何安明，馮文靖

(信陽師范學院 教育科學學院，河南 信陽 464000)

一、問題提出

根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心(CNNIC, 2021年)的數(shù)據(jù)，截至2020年12月，中國網(wǎng)民使用手機上網(wǎng)比例達99.7%[1]。其中，中學生由于身心發(fā)展不成熟、自控能力低等特點[2]，在享受智能手機帶來便利的同時，更易產(chǎn)生智能手機成癮。智能手機成癮，又被稱為手機依賴、問題性手機使用等，指個體由于對智能手機過度使用且對手機使用行為無法有效控制而導(dǎo)致其社會功能受損、并帶來身心健康等問題的一種新型行為成癮[3]。而希望作為調(diào)節(jié)情緒和心理適應(yīng)的重要心理機制[4-5]，可以有效降低智能手機成癮現(xiàn)象的發(fā)生。因此，本研究從縱向角度探討兩變量的預(yù)測關(guān)系，考察中學生希望與智能手機成癮的發(fā)展變化及相互關(guān)系，為應(yīng)對中學生手機成癮風險提供思路。

Snyder將希望定義為以追求成功路徑和動力交互作用為基礎(chǔ)的積極動機性狀態(tài)[6]，由目標(goal)、路徑思維(pathways thoughts)和動力思維(agency thoughts)三個核心部分組成[6-7]。根據(jù)網(wǎng)絡(luò)成癮的“失補償假說”，中學生在發(fā)展受阻時，由于內(nèi)外在原因選擇的病理性補償不能完成自我修復(fù)，導(dǎo)致形成網(wǎng)絡(luò)成癮行為，使個體發(fā)展中斷[8]。反之，如果中學生有足夠的動力和策略應(yīng)對受阻狀態(tài)，則可以有效降低網(wǎng)絡(luò)成癮風險。智能手機成癮與網(wǎng)絡(luò)成癮具有一致的心理行為模式[9]?；谠摾碚摚Ｍ鳛橐环N積極動機狀態(tài)，可以為中學生提供更多應(yīng)對策略和充足的動力應(yīng)對發(fā)展受阻狀態(tài)[10]，有效緩解病理性補償?shù)南麡O影響，避免產(chǎn)生智能手機成癮。已有研究表明，中學生的希望可以顯著負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮[11-13]。因此，中學生的希望可負向預(yù)測智能手機成癮(H1)。

與此同時，基于資源保存理論的喪失螺旋效應(yīng)：(1)個體在應(yīng)對壓力時會造成資源損耗；(2)缺乏資源的個體不但易遭受資源損失帶來的壓力，而且這種壓力會致使其他資源入不敷出[14]。智能手機成癮對中學生的人際、學習以及身心健康均造成不良影響[3]。由此引發(fā)的壓力會導(dǎo)致其心理資源——希望損耗[15]。基于該理論，智能手機成癮主要從兩方面降低希望水平，一方面，中學生在智能手機使用上耗費大量時間，從而缺乏足夠的精力將追求成功的策略和信念付諸實際行動，造成希望水平降低；另一方面，智能手機成癮引起的身心問題等次級壓力源還會進一步誘發(fā)資源損失的連鎖反應(yīng)，導(dǎo)致中學生資源匱乏且長期處于緊張環(huán)境中，進而喪失前進的目標和動力，進一步削弱希望水平。因此，中學生智能手機成癮可能負向預(yù)測希望(H2)。

總結(jié)以往研究發(fā)現(xiàn)，希望和智能手機成癮是否存在性別差異迄今尚無定論[11, 16-22]。一些研究表明，女生的希望水平顯著低于男生[16-17]，而一些研究表明，青少年的希望水平不存在性別差異[11, 18]。一些研究發(fā)現(xiàn)，智能手成癮行為存在性別差異[19-21]，而有研究卻發(fā)現(xiàn)個體的智能手機成癮不存在性別差異[22]。因此，中學生希望和智能手機成癮的性別特點仍需進一步研究。

綜上所述，現(xiàn)有關(guān)于希望與智能手機成癮的關(guān)系狀況尚存在爭議：兩變量之間是單向預(yù)測關(guān)系，還是在一定程度上共存尚不清楚。由于現(xiàn)有關(guān)于兩個變量關(guān)系的研究多局限于橫向設(shè)計，而只有縱向設(shè)計才能較準確地揭示變量間的相互預(yù)測關(guān)系。為彌補現(xiàn)有研究不足，本研究采用交叉滯后分析方法從縱向角度考察希望和智能手機成癮的穩(wěn)定性及相互作用關(guān)系，以期探明二者之間的相互預(yù)測關(guān)系，為后續(xù)研究提供一定啟示。

二、 研究方法

(一) 研究被試

采用整群隨機取樣的方法，抽取河南省、湖南省的中學生為被試，進行兩次調(diào)查：第一次調(diào)查的時間是2019年6月，共發(fā)放問卷515份，回收問卷489份。第二次調(diào)查的時間是2020年10月，共發(fā)放問卷471份，回收問卷436份，兩次施測間隔17個月。將兩次施測數(shù)據(jù)整合后，刪除請病假或事假者、兩次測查中有缺失值或不認真答題者、只有一次測查者等，共得到兩次測試均有效的被試373名。其中初中生240名(占64.34%)，高中生133名(占35.66%)；男生157名(占42.09%)，女生216名(占57.91%)；年齡在12-18歲之間(14.50±1.45)。

(二) 研究工具

1.希望量表

采用任俊[23]194-196翻譯修訂Snyder[7]編制的成人性情希望量表。陳燦銳等人對該量表進行了信效度檢驗，表明此量表適用于我國大學生和中學生群體[24]。該量表共12個項目，包含路徑思維和動力思維2個維度，各4個項目，其余4個項目為干擾項目不計入總分。采用李克特4點計分，總分值越高代表希望水平越高。在本研究中，整個量表前后測Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.61，0.73。

2.智能手機成癮量表

采用蘇雙等人編制的大學生智能手機成癮量表(SAS-C)[25]，該量表也廣泛適用于青少年群體[26-27]。該量表共22個項目，包含戒斷行為、突顯行為以及社交安撫等6個維度，采用李克特5點計分法，總分值越高表示智能手機成癮程度越高。在本研究中，該量表前后測Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.92，0.94。

(三) 數(shù)據(jù)分析

所有量表在統(tǒng)一指導(dǎo)語下進行團體施測，當場回收問卷。采用Amos21.0、SPSS21.0軟件進行數(shù)據(jù)分析。采用重復(fù)測量方差分析考察中學生希望、智能手機成癮的穩(wěn)定性及性別差異，相關(guān)分析探究兩變量之間的相關(guān)關(guān)系，交叉滯后分析探究兩變量之間預(yù)測的關(guān)系。

三、 結(jié)果

(一) 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子方法進行檢驗[28]。結(jié)果顯示，前后測數(shù)據(jù)中特征根大于1的因子共有15個，且第一個因子可以解釋總變異的20.34%，低于40%的臨界值，表明本研究的共同方法偏差不明顯[29]。進一步采用單因素的驗證性因子分析方法，將量表包含的所有項目限定載荷在一個公因子上。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型的擬合指數(shù)為(χ2/df=12.35,CFI=0.58,TLI=0.52,NFI=0.56,IFI=0.58,RMSEA=0.18,SRMR=0.16)，模型適配不佳，同樣說明共同方法偏差檢驗不明顯，無須采用進一步的統(tǒng)計方法進行控制。

(二) 希望和智能手機成癮的穩(wěn)定性及性別差異

以時間(包括前測T1和后測T2)為被試內(nèi)變量，性別為被試間變量，希望為因變量，進行2×2重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示，時間主效應(yīng)顯著(F(1, 371)=9.88,p<0.01, ηp2=0.03)，前測希望得分高于后測希望得分。性別主效應(yīng)不顯著(F(1, 371)=3.28,p>0.05)，性別與時間的交互作用也不顯著(F(1, 371)=0.01,p>0.05)。

以時間(包括前測T1和后測T2)為被試內(nèi)變量，性別為被試間變量，智能手機成癮為因變量，進行2×2重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示，時間主效應(yīng)顯著(F(1, 371)=5.21,p<0.05, ηp2=0.01)，前測智能手機成癮得分低于后測智能手機成癮得分。性別主效應(yīng)不顯著(F(1, 371)=0.02,p>0.05)，性別與時間的交互作用也不顯著(F(1, 371)=0.17,p>0.05)。

(三) 各研究變量的平均值、標準差及相關(guān)矩陣

兩變量的前后測數(shù)據(jù)相關(guān)結(jié)果見表1：中學生希望與智能手機成癮的同時性相關(guān)顯著，前測希望與前測智能手機成癮顯著負相關(guān)(r=-0.15,p<0.01)，后測希望與后測智能手機成癮顯著負相關(guān)(r=-0.14,p<0.01)。且兩變量的繼時性相關(guān)也顯著，前測希望與后測智能手機成癮顯著負相關(guān)(r=-0.17,p<0.01)，前測智能手機成癮與后測希望顯著負相關(guān)(r=-0.15,p<0.01)。表明兩變量之間的同步相關(guān)和穩(wěn)定相關(guān)基本一致，符合交叉滯后設(shè)計的基本假設(shè)。

表1 中學生希望和智能手機成癮的平均值、標準差及相關(guān)矩陣(n=373

(四)希望與智能手機成癮關(guān)系的交叉滯后分析

為探討兩變量之間的相互預(yù)測關(guān)系，使用AMOS21.0對兩變量的交叉滯后模型進行分析，模型如圖1所示。模型擬合良好(χ2/df=1.15,CFI=1.00,TLI=0.99,NFI=0.99,IFI=1.00,RMSEA=0.02,SRMR=0.01),結(jié)果顯示，前測希望顯著負向預(yù)測后測智能手機成癮(β=-0.10,p<0.05)，且前測智能手機成癮也顯著負向預(yù)測后測希望(β=-0.11,p<0.05)。這表明，在中學生群體中，兩變量相互預(yù)測，存在一定程度的共存關(guān)系。

圖1 中學生希望與智能手機成癮的交叉滯后回歸分析

四、 討論

(一)希望和智能手機成癮的穩(wěn)定性及性別差異

重復(fù)測量方差分析結(jié)果顯示，希望的時間主效應(yīng)顯著，表明中學生的希望呈現(xiàn)一定的可變性。該結(jié)果與已有研究結(jié)果一致[19, 30]。向光璨等人的研究結(jié)果顯示大學生的希望呈現(xiàn)一定的發(fā)展性[19]。Fortman也認為青少年的希望呈現(xiàn)不穩(wěn)定性[30]。希望中的動力思維成分指啟動并支持個體朝向目標且持續(xù)沿既定路徑前進的信念系統(tǒng)；路徑思維成分指有效達到個人目標的方法、策略等認知操作[6-7]。由于中學生面臨學業(yè)或人際方面的壓力與日俱增，所以他們對目標容易感到迷茫，追求成功的能動性也較弱，導(dǎo)致其希望中動力思維成分降低，且開放性與閉鎖性的矛盾心理使他們在遭遇困難時不愿尋求家長或老師的幫助，缺乏有效的克服困難的方法或策略(路徑思維受阻)。因此，中學生的希望水平在一定時期內(nèi)呈現(xiàn)變化。此外，希望的性別主效應(yīng)及交互作用不顯著，說明中學生的希望在男女生中具有一致性。

重復(fù)測量方差分析結(jié)果顯示，智能手機成癮的時間主效應(yīng)顯著，表明中學生的智能手機成癮具有一定的可變性。該結(jié)果與已有研究結(jié)果一致[31-32]。何安明等人發(fā)現(xiàn)個體的手機依賴存在一定的變化性[31]。另有研究也表明，隨著中學時期智能手機開始普及，中學生使用智能手機程度升高，更易成癮[32]?？赡艿脑蚴牵褐悄苁謾C的便攜性、功能集合性等特征極大滿足了中學生的需求，促使中學生長期沉迷于智能手機，增加成癮風險。因此，中學生的智能手機成癮呈現(xiàn)一定的發(fā)展性。此外，智能手機成癮的性別主效應(yīng)及交互作用不顯著，說明中學生智能手機成癮在男女生群體中具有一致性。

(二)希望和智能手機成癮的交叉滯后分析

交叉滯后分析結(jié)果顯示，在控制前測智能手機成癮后，前測希望顯著負向預(yù)測后測智能手機成癮。該結(jié)果與已有研究結(jié)果一致[11, 33]。Spencer等人發(fā)現(xiàn)希望可以負向預(yù)測物質(zhì)成癮行為[33]。林悅等人的研究也表明希望可以負向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)游戲成癮[11]。本研究結(jié)果不僅驗證了網(wǎng)絡(luò)成癮的“失補償假說”，還驗證了病理性互聯(lián)網(wǎng)使用的認知—行為模型[34]?；谠撃Ｐ停瑐€體的非適應(yīng)認知是網(wǎng)絡(luò)成癮的近端因素。反之，積極的適應(yīng)性認知模式可以有效降低智能手機成癮的風險。結(jié)合希望的定義可知，希望包含的路徑思維是個體有效達到目標的積極認知模式[6, 23]，高希望的中學生能更積極靈活地面對并采用更多方法解決問題，對現(xiàn)實生活的認知評價更樂觀且有意義[11]，較少產(chǎn)生不切實際的幻想和沉溺于智能手機等社會退縮行為[35]，有效降低智能手機成癮的風險。此外，希望作為一種積極動機動態(tài)，可以驅(qū)動個體有意識地采取行動實現(xiàn)目標并提高其自控能力，有效降低被無意識驅(qū)動的成癮行為。

與此同時，在控制了前測希望后，前測智能手機成癮也可以顯著負向預(yù)測后測希望。這表明，隨著中學生智能手機成癮程度加深，其希望水平會被削弱。該研究結(jié)果驗證了資源保存理論的喪失螺旋效應(yīng)[14]。智能手機成癮作為資源損耗行為會誘發(fā)個體消耗心理資源——希望。且資源缺乏使得中學生遭遇次級壓力源的風險增加，易引發(fā)資源損失的連鎖反應(yīng)，導(dǎo)致希望水平進一步降低?？赡艿脑蚴牵焊咧悄苁謾C成癮者無法阻止自己在手機上耗費大量時間，這種失控行為常伴隨著抑郁等負性情緒[36]、低挫折耐受性和低自我控制等問題行為[37]。因此，他們關(guān)注于眼前利益和及時滿足[38]，無法堅持長遠目標且對實現(xiàn)該目標缺乏有效規(guī)劃策略，導(dǎo)致希望路徑思維降低；并且，由于高智能手機成癮者長期沉溺于網(wǎng)絡(luò)虛擬世界以滿足個人需求，所以他們對現(xiàn)實生活的期許較低，缺少前進的動力，導(dǎo)致希望動力思維也降低。

綜合上述分析，在中學生群體中，希望與智能手機成癮之間實際上具有“共生”關(guān)系，兩者可以相互預(yù)測、互為因果。具體而言，希望作為一種積極動機狀態(tài)，在中學生成長過程中可以充當重要的心理資源，發(fā)揮降低智能手機成癮風險的作用；反過來，智能手機成癮亦會對中學生身心適應(yīng)造成壓力，加速心理資源——希望的消耗。

(三)研究意義與不足

本研究的創(chuàng)新意義主要體現(xiàn)為：首先，本研究采用縱向設(shè)計方法，克服了橫向設(shè)計僅能揭示變量間相關(guān)關(guān)系的不足，為深入揭示兩者準因果關(guān)系提供一定證據(jù)。其次，希望對智能手機成癮的負向預(yù)測作用啟示我們：老師及家長應(yīng)注重提高中學生的希望水平，以降低其產(chǎn)生智能手機成癮的風險。同時，智能手機成癮對希望的反向預(yù)測作用啟示我們應(yīng)注重對中學生智能手機成癮行為的疏導(dǎo)和干預(yù)，盡可能減少這一風險因素對中學生希望(心理資源)的消耗，避免資源損失引起的連鎖反應(yīng)對中學生產(chǎn)生更大的危害。本研究的不足主要體現(xiàn)在：首先,本研究主要測查了兩個時間點的數(shù)據(jù)，無法準確地考察兩個變量之間的動態(tài)變化趨勢。未來研究可適當增加追蹤次數(shù)，探討變量間的曲線增長趨勢。其次，本研究選用兩個變量進行追蹤，無法揭示希望與智能手機成癮關(guān)系的縱向作用機制。未來研究可以在此基礎(chǔ)上加入希望和智能手機成癮的前因或結(jié)果變量，采用縱向中介的方法更深入揭示兩個變量之間關(guān)系的影響機制。