.8%，網(wǎng)絡(luò)成癮的檢出率為27.1%。

2.2 各變量與網(wǎng)絡(luò)成癮的雙變量相關(guān) 如表1所示，醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮與孤獨(dú)感、人際交往困擾和社交回避及苦惱均呈顯著正相關(guān)(r= 0.33 ，P<0.01；r=0.31 ，P<0.01；r=0.17 ，P<0.01)，孤獨(dú)感、社交回避及苦惱與人際交往困擾也呈顯著正相關(guān)(r=0.42 ，P<0.01；r=0.32 ，P<0.01)。

表1 各量表之間的相關(guān)(n=479)

*：P<0.01。

2.3 醫(yī)學(xué)生社交回避及苦惱、人際交往困擾與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系 本研究假設(shè)，人際交往困擾在社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起中介作用。采用溫忠麟等提出中介檢驗(yàn)程序?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)[27]，本研究假設(shè)社交回避及苦惱是自變量(X)，人際交往困擾為中介變量(M)，網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)?；貧w分析和中介效應(yīng)分析結(jié)果見(jiàn)表2～3。

表2 醫(yī)學(xué)生社交回避及苦惱對(duì)網(wǎng)絡(luò)成癮的回歸分析(n=479)

*：P<0.001。

第一步的回歸方程中(Y=cX+e1)，回歸系數(shù)c顯著；第二步的回歸方程中(M=aX+e2)，回歸系數(shù)a顯著；第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)，回歸系數(shù)b顯著，見(jiàn)表3。上述三個(gè)回歸系數(shù)都是顯著的，這表明人際交往困擾的中介效應(yīng)顯著。為了驗(yàn)證人際交往困擾是完全中介還是部分中介，檢驗(yàn)第三步的回歸方程中的回歸系數(shù)c’，發(fā)現(xiàn)顯著效應(yīng)，見(jiàn)表3。這表明，人際交往困擾的中介效應(yīng)為部分中介，即社交回避及苦惱對(duì)網(wǎng)絡(luò)成癮的影響部分是通過(guò)中介變量人際交往困擾實(shí)現(xiàn)的，見(jiàn)圖1。

表3 人際關(guān)系中介效應(yīng)的依次檢驗(yàn)(n=479)

**：P<0.001,*：P<0.05。

**：P<0.001,*： P<0.05。圖1 社交回避及苦惱、網(wǎng)絡(luò)成癮和人際交往困擾的中介模型(回歸系數(shù))

2.4 醫(yī)學(xué)生孤獨(dú)感、人際交往困擾與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系 本研究假設(shè)，人際交往困擾在孤獨(dú)感與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起中介作用，孤獨(dú)感是自變量(X)，人際交往困擾為中介變量(M)，網(wǎng)絡(luò)成癮為因變量(Y)?；貧w分析和中介效應(yīng)分析結(jié)果分別見(jiàn)表4和表5。

表4 醫(yī)學(xué)生孤獨(dú)感對(duì)網(wǎng)絡(luò)成癮的回歸分析(n=479)

*：P<0.001。

第一步的回歸方程中(Y=cX+e1)，回歸系數(shù)c顯著；第二步的回歸方程中(M=aX+e2)，回歸系數(shù)a顯著；第三步的回歸方程中(Y=c’X+bM+e3)，回歸系數(shù)b顯著，見(jiàn)表5。上述三個(gè)回歸系數(shù)都是顯著的，這表明人際交往困擾的中介效應(yīng)顯著。為了驗(yàn)證人際交往困擾是完全中介還是部分中介，檢驗(yàn)第三步的回歸方程中的回歸系數(shù)c’，發(fā)現(xiàn)顯著效應(yīng)，見(jiàn)表5。這表明，人際交往困擾的中介效應(yīng)為部分中介，即孤獨(dú)感對(duì)網(wǎng)絡(luò)成癮的影響部分是通過(guò)中介變量人際交往困擾實(shí)現(xiàn)的，見(jiàn)圖2。

表5 人際交往困擾中介效應(yīng)的依次檢驗(yàn)(n=479)

*：P<0.001。

*：P<0.001。圖2 孤獨(dú)感、網(wǎng)絡(luò)成癮和人際交往困擾的中介模型(回歸系數(shù))

3 討論

3.1 醫(yī)學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮狀況 本研究結(jié)果顯示，達(dá)到網(wǎng)絡(luò)成癮的醫(yī)學(xué)生占總?cè)藬?shù)的27.1%。該檢出率遠(yuǎn)高于早期和近期國(guó)內(nèi)用同樣量表在大學(xué)生中的結(jié)果[2-3]，也高于早期國(guó)內(nèi)在醫(yī)學(xué)生中的結(jié)果[4-5]。一方面，這可能表明，該校醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮情況十分嚴(yán)重，遠(yuǎn)超出同期大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮水平。另一方面，這可能也與該校為適應(yīng)新課程教改需要，積極開(kāi)展翻轉(zhuǎn)課堂，大量開(kāi)設(shè)網(wǎng)絡(luò)課程、推動(dòng)線上線下教學(xué)的結(jié)合有關(guān)。學(xué)生網(wǎng)絡(luò)使用頻繁不止是因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)娛樂(lè)休閑，也包括網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)。

3.2 醫(yī)學(xué)生社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系：人際交往困擾的部分中介效應(yīng) 本研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生的社交回避及苦惱能直接預(yù)測(cè)醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮。這與前人研究結(jié)果一致[28-29]。在虛擬網(wǎng)絡(luò)中人與人的交往較少受現(xiàn)實(shí)規(guī)則束縛，無(wú)需克服現(xiàn)實(shí)社會(huì)中的諸多問(wèn)題，這使得個(gè)體體驗(yàn)到更少的社交焦慮。因此，社會(huì)回避和苦惱水平較高的醫(yī)學(xué)生，由于無(wú)法適應(yīng)現(xiàn)實(shí)生活中的人際交往，更傾向于在網(wǎng)絡(luò)中表達(dá)自己。此外，本研究結(jié)果顯示，醫(yī)學(xué)生的社交回避及苦惱還能通過(guò)人際交往困擾間接預(yù)測(cè)醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮程度。社交回避及苦惱屬于社交焦慮的范疇[30]。個(gè)體的社交回避及苦惱越高，其社交焦慮越高，這可能會(huì)影響個(gè)體在社會(huì)交往中的表現(xiàn)，使其產(chǎn)生人際交往困擾。而這種人際交往困擾又會(huì)使個(gè)體沉迷網(wǎng)絡(luò)，以逃避現(xiàn)實(shí)生活中的社交挫折。因此，未來(lái)研究可考慮從改善人際交往困擾角度著手對(duì)社交回避及苦惱水平高的醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮進(jìn)行干預(yù)。

3.3 醫(yī)學(xué)生孤獨(dú)感與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系：人際交往困擾的部分中介效應(yīng) 本研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生的孤獨(dú)感可直接正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)成癮。這與前人研究一致。已有元分析結(jié)果表明個(gè)體孤獨(dú)感與網(wǎng)絡(luò)成癮有中等程度的相關(guān)[17]，大學(xué)生的孤獨(dú)感對(duì)網(wǎng)絡(luò)成癮具有較強(qiáng)的預(yù)測(cè)作用[18]。有研究者指出，個(gè)體使用網(wǎng)絡(luò)的一個(gè)重要?jiǎng)訖C(jī)是緩解孤獨(dú)，感到孤獨(dú)的人更容易形成強(qiáng)迫性的網(wǎng)絡(luò)使用行為，而過(guò)度的網(wǎng)絡(luò)使用會(huì)使個(gè)體與健康的社會(huì)活動(dòng)隔絕，這又反過(guò)來(lái)導(dǎo)致更多的孤獨(dú)[31]。孤獨(dú)感是個(gè)體對(duì)當(dāng)前人際關(guān)系的質(zhì)量和數(shù)量不滿意而產(chǎn)生的。現(xiàn)代無(wú)線網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展使得諸如QQ、微信之類的社交聊天軟件廣泛普及，孤獨(dú)感高的個(gè)體更可能采用虛擬網(wǎng)絡(luò)與他人交流，以降低其對(duì)當(dāng)前人際關(guān)系的依賴和不滿意，進(jìn)而緩解孤獨(dú)。此外，本研究結(jié)果顯示，醫(yī)學(xué)生的孤獨(dú)感還能通過(guò)人際交往困擾間接預(yù)測(cè)醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮程度。孤獨(dú)感水平過(guò)高可能導(dǎo)致個(gè)體的人際敏感性較高，而這可能會(huì)使他們產(chǎn)生更多的人際交往困擾。而這種現(xiàn)實(shí)中的人際關(guān)系困擾可能使得個(gè)體轉(zhuǎn)而尋求網(wǎng)絡(luò)中的人際支持，甚至沉溺于虛擬網(wǎng)絡(luò)社交。未來(lái)研究可考慮從改善人際交往困擾角度著手對(duì)孤獨(dú)水平較高的醫(yī)學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮進(jìn)行干預(yù)。

綜上所述，醫(yī)學(xué)生人際交往困擾在社交回避及苦惱與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中起著部分中介作用；醫(yī)學(xué)生的人際交往困擾在孤獨(dú)感與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系中也起著部分中介作用。