手機(jī)成癮與抑郁：社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向的多重中介作用*

侯 娟 朱英格 方曉義

手機(jī)成癮與抑郁：社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向的多重中介作用

侯 娟朱英格方曉義

(安徽大學(xué)哲學(xué)系, 合肥 230039) (中國人民大學(xué)心理學(xué)系, 北京 100872) (北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院, 北京 100875)

為考察手機(jī)成癮與抑郁的關(guān)系, 研究同時(shí)整合情緒和認(rèn)知兩方面因素, 探討了社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮和抑郁之間的多重中介作用。研究1共有545名大學(xué)生完成了大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表、貝克抑郁量表和社會(huì)交往焦慮量表。研究2選取51名大學(xué)生采用問卷法和2(配對(duì)面孔表情的情緒類型: 負(fù)性、中性) × 2(探測(cè)點(diǎn)位置: 與負(fù)性情緒面孔表情同側(cè)、與負(fù)性情緒面孔表情異側(cè))的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。結(jié)果表明: (1)手機(jī)成癮、社交焦慮和抑郁兩兩間存在顯著正相關(guān), 且社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁之間起完全中介作用; (2)社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔? 而負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁間的單獨(dú)中介效應(yīng)不顯著。具體而言, 手機(jī)成癮通過兩條路徑影響抑郁: 一是社交焦慮的單獨(dú)中介作用; 二是社交焦慮→負(fù)性情緒信息注意偏向的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

手機(jī)成癮, 抑郁, 社交焦慮, 負(fù)性情緒信息, 注意偏向

1 前言

抑郁, 作為衡量個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)水平的重要測(cè)量指標(biāo)(程寶玨, 2018; 龔栩等, 2010), 是一種常見并極為值得關(guān)注的心理適應(yīng)問題(陳春宇等, 2018),其不僅會(huì)增加個(gè)體的悲傷體驗(yàn)(李紅等, 2019), 影響個(gè)體的道德認(rèn)知能力(尹錫楊等, 2019), 而且與吸煙(臧福運(yùn), 2017)、攻擊(朱星星等, 2017)和自殺(趙靜波等, 2019)等不良行為有著緊密聯(lián)系。因此, 研究者從多種視角對(duì)抑郁的產(chǎn)生及發(fā)展機(jī)制進(jìn)行了探討。

1.1 成癮與抑郁的關(guān)系

大量研究發(fā)現(xiàn), 成癮與抑郁往往相伴發(fā)生, 成癮能增加抑郁的風(fēng)險(xiǎn), 是抑郁的重要預(yù)測(cè)因素(Oh et al., 2013; 任宇, 2008)。Ciarrochi等人(2016)通過4年的追蹤研究證實(shí)網(wǎng)絡(luò)成癮是導(dǎo)致抑郁的穩(wěn)定不變的原因。網(wǎng)絡(luò)成癮與心理適應(yīng)結(jié)果的前因模型(Antecedent Model of Internet Addiction and Psychological Adaptation)也指出, 網(wǎng)絡(luò)成癮會(huì)導(dǎo)致個(gè)體的心理適應(yīng)不良(周月月, 2018)。因此, 在抑郁的產(chǎn)生與發(fā)展中, 網(wǎng)絡(luò)成癮被認(rèn)為是顯著的風(fēng)險(xiǎn)因素。近年來, 隨著移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展, 研究者發(fā)現(xiàn)手機(jī)成癮作為繼網(wǎng)絡(luò)成癮之后行為成癮的又一重要方面, 與抑郁也呈顯著正相關(guān)(Alhassan et al., 2018), 手機(jī)成癮對(duì)個(gè)體的抑郁存在潛在影響(Jun, 2016; Yang et al., 2019)。于是, 手機(jī)成癮對(duì)個(gè)體抑郁的影響逐漸成為研究者們關(guān)注的焦點(diǎn)(Chen et al., 2015)。

然而, 雖然已有研究表明手機(jī)成癮會(huì)對(duì)抑郁產(chǎn)生影響, 但僅關(guān)注了情緒和認(rèn)知因素的單獨(dú)中介作用(Li et al., 2017; Yang et al., 2019)。近年來, 部分研究者指出智能手機(jī)的使用可以破壞個(gè)體的情緒過程(Aagaard, 2016)和基本認(rèn)知過程(即感知和注意), 并提出了整合情緒和認(rèn)知來研究手機(jī)成癮和心理健康水平的理論模型(Sbarra et al., 2019)。因此,只有綜合考慮兩類機(jī)制, 建立一個(gè)包含情緒和認(rèn)知兩種加工特性的雙系統(tǒng)架構(gòu), 才能更加完善地理解手機(jī)成癮對(duì)抑郁的影響機(jī)制, 有效地開展預(yù)防和干預(yù)工作?；诖? 本研究同時(shí)從情緒和認(rèn)知兩方面入手, 探討手機(jī)成癮與抑郁的關(guān)系。

1.2 手機(jī)成癮、社交焦慮與抑郁的關(guān)系

焦慮情緒, 尤其是社交焦慮, 常常被認(rèn)為與抑郁有較高共病率(吳曉薇等, 2015), 并且社交焦慮在大部分情況下會(huì)先于抑郁出現(xiàn)(Ingram et al., 2001)。Jacobson等人(2014)采用全國青少年健康縱向調(diào)查數(shù)據(jù)考察了早期焦慮和晚期抑郁之間的關(guān)系, 發(fā)現(xiàn)焦慮預(yù)示著以后的抑郁。鞠芊芊等人(2018)采用實(shí)地發(fā)放問卷的方式對(duì)大學(xué)生群體進(jìn)行調(diào)查, 也提出當(dāng)社交焦慮較高和成癮程度很強(qiáng)烈時(shí), 個(gè)體極易產(chǎn)生抑郁傾向。同時(shí), 社交焦慮與手機(jī)成癮也存在顯著正相關(guān)(Darcin et al., 2015)。李宗波等人(2017)指出當(dāng)個(gè)體手機(jī)依賴程度增加, 其在手機(jī)上花費(fèi)的時(shí)間和精力會(huì)越多, 同時(shí)在人際交流等活動(dòng)上花費(fèi)的時(shí)間和精力則會(huì)相對(duì)減少, 因而使個(gè)體的自我效能感降低、孤獨(dú)感增強(qiáng), 最終導(dǎo)致社交焦慮。因此, 本研究假設(shè)社交焦慮在手機(jī)成癮與抑郁的關(guān)系中起中介作用。

1.3 手機(jī)成癮、社交焦慮、負(fù)性情緒信息注意偏向與抑郁的關(guān)系

那么, 社交焦慮情緒又是如何進(jìn)一步影響到抑郁的呢？情緒的認(rèn)知理論(Cognitive Theory of Emotion)認(rèn)為, 情緒會(huì)激發(fā)特定的目標(biāo)和認(rèn)知(趙捷, 梅丞廷, 2009), 情緒的一個(gè)重要功能就是改變認(rèn)知(劉曉琴, 2015)。社交焦慮的認(rèn)知行為模型(Cognitive Behavioral Model of Social Anxiety)也指出, 對(duì)負(fù)性信息的注意偏向是社交焦慮個(gè)體的焦慮狀態(tài)得以保持的關(guān)鍵(Heimberg et al., 2010; 彭順等, 2019)。社交焦慮個(gè)體會(huì)特異性地注意環(huán)境中的負(fù)性信息(唐繼亮, 宣賓, 2012), 在社會(huì)交互過程中易出現(xiàn)對(duì)負(fù)性信息的注意, 從而產(chǎn)生抑郁。大量研究發(fā)現(xiàn)社交困難的成癮者對(duì)負(fù)性情緒刺激更為敏感, 可能存在注意偏向(雷玉菊等, 2017), 如武曉銳(2015)通過情緒Stroop范式證實(shí)了手機(jī)成癮者表現(xiàn)出了對(duì)負(fù)性信息的注意偏向。同時(shí), 根據(jù)抑郁的認(rèn)知理論(Depression Cognitive Theory), 負(fù)性情緒信息注意偏向與抑郁的發(fā)生、發(fā)展與維持有著緊密聯(lián)系(武成莉等, 2018)。Macleod等人(2002)采用改良的點(diǎn)探測(cè)范式對(duì)大學(xué)生的選擇性注意進(jìn)行控制, 發(fā)現(xiàn)優(yōu)先對(duì)負(fù)性詞語產(chǎn)生反應(yīng)的大學(xué)生, 對(duì)實(shí)驗(yàn)中的壓力源具有更高的抑郁水平。彭芳(2013)的研究也證實(shí)了通過改變負(fù)性注意偏向可以有效地減輕抑郁癥個(gè)體的抑郁癥狀。因此, 負(fù)性情緒信息注意偏向是解釋其他因素如何影響個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)的重要中介變量(毋嫘, 林冰心, 2016)。所以, 本研究假設(shè)負(fù)性情緒信息注意偏向在社交焦慮和抑郁的關(guān)系中起中介作用。

綜上所述, 本研究擬通過兩個(gè)研究, 同時(shí)從情緒和認(rèn)知兩個(gè)方面探討手機(jī)成癮和抑郁的關(guān)系, 以及社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮和抑郁之間的作用。研究1采用問卷法, 以手機(jī)成癮和社交焦慮作為自變量, 抑郁作為因變量, 考察社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁之間的中介作用。研究2采用點(diǎn)探測(cè)范式, 進(jìn)一步探究社交焦慮→負(fù)性情緒信息注意偏向的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｑ芯考僭O(shè)如下: (1)手機(jī)成癮與社交焦慮、負(fù)性情緒信息注意偏向、抑郁顯著正相關(guān); (2)社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁之間起中介作用; (3)社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 假設(shè)模型圖

2 研究1: 社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁之間的中介作用

2.1 研究目的

采用問卷法, 探究社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁之間起中介作用。

2.2 研究對(duì)象

在高校招募本科生, 共發(fā)放問卷630份, 回收有效問卷545份, 有效率為86.51%。年齡范圍在18~24歲之間, 平均年齡為19.59 ± 1.01歲, 其中男生271人, 女生274人。

2.3 研究方法

2.3.1 研究工具

(1)大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表

采用熊婕等人(2012)編制的大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表, 包括戒斷癥狀(沒有參與手機(jī)活動(dòng)時(shí)生理或心理上的負(fù)面影響)、突顯行為(手機(jī)的使用占據(jù)了思維和行為活動(dòng)的中心)、社交撫慰(手機(jī)使用在人際交往中的作用)、心境改變(手機(jī)造成的情緒變化)4個(gè)維度, 共16個(gè)項(xiàng)目, 采用5點(diǎn)計(jì)分(1 = 非常不符合, 5 = 非常符合)。該量表的分?jǐn)?shù)分布范圍為16~80分。分?jǐn)?shù)越高手機(jī)成癮傾向越嚴(yán)重。本研究中, 總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.88, 4個(gè)因子的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.78, 0.68, 0.74和0.61。

(2)貝克抑郁量表

采用貝克抑郁自評(píng)量表, 共包括13個(gè)項(xiàng)目, 0~3級(jí)評(píng)分。該量表的分?jǐn)?shù)分布范圍為0~39分, 分?jǐn)?shù)越高抑郁程度越高。本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.92。

(3)社會(huì)交往焦慮量表

采用Mattick等人(1998)編制、葉冬梅等人(2007)修訂的社會(huì)交往焦慮量表的中文版。該量表包含19個(gè)項(xiàng)目, 采用5點(diǎn)計(jì)分(1 = 完全不符合, 5 = 完全符合)。該量表的分?jǐn)?shù)分布范圍為19~95分, 其中第8和第10題為反向計(jì)分。得分越高說明社交焦慮程度越高。在本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

2.3.2 統(tǒng)計(jì)處理

采用SPSS 20.0、Mplus 8.3對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2.3.3 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用探索性因素分析法對(duì)可能存在的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)(周浩, 龍立榮, 2004)。整合各問卷所有項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析, 析出的第一個(gè)公因子解釋率為21.48%, 遠(yuǎn)小于40%。因此, 本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.4 研究結(jié)果

描述性統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn), 545名大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向得分在16~75分之間(= 41.68,= 9.92), 抑郁得分在0~32分之間(= 6.89,= 6.23), 社交焦慮得分在21~81分之間(= 40.50,= 10.90)。相關(guān)分析表明, 手機(jī)成癮、社交焦慮和抑郁兩兩之間均呈顯著正相關(guān)(表1)。手機(jī)成癮對(duì)抑郁具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(= 0.11,= 0.03,< 0.001)。

以假設(shè)模型為基礎(chǔ), 將手機(jī)成癮作為預(yù)測(cè)變量,抑郁作為結(jié)果變量, 以社交焦慮為中介變量進(jìn)行路徑分析, 數(shù)據(jù)擬合結(jié)果如圖2所示。從圖2來看, χ= 3.519, CFI = 0.978, TFI = 0.959, RMSEA = 0.068, SRMR = 0.033。各適配度統(tǒng)計(jì)量均在合理范圍內(nèi), 分析的結(jié)果支持了本研究初步構(gòu)建的模型的合理性。從模型路徑來看, 大學(xué)生手機(jī)成癮不能直接正向預(yù)測(cè)抑郁, 而是通過社交焦慮間接地正向預(yù)測(cè)抑郁(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù) = 0.39 × 0.26 = 0.10)。社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁間起完全中介作用?！笆謾C(jī)成癮→社交焦慮→抑郁”間接效應(yīng)95%的置信區(qū)間為[0.11, 0.25], 中介效果量為52.63%, 置信區(qū)間不包含0, 表明社交焦慮的中介效應(yīng)有統(tǒng)計(jì)意義, 且起到完全中介作用。

2.5 討論

研究1的結(jié)果顯示手機(jī)成癮對(duì)抑郁具有顯著正向預(yù)測(cè)作用, 即手機(jī)成癮者更容易產(chǎn)生抑郁。這一結(jié)果與已有研究結(jié)果一致(Seo et al., 2016), 支持了有關(guān)手機(jī)成癮與其他心理社會(huì)適應(yīng)問題的研究, 表明手機(jī)成癮是影響大學(xué)生心理社會(huì)適應(yīng)水平的一個(gè)重要因素(劉勤學(xué)等, 2017)。同時(shí), 根據(jù)運(yùn)動(dòng)抗抑郁作用的神經(jīng)營養(yǎng)假說(Neurotrophic Hypothesis of Antidepressant Actions of Exercise), 運(yùn)動(dòng)能夠增加成年海馬神經(jīng)發(fā)生和神經(jīng)營養(yǎng)因子的表達(dá), 是改善抑郁的主要機(jī)制(王澤軍等, 2010), 有限的活動(dòng)空間會(huì)提高抑郁發(fā)生的可能性(Vallée et al., 2011; 胡廣富等, 2019)。因此, 手機(jī)成癮者由于花費(fèi)過多的時(shí)間在手機(jī)上而導(dǎo)致的運(yùn)動(dòng)時(shí)間和精力縮減, 活動(dòng)范圍減少, 在一定的情況下也容易導(dǎo)致抑郁的發(fā)生。

表1 手機(jī)成癮、社交焦慮與抑郁的相關(guān)分析

注:< 0.001, 下同。

圖2 社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁間的中介作用

其次, 社交焦慮在手機(jī)成癮和抑郁之間起完全中介作用。即, 手機(jī)成癮完全是通過社交焦慮對(duì)抑郁產(chǎn)生了影響, 說明社交焦慮是手機(jī)成癮引發(fā)不良心理適應(yīng)的重要中介因素。該結(jié)果也支持了以往研究, 即社交焦慮能在手機(jī)成癮與個(gè)體心理適應(yīng)的關(guān)系中起中介作用(管浩圻, 陳麗蘭, 2015)。根據(jù)社會(huì)置換假說(Social Replacement Hypothesis), 手機(jī)成癮個(gè)體花費(fèi)了過多的時(shí)間和精力在虛擬世界中(Weinstein et al., 2016), 因而缺少與他人面對(duì)面的交流, 缺乏現(xiàn)實(shí)社會(huì)支持, 這會(huì)使他們的傳統(tǒng)人際交往減少, 人際關(guān)系和社交技能的發(fā)展受到阻礙(姜永志, 白曉麗, 2014), 導(dǎo)致他們與借助傳統(tǒng)交流方式維系的社會(huì)關(guān)系更疏遠(yuǎn)(Yeh et al., 2008), 與外界環(huán)境的交流與溝通的反饋機(jī)制穩(wěn)定性差, 繼而產(chǎn)生對(duì)社交關(guān)系長(zhǎng)久而持續(xù)的恐懼感(李宗波等, 2017), 最終提高個(gè)體的抑郁傾向。此外, 劉明月(2019)的研究也指出, 相較于一般大學(xué)生, 手機(jī)使用對(duì)具有手機(jī)成癮傾向的大學(xué)生在人際交往方面而言具有更加重要的意義, 手機(jī)成癮者更傾向于通過手機(jī)與他人建立聯(lián)系和社交。因此, 當(dāng)手機(jī)成癮者面對(duì)手機(jī)無法使用的情形時(shí), 更容易激發(fā)社交焦慮, 產(chǎn)生情緒變化, 從而提高抑郁發(fā)生的可能性。

雖然研究1證實(shí)了焦慮情緒在其中的中介作用,然而近期的研究發(fā)現(xiàn)手機(jī)成癮對(duì)心理健康的影響不僅會(huì)受到社交焦慮等情緒因素的影響(李宗波等, 2017), 也會(huì)受到注意偏向等認(rèn)知因素的影響(花蓉等, 2016)。那么, 社交焦慮個(gè)體易產(chǎn)生抑郁, 是否與其負(fù)性信息注意偏向有關(guān)呢？為此, 我們開展了研究2來探討這一問題。

3 研究2: 社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h2>

3.1 研究目的

在研究1的基礎(chǔ)上, 采用實(shí)驗(yàn)和問卷相結(jié)合的方法, 進(jìn)一步探究負(fù)性情緒信息注意偏向在社交焦慮和抑郁之間的中介作用, 以及社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮和抑郁之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

3.2 研究對(duì)象

使用G*Power 3.1計(jì)算研究所需樣本量(Faul et al., 2007)。以重復(fù)測(cè)量方差分析為統(tǒng)計(jì)方式, 設(shè)參數(shù)為: 被試內(nèi)重復(fù)測(cè)量方差分析, 效應(yīng)量= 0.25, α = 0.05, 1 ? β = 0.95, 組數(shù) = 1, 測(cè)量次數(shù) = 4, 重復(fù)測(cè)量數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性 = 0.5, 計(jì)算得到總樣本量為36人。考慮到10%左右的樣本流失率, 并參照前人研究(劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019), 在高校中招募大學(xué)生60人, 其中男生30人, 女生30人, 年齡為18~ 24周歲。所有被試都是右利手, 沒有精神與生理方面的疾病, 近期沒有參加過類似實(shí)驗(yàn), 視力或矯正視力正常, 無眼科疾病。實(shí)驗(yàn)開始前簽署知情同意書, 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后給予價(jià)值5元的小禮物作為回報(bào)。

3.3 研究方法

3.3.1 研究工具

同研究1。

3.3.2 研究材料

目前關(guān)于個(gè)體注意偏向的研究多采用文字或圖片等刺激材料。但是, 文字材料主要依賴于它的象征意義, 需要人的言語系統(tǒng)對(duì)其進(jìn)行加工, 刺激程度相對(duì)較低, 生態(tài)學(xué)效度也較低(武琦, 2012)。因此, 本研究采用更加直觀并且可以測(cè)到最初反應(yīng)的情緒圖片為刺激材料。

本研究采用王妍等人(2005)編制的標(biāo)準(zhǔn)化的中國化面孔情緒圖片系統(tǒng)(CFAPS)。同時(shí), 為保證實(shí)驗(yàn)材料滿足研究要求, 招募額外不參加正式實(shí)驗(yàn)的被試30人(男生15人, 女生15人, 平均年齡為20.97 ± 1.53歲)對(duì)每張圖片的效價(jià)(1 = 非常消極, 9 = 非常積極)、喚醒度(1 = 非常低喚醒, 9 = 非常高喚醒)與熟悉度(1 = 非常不熟悉, 9 = 非常熟悉)進(jìn)行9點(diǎn)評(píng)分。最終挑選出18張負(fù)性和18張中性情緒圖片(男女各半)作為實(shí)驗(yàn)刺激材料(劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019; 劉旺等, 2012)。采用配對(duì)樣本檢驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn), 負(fù)性與中性情緒圖片的熟悉度和喚醒度差異不顯著, 效價(jià)差異顯著(見表2)。圖片為亮度一致的灰度圖, 呈現(xiàn)大小為260 × 300。實(shí)驗(yàn)程序釆用Eprime 2.0軟件編制。

3.3.3 研究范式

點(diǎn)探測(cè)范式(dot-probe paradigm)常被認(rèn)為可以考查注意資源的空間分配, 評(píng)估情感性精神障礙患者的注意偏向問題(MacLeod et al., 1986)。注意偏向的相關(guān)研究也常采用點(diǎn)探測(cè)范式(花蓉等, 2016; 聶衍剛等, 2015)。因此, 本研究參照劉靜遠(yuǎn)等人(2019)的點(diǎn)探測(cè)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 研究流程如圖3所示。首先在屏幕正中呈現(xiàn)一個(gè)“+”, 持續(xù)時(shí)間為500 ms, 要求被試注視“+”, 隨后“+”消失, 在屏幕左右對(duì)稱方出現(xiàn)一對(duì)負(fù)性與中性情緒圖片, 二者的位置隨機(jī)呈現(xiàn), 呈現(xiàn)時(shí)間為500 ms, 緊接著是50 ms的空屏, 然后在出現(xiàn)過兩張圖片的任一位置上呈現(xiàn)一個(gè)探測(cè)點(diǎn), 探測(cè)點(diǎn)為黑色“●”, 要求被試看到“●”后迅速按鍵反應(yīng), 探測(cè)點(diǎn)在左按“F”鍵, 探測(cè)點(diǎn)在右按“J”鍵。要求被試又快又準(zhǔn)地做出反應(yīng)。被試按鍵反應(yīng)后或者被試在2000 ms時(shí)仍未反應(yīng), 呈現(xiàn)1000 ms空屏繼續(xù)下一試次。實(shí)驗(yàn)開始前讓被試進(jìn)行實(shí)驗(yàn)練習(xí)(練習(xí)試次中使用的圖片不會(huì)在正式試次中出現(xiàn)),直到被試熟悉實(shí)驗(yàn)規(guī)則。整個(gè)實(shí)驗(yàn)共包括72個(gè)正式試次, 負(fù)性情緒圖片、中性情緒圖片在左、右各出現(xiàn)一次, 探測(cè)點(diǎn)在兩類刺激位置各出現(xiàn)一次。

表2 研究2所用圖片的效價(jià)、喚醒度與熟悉度評(píng)分[M ± SD]

本研究參照以往研究假設(shè): 對(duì)探測(cè)點(diǎn)位置做出判斷的反應(yīng)時(shí)會(huì)隨被試對(duì)其出現(xiàn)區(qū)域的注意而減少, 即探測(cè)點(diǎn)出現(xiàn)在被試先前注意的區(qū)域時(shí), 反應(yīng)時(shí)較短; 反之, 反應(yīng)時(shí)較長(zhǎng)(MacLeod et al., 1986; 施永謀, 羅躍嘉, 2016)。通過記錄被試對(duì)探測(cè)點(diǎn)的反應(yīng)時(shí), 對(duì)比兩種情況下反應(yīng)時(shí)的差異, 這種差異表示被試對(duì)空間信息的注意偏向, 無效探測(cè)點(diǎn)與有效探測(cè)點(diǎn)(負(fù)性情緒圖片與探測(cè)點(diǎn)同側(cè)為有效, 負(fù)性情緒圖片與探測(cè)點(diǎn)異側(cè)為無效)的反應(yīng)時(shí)之差為注意偏向值(Mogg et al., 2004; 聶衍剛等, 2015)。注意偏向的定向理論認(rèn)為, 被試對(duì)出現(xiàn)在被注意區(qū)域內(nèi)的探測(cè)點(diǎn)的反應(yīng)快于出現(xiàn)在未被注意區(qū)域內(nèi)的反應(yīng), 即存在注意偏向(Petersen & Posner, 2012)。因此, 比較線索效度兩個(gè)水平的反應(yīng)時(shí), 可以得出被試對(duì)負(fù)性情緒是否存在注意偏向。

3.3.4 研究設(shè)計(jì)

本研究采用2 (配對(duì)面孔表情的情緒類型: 負(fù)性、中性) × 2 (探測(cè)點(diǎn)位置: 與負(fù)性情緒面孔表情同側(cè)、與負(fù)性情緒面孔表情異側(cè))的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。其中, 面孔表情的情緒類型和探測(cè)點(diǎn)位置為被試內(nèi)變量, 因變量為負(fù)性情緒信息注意偏向值。

3.3.5 研究過程

本研究在14英寸的電腦上進(jìn)行實(shí)驗(yàn), 被試坐在距離60 cm的屏幕正前方, 兩個(gè)刺激區(qū)域(寬為260像素, 長(zhǎng)為300像素; 視角為8.8°×10.1°)。每個(gè)被試單獨(dú)完成。實(shí)驗(yàn)前, 首先向被試介紹本研究的實(shí)驗(yàn)內(nèi)容和操作步驟, 要求其認(rèn)真閱讀指導(dǎo)語。被試被告之實(shí)驗(yàn)時(shí)間大概10~15分鐘, 如若實(shí)驗(yàn)中有任何不適或不滿, 可隨時(shí)退出實(shí)驗(yàn)。每一位被試的實(shí)驗(yàn)程序?yàn)? 練習(xí)實(shí)驗(yàn)(8個(gè)試次), 正式實(shí)驗(yàn)(72個(gè)試次)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后, 被試完成大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表、貝克抑郁量表和社交交往焦慮量表。

3.3.6 統(tǒng)計(jì)處理

運(yùn)用Excel對(duì)Eprime 2.0生成的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換和處理。

首先, 在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正式分析前對(duì)其進(jìn)行整理,排除反應(yīng)時(shí)小于200 ms、大于1200 ms的數(shù)據(jù)以減少被試的預(yù)判對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生干擾的可能性(Mogg et al., 2012), 然后對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步篩選, 去除3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差以外的數(shù)據(jù), 以及刪除反應(yīng)錯(cuò)誤與沒有反應(yīng)的所有數(shù)據(jù)(聶衍剛等, 2015; 施永謀, 羅躍嘉, 2016), 得到有效被試51名, 平均年齡為21.53 ± 1.43歲。

圖3 點(diǎn)探測(cè)范式流程圖

表3 手機(jī)成癮、社交焦慮、負(fù)性情緒信息注意偏向與抑郁的相關(guān)分析

圖4 手機(jī)成癮預(yù)測(cè)抑郁的多重中介作用模型

研究中, 有效被試的反應(yīng)準(zhǔn)確率為100%, 不具備比較意義, 因此本研究的因變量為被試在大學(xué)生手機(jī)成癮傾向、社會(huì)交往焦慮量表和貝克抑郁量表上的得分及負(fù)性情緒圖片與探測(cè)點(diǎn)異側(cè)的反應(yīng)時(shí)與負(fù)性情緒圖片與探測(cè)點(diǎn)同側(cè)的反應(yīng)時(shí)之差的負(fù)性情緒信息注意偏向值。

在完成對(duì)數(shù)據(jù)的初步整理后, 使用SPSS 20.0和Mplus 8.3對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

3.4 研究結(jié)果

3.4.1 負(fù)性情緒信息注意偏向、社交焦慮、手機(jī)成癮與抑郁之間的相關(guān)關(guān)系

描述性統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn), 51名大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向得分在24~65分之間(46.41,= 9.34), 抑郁得分在0~28分之間(= 10.84,= 8.11), 社交焦慮得分在26~74分之間(= 47.88,= 12.40)。

對(duì)負(fù)性情緒信息注意偏向、社交焦慮、手機(jī)成癮與抑郁之間的關(guān)系做相關(guān)分析。結(jié)果顯示, 負(fù)性情緒信息注意偏向與社交焦慮(= 0.48,< 0.001)、手機(jī)成癮(= 0.29,< 0.05)、抑郁(= 0.49,< 0.001)之間的相關(guān)均顯著(見表3)。

周小羽在板凳上嗷嗷直叫，這個(gè)樣子跟年三十我們嶺北鎮(zhèn)殺豬的情形一模一樣。但周小羽卻沒有討?zhàn)?，只是一個(gè)勁地叫著，打死我好了打死我好了。

3.4.2 社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮和抑郁之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

進(jìn)一步采用結(jié)構(gòu)方程模型(方杰等, 2014)檢驗(yàn)社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁之間的中介效應(yīng)(如圖4)。觀測(cè)數(shù)據(jù)與假設(shè)模型擬合良好(χ= 1.024, CFI = 0.997, TFI = 0.994, RMSEA = 0.022, SRMR = 0.055)。對(duì)鏈?zhǔn)街薪檫M(jìn)行檢驗(yàn), 手機(jī)成癮能夠正向預(yù)測(cè)社交焦慮(= 0.39,< 0. 01), 社交焦慮能夠正向預(yù)測(cè)負(fù)性情緒信息注意偏向(= 0.42,< 0. 001), 負(fù)性情緒信息注意偏向能夠正向預(yù)測(cè)抑郁程度(= 0.29,< 0.05), 即手機(jī)成癮傾向越高, 其社交焦慮水平會(huì)越高, 進(jìn)而會(huì)使個(gè)體對(duì)負(fù)性情緒信息產(chǎn)生更多的關(guān)注, 最終提高抑郁的風(fēng)險(xiǎn)。

采用偏差校正百分位Bootstrap進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn), 社交焦慮在手機(jī)成癮與大學(xué)生抑郁的中介效應(yīng)95%的區(qū)間為[0.10, 0.74], 中介效果量為41.18%,中介作用顯著, 因此, 社交焦慮是手機(jī)成癮與大學(xué)生抑郁的中介變量, 再次驗(yàn)證了假設(shè)2。社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)95%的區(qū)間為[0.01, 0.39], 中介效果量為14.71%, 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著, 假設(shè)3得到驗(yàn)證。因此, 社交焦慮與負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與大學(xué)生抑郁之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

3.5 討論

本研究采用實(shí)驗(yàn)和問卷相結(jié)合的方法, 探討了社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮對(duì)抑郁影響中的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｊ紫? 與研究1結(jié)果保持一致, 即社交焦慮在手機(jī)成癮與抑郁間起完全中介作用。其次, 研究2發(fā)現(xiàn)手機(jī)成癮完全通過社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懙絺€(gè)體抑郁水平。這可能是因?yàn)榛氐浆F(xiàn)實(shí)中的手機(jī)成癮個(gè)體渴望與好友互動(dòng), 但沉湎手機(jī)所帶來的社交技能的退化, 導(dǎo)致其在社交互動(dòng)中處于被動(dòng)位置(劉濤, 劉星辰, 2017)。在此基礎(chǔ)上, 個(gè)體會(huì)逐漸懷疑自身社交交往能力, 引發(fā)個(gè)體的社交焦慮, 如感到沮喪、緊張等(姜永志等, 2015), 由此產(chǎn)生的累積效應(yīng)使個(gè)體產(chǎn)生對(duì)不良情緒信息的注意偏向, 更容易關(guān)注負(fù)性信息, 對(duì)于負(fù)性刺激的閾限也越來越低(Li et al., 2008)。隨著對(duì)負(fù)性信息分配的注意資源增多, 個(gè)體易于忽視積極的情緒體驗(yàn), 從而加重了自身的無助感, 使個(gè)體的認(rèn)知和關(guān)注點(diǎn)變得更加局限, 堅(jiān)信事情的不可解決性, 如此反復(fù), 惡性循環(huán), 最終導(dǎo)致抑郁的產(chǎn)生。

4 總討論

本研究同時(shí)考察情緒和認(rèn)知因素在手機(jī)成癮對(duì)抑郁影響中的作用, 以網(wǎng)絡(luò)成癮與心理適應(yīng)結(jié)果的前因模型、情緒的認(rèn)知理論、社交焦慮的認(rèn)知行為模型和抑郁的認(rèn)知理論等為基礎(chǔ), 結(jié)合問卷和實(shí)驗(yàn)探討了手機(jī)成癮與抑郁的關(guān)系, 假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3均得到了驗(yàn)證。手機(jī)成癮可以通過社交焦慮、負(fù)性情緒信息注意偏向的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懸钟? 即手機(jī)成癮對(duì)心理健康的影響會(huì)受到情緒和認(rèn)知的鏈?zhǔn)礁蓴_, 這可以理解為手機(jī)成癮者由于負(fù)性情緒累積產(chǎn)生對(duì)不良情緒信息的注意偏向而最終導(dǎo)致的惡性循環(huán)。

值得注意的是, 在研究1中, 手機(jī)成癮可以通過社交焦慮間接影響抑郁, 在研究2中當(dāng)社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向同時(shí)納入結(jié)構(gòu)方程模型時(shí), 社交焦慮和負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著, 社交焦慮在手機(jī)成癮與抑郁間的單獨(dú)中介效應(yīng)顯著, 而負(fù)性情緒信息注意偏向在手機(jī)成癮與抑郁間的單獨(dú)中介效應(yīng)并不顯著。說明在影響抑郁的情緒和認(rèn)知因素中, 情緒可能是更為重要的影響因素, 認(rèn)知是情緒和反應(yīng)的中介, 即情緒是抑郁重要且最直接的來源, 情緒可以通過影響認(rèn)知系統(tǒng), 進(jìn)而影響個(gè)體抑郁水平。根據(jù)情緒的認(rèn)知理論(Cognitive Theory of Emotion)和認(rèn)知行為理論(Cognition and Behavior Theory), 情緒會(huì)激發(fā)特定的目標(biāo)和認(rèn)知(趙捷, 梅丞廷, 2009), 在認(rèn)知、情緒和行為三者中, 認(rèn)知扮演著中介與協(xié)調(diào)的作用。這一研究結(jié)果支持了情感優(yōu)先假說(Affective Primacy Hypothesis)和積極情緒的拓展?建設(shè)理論(Broaden-and-Build Theory of Positive Emotions), 認(rèn)為情感是第一性的, 完全獨(dú)立于認(rèn)知。同時(shí), 消極情緒會(huì)縮小個(gè)體的知?行資源分配范圍, 而積極情緒則可能會(huì)拓寬個(gè)體的知?行資源分配范圍(梁家銘, 陳樹林, 2015)。情緒一致性效應(yīng)(Emotional Consistent Effect)也指出, 當(dāng)個(gè)體處于負(fù)性情緒時(shí), 會(huì)優(yōu)先注意負(fù)性信息(楊海波, 朱競(jìng)男, 2017)。負(fù)性情緒會(huì)促進(jìn)投入注意于負(fù)性刺激的偏向, 即加強(qiáng)負(fù)性刺激捕獲注意的偏向(劉漢越等,2015)。

綜上所述, 在考察手機(jī)成癮對(duì)抑郁的影響時(shí), 應(yīng)同時(shí)整合情緒與認(rèn)知因素, 在探討手機(jī)成癮對(duì)個(gè)體心理健康的影響時(shí), 不能只重視情緒和認(rèn)知的單獨(dú)作用, 更應(yīng)該關(guān)注認(rèn)知和情緒兩種加工特性的雙系統(tǒng)架構(gòu), 并且情緒因素與認(rèn)知因素間還具有一定的順序性, 認(rèn)知的作用需要通過個(gè)體的情緒激發(fā), 才能對(duì)個(gè)體心理健康水平產(chǎn)生重要影響。這一結(jié)果拓展了以往關(guān)于手機(jī)成癮和個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)問題的研究, 在一定程度上豐富了成癮及抑郁的研究視野, 對(duì)于減少或控制成癮對(duì)抑郁的消極影響具有參考意義。這也提示我們, 應(yīng)高度重視手機(jī)成癮大學(xué)生的社交焦慮情緒, 如學(xué)?？梢酝ㄟ^開展多種形式的活動(dòng), 提供社會(huì)交往機(jī)會(huì), 增強(qiáng)其社交技能及其與社會(huì)的聯(lián)結(jié), 減少社交焦慮, 進(jìn)而降低產(chǎn)生抑郁的風(fēng)險(xiǎn)。此外, 這一結(jié)果也為注意偏向能夠改變抑郁水平的因果關(guān)系推斷提供了證據(jù), 提示我們注意偏向訓(xùn)練很可能是頗有前景的治療抑郁的替代療法, 醫(yī)院等專業(yè)機(jī)構(gòu)可以通過迫使被試反復(fù)將注意從負(fù)性刺激上轉(zhuǎn)移, 增強(qiáng)對(duì)負(fù)性刺激的注意解除能力, 進(jìn)而改善大學(xué)生的負(fù)性情緒信息注意偏向和社交焦慮, 提高心理健康水平。

最后, 本研究也存在一些不足。首先, 本研究?jī)H論證了負(fù)性情緒信息注意偏向?qū)σ钟舻挠绊? 但對(duì)其如何發(fā)揮作用的問題卻少有探討。根據(jù)注意偏向成分理論, 注意偏向的機(jī)制可以分為注意警覺、注意解除困難和注意回避三種成分(Cisler & Koster, 2010)。未來研究可以基于此對(duì)負(fù)性情緒信息注意偏向的作用機(jī)制作進(jìn)行進(jìn)一步探討; 其次, 孫夢(mèng)圓等人(2018)發(fā)現(xiàn)孤獨(dú)感在社交焦慮與抑郁癥狀間起部分中介作用; Hong等人(2019)的研究結(jié)果也表明社交焦慮會(huì)通過降低積極的社交成果而間接影響抑郁。因此, 社交焦慮對(duì)抑郁的影響可能存在其他路徑, 未來研究應(yīng)當(dāng)繼續(xù)深入挖掘可能的中介變量及其作用機(jī)理。此外, 本研究?jī)H探討了社交焦慮情緒和負(fù)性情緒信息注意偏向在其中的作用, 未來研究中可以從情緒和認(rèn)知方面的更多變量來進(jìn)行探析, 從而提供更多干預(yù)和治療個(gè)體手機(jī)成癮及抑郁的參考。

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Mobile phone addiction and depression: Multiple mediating effects of social anxiety and attentional bias to negative emotional information

HOU Juan, ZHU Yingge, FANG Xiaoyi

(Department of Philosophy, Anhui University, Hefei 230039, China) (Department of Psychology, Renmin University of China, Beijing 100872, China) (Institute of Developmental Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)

Depression is an important and widely studied measure of individual psychological and social adaptation. Previous studies have explored the mechanism of depression from various perspectives and found that addiction is a significant risk factor for the development of depression. In recent years, with the rapid development of mobile Internet technology and smart phones, researchers have found that mobile phone addiction, as another important aspect of behavioral addiction, also has a potential impact on depression. Further studies have found that mobile–addicted individuals spend too much time and energy in the virtual world, thus leading to social anxiety. In addition, when social anxiety is so high that it affects the daily life of individuals, individuals are prone to suffer depressive symptoms. According to the cognitive behavioral model of social anxiety and emotional consistent effect, attentional bias to negative information is a key factor in maintaining the anxiety state among individuals with social anxiety. When an individual experiences social anxiety, they will pay more attention to negative information. Depression cognitive theory also posits that attentional bias to negative emotional information is closely related with the occurrence, development and maintenance of depression.

Therefore, social anxiety and attentional bias to negative emotional information may be important factors in the effects of mobile phone addiction on depression. This study integrated emotional and cognitive factors and explored the effects of social anxiety and attentional bias to negative emotional information on the relationship between mobile phone addiction on depression through two studies. For study 1, a sample of 545 college students completed the Mobile Phone Addiction Index, Beck Depression Inventory and Social Interaction Anxiety Scale. For study 2, 51 college students were selected to complete questionnaires and a 2 (Emotional types of paired facial expressions: negative, neutral) × 2 (Detection point position: same as negative emotional face expression, different from negative emotional face expression) within-subjects task to investigate the serial mediating effects of social anxiety and attentional bias to negative emotional information on the relationship between mobile phone addiction and depression.

All the data were analyzed by SPSS 20.0 and Mplus 8.3. Some valuable results were obtained as follows. (1) There were significant positive correlations among mobile phone addiction, social anxiety and depression. Social anxiety fully mediated the effect of mobile phone addiction on depression. (2) Social anxiety and attentional bias to negative emotional information serially mediated the relationship between mobile phone addiction and depression. However, attentional bias to negative emotional information did not significantly mediate the effect of mobile phone addiction on depression. Specifically, mobile phone addiction affects depression through two pathways: one is the separate mediating role of social anxiety; the other is the serial mediation pathway of social anxiety → attentional bias to negative emotional information.

This study expands previous research on mobile phone addiction and individual psychological adaptation, enriches the field of addiction and depression research, and has significance regarding the reduction or control of the negative effects of addiction on depression. Additionally, this study also provides evidence for causal inference that social anxiety and attentional bias can alter depression levels, suggesting that attentional bias training is likely to be a promising alternative therapy for depression and providing new ideas for the intervention and treatment of clinical mental disorders.

mobile phone addiction, depression, social anxiety, negative emotional information, attentional bias

2020-06-04

* 國家自然科學(xué)通用技術(shù)基礎(chǔ)研究聯(lián)合基金重點(diǎn)項(xiàng)目(U1936220)和安徽高校人文社會(huì)科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目(SK2019A0028)資助。

方曉義, E-mail: fangxy@bnu.edu.cn.

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