2024年2月10日发(作者：府梦兰)

在移动互联网络时代，智能手机已成为人们 进行社交、娱乐、购物和理财的重要工具。调查显 示，截至 2018 年 12 月，我国手机网民规模达 8. 17 亿，手机网民在整体网民人群中占比高达 98. 6% ( 中国互联网络信息中心，2019) 。伴随着这一趋 势，手机成瘾的现象也愈加突出。手机成瘾是指 个体过度和强迫性地使用手机从而对其心理、行 为和社会功能造成负面影响的一种成瘾行为( Billieux，2012; 刘勤学 等，2017) ，包括失控性、戒断 性、逃避性以及低效性等特征( Leung，2008) 。作 为一种消极使用行为，手机成瘾会对个体的自我 发展以及社会适应等方面带来显著的不利影响， 如引起抑郁、焦虑，影响睡眠质量、认知能力和人 际关系等( Chen et al． ，2016; Elhai et al． ，2017; 刘庆奇 等，2017) 。大学生作为手机使用的主要 群体，也是手机成瘾的高发群体，调查发现大学生 群体手机成瘾的检出率在 4. 05% 至 27. 4% 之间 ( Chen et al． ，2016; Leung，2008) ，且潜在成瘾比

率高达 58. 33% ( Chen et al． ，2016) 。在这一背景 下，考察大学生手机成瘾的影响因素，特别是其保 护性因素及其作用机制具有重要意义。 正念是指通过有目的地、不评判地关注当下而 产生的意识状态( Kabat-Zinn，1994) ，强调将注意有 意识地指向当前经验并对此保持开放、好奇和接纳 的态度( Bishop et al． ，2004) 。由于个体在日常生 活中保持正念的倾向存在差异，正念也被视为一种 人格特质( Baer et al． ，2006) 。研究发现正念对个

体的生理健康、认知、情绪和行为问题以及人际适应 等方面都有显著的积极影响( Keng et

al． ，2011; Tomlinson et al． ，2018) 。正念在成瘾行为中的保护 性作用也得到了大量研究的支持( Garland et al． ， 2014; Karyadi et al． ，2014) ，如有研究发现，成瘾恢 复治疗中物质使用失调患者在正念问卷上得分越 高，其物质渴求感水平越低( Garland et al． ，2014) 。 就网络使用而言，研究发现正念不同维度对问题性 网络使用具有长时影响，如正念的不评判维度( 对 内外经验不评判) 不仅能直接预测偏爱网络社交的 降低，还能间接引起问题性网络使用的其他维度( 使用网络调节情绪，自我调节缺陷和消极后果) 的 降低，而观察维度( 注意内外经验) 和有觉知地行动 维度( 全然处于当下和有意识地行动) 能直接负向 预测网络使用中的自我调节缺陷，并能间接影响自 我调节不足所带来的消极后果

( Calvete et al． ， 2017) 。正念与手机成瘾之间也存在密切相关。随 着手机定制化、智能化和多功能的实现，人们开始以 “碎片化使用”的方式在手机上进行社交、玩游戏、 浏览各类信息或短视频，这一间歇性强化更容易导 致手机成瘾。正念则能促使个体对其使用手机的渴 求感、使用行为以及产生的情绪保持觉察而不认同， 这有助于减少个体习惯性使用手机的反应模式，进 而降低对手机的依赖。基于问卷调查的相关研究也 为正念与手机成瘾倾向之间的关系提供了支持( Elhai，Levine et al． ，2018; Kim et al． ，2018) 。如有 研究发现正念注意不足( 在正念问卷上得分较低) 与高手机成瘾倾向显著正相关( Kim et al． ，2018) 。 以往研究主要关注了正念与成瘾行为，尤其是手机 成瘾之间的直接关系，对于正念如何与手机成瘾倾 向相联系( 中介机制) 以及两者的关系在何种条件 下更强或更弱( 调节机制) 则探讨相对较少。本研 究拟基于正念再感知模型的认知—情绪—行为灵活 性补充机制( Shapiro et al． ，2006) ，考察无聊倾向在 正念与手机成瘾倾向之间的中介作用，并依据“保 护因子—保护因子模型”( Cohen et al． ，2003) 考察 未来时间洞察力和正念这两种不同取向的时间洞察 因素对手机成瘾倾向的交互作用。这不仅有助于揭 示正念对手机成瘾倾向的作用机制，而且对于预防 和干预大学生手机成瘾具有实践指导意义。 1. 1 无聊倾向的中介作用 无聊是指个体想要参与但又没有能力参与使其 满意的活动进而产生的消极体验( Eastwood et al． ， 2012) 。在情绪体验上，无聊反映了一种不愉快的 甚至是厌恶的感受，在认知水平上则强调个体参与 活动时集中注意能力的不足。当个体在不同情境中 均产生一种较稳定的无聊体验时，便会形成一种无 聊倾向( Struk et al． ，2017) 。无聊倾向是手机成瘾 的重要风险因素，在日常生活中，当个体感到无聊 时，便倾向于使用手机来摆脱无聊感，高无聊倾向的 个体更容易沉迷于手机来排解无聊体验( Elhai et al． ，2018; Leung，

2008) 。无聊倾向还能通过降低 个体的生命意义感进而导致对手机的过度依赖( 姚 梦萍

等，2016) 。尽管无聊倾向具有相对稳定性， 一些认知、情感和人格因素仍能影响个体的无聊倾 向( Isacescu et al． ，2017; Struk et al． ，2016) 。根据 无聊倾向的注意理论( Harris，2000) ，个体的无聊易 感性的根源在于注意调节的中断，即无法维持和调 节注意力所导致的( Eastwood et al． ，2012; Hunter ＆ Eastwood，2018) 。通过培养和提升注意力，如提

高正念水平，能有效缓解无聊倾向( LePera，2011) 。 实证研究也发现正念与无聊倾向显著负相关( Hunter ＆ Eastwood，2018; LePera，2011; Struk et al． ， 2017) ，即正念水平高的个体往往能灵活地调节和 保持对当前经验的注意，更容易投入到当前活动中， 从而降低无聊倾向。此外，无聊倾向还能在一些负 性因素对手机成瘾的影响中起中介作用，如研究发 现，焦虑和抑郁症状能通过无聊倾向的中介作用影 响手机成瘾( Elhai，Vasquez，et al． ，2018) 。 除上述实证支持外，本研究提出无聊倾向在 正念与手机成瘾倾向之间的中介作用也具有一定 的理论 基 础。根据正念再感知模型的认知—情 绪—行为灵活性补充机制( Shapiro et al． ，2006) ， 随着正念水平的提高，个体不再过于认同当前的 经验，能够更清晰地观察不断变化的心理内容，进 而促进认知和情绪上的灵活性反应并减少自动化 的行为反应模式。无聊倾向可以视为一种认知和 情绪上的非灵活性反应，而手机成瘾则可以视为 个体无法控制手机使用( Billieux，2012; Billieux et al． ，2015) 所产生的非适应性行为反应。因此，本 研究假设，正念可以通过降低无聊倾向进而减轻 手机成瘾的程度，即无聊倾向在正念与手机成瘾 倾向之间起中介作用。 1. 2 未来时间洞察力的调节作用 未来时间洞察力作为时间洞察力的一部分，强 调“个体对未来社会发展和自我发展，主要是对自 我发展可能性的认知、情感和行为倾向”( 宋其争， 2004) ，可视为个体对未来时间知觉的一种人格特 点。它关注个体思考、预期和建构未来的倾向性以 及对未来的一般态度( Andre

et al． ，2018; Kooij et al． ，2018) ，与个体的情绪、认知、动机和社会适应 都密切相关( Kooij et al． ，2018) 。 根据期望—价值理论，个体的行为动机由结果 期待和价值评估两个因素决定，未来时间洞察力能 促使个体认识到当前行为的有效性及其更有价值的 未来结果，因而能更好地启动和调节当前行为( 庞 雪 等，2014) 。因此，高未来时间洞察力水平的个 体能更好地设置未来目标以调节当前行为( Joireman et al． ，2012; 宋其争，2004) ，进而减少无聊体验并降低过度使用网络或手机的可能性。实证研究 表明未来时间洞察力能负向预测无聊倾向( Eren ＆ Co爧kun，2015; 宗 亚 义，周 琰，2017 ) 、网 络 成 瘾

( Przepiorka ＆ Blachnio，2016; 张晔 等，2016) 以及 智能手机成瘾( Park et al． ，2014) ，并且能在一些负 性因素对个体心理社会适应的影响中起缓冲作用。 如有研究发现，未来时间洞察力能够削弱性别歧视 和对工作的认知和情感投入之间的关系( Sia et al． ， 2015) ，特质焦虑通过压力知觉对网络成瘾的影响 也能随着未来时间洞察力水平的增强而减弱( 张晔 等，2016) 。 正念与未来时间洞察力均可视为无聊倾向和 手机成瘾倾向的保护性因素，两者在某种程度上 共同反映了对时间的态度和定向( Seema ＆ Sircova，2013) 。正念强调“现在取向的自我调节”，即 有意识地、开放地关注此时此刻，反映了一种整体 的、平衡的时间洞察力( Muro et al． ，2017; Seema ＆ Sircova，2013) 。未来时间洞察力则强调“未来 取向 的 自 我 调 节”，根 据 期 望—价 值 理 论 ( 庞 雪 等，2014) ，它有助于个体在当下时刻体验对未来 的渴望和目标状态( Andre et al． ，2018) ，并根据 未来目标指导现在的行动。正念可视为对未来时 间洞察力的补充( Muro et al． ，2017; Seema ＆

Sircova，2013) ，两者相辅相成( 庞雪 等，2014) 。但 是，尚未有研究探讨这两种不同时间取向的保护 性因子如何交互作用于个体的手机成瘾行为。根 据“保 护 因 子—保 护 因

子 模 型”( Cohen et al． ， 2003) ，两种保护因素之间存在增强型交互作用和 对抗型交互作用两种相互作用的方式。增强型交 互作用是指一种保护性因素( 如未来时间洞察力)

会增强另一种保护 性 因 素( 如 正 念) 对 结 果 变 量 ( 如无聊倾向，手机成瘾倾向)

的影响。具体来说， 高未来时间洞察力这一对未来积极的信念、体验 和行动倾向，有助于个体利用未来目标来调节当 前的心理和行为状态。当高未来时间洞察力的个 体同时拥有高正念水平时，他们能够更灵活地调 节自身的认知、情绪和行为，从而减轻无聊倾向， 并降低手机成瘾水平。而对抗型交互作用是指一 种保护性因素( 如未来时间洞察力) 会削弱另一种 保护性因素( 如正念) 对结果变量( 如无聊倾向，手 机成瘾倾向) 的影响。也就是说，当个体拥有高水 平的未来取向的时间洞察力时，高正念水平这一 现在取向的时间洞察力并不会产生更多的积极作 用。因此，相较于高未来时间洞察力的个体，高正 念对无聊倾向和手机成瘾倾向的保护性作用在低 未来时间洞察力的个体中更显著。鉴于以往研究 对于正念和未来时间洞察力之间交互作用的关注 较少，本研究将探讨未来时间洞察力在正念与手 机成瘾倾向之间的直接和间接路径中的调节作 用，但对于具体的调节模型( 增强型交互作用或对 抗型交互作用) 不做具体假设。 综合而言，本研究基于正念再感知模型的认 知—情绪—行为灵活性补充机制和“保护因子—保 护因子模型”构建了一个有调节的中介模型，来探 讨正念如何与手机成瘾倾向相联系( 中介效应) 以 及两者之间的联系在何种条件下更强或更弱( 调节 效应) ( 如图 1 所示) 。具体而言，本研究将考察无 聊倾向在正念与手机成瘾倾向之间的中介作用，以 及正念对手机成瘾倾向的直接效应和无聊倾向的中 介效应前半段( 正念与无聊倾向的关系) 是否受到 未来时间洞察力的调节。采取整群抽样，选取湖北省某所综合型大学大 一至大三的学生进行施测，大四学生因面临考研和 找工作的压力，未参与该问卷调查。在获取大学生 本人的知情同意后，共 810 名大学生参与了此次调 查。剔除无效数据后，共收回 790 份有效问卷( 问 卷有效率为 97. 53% ) 。其中，男生 254 名，女生 536 名，大一学生270 名，大二学生294 名，大三学生226 名。被试年龄在17 至22 岁之间，平均年龄为19. 34 岁，标准差为 1. 17。 2. 2 工具 2. 2. 1 儿童青少年正念量表 采用 Greco 等人( 2011) 编制的儿童青少年正念 量表。共含 10 个题项( 如，“在学校里，我上完一堂 又一堂课，却并不知道自己在干什么”) ，为单维量 表。采用 5 点计分，0 代表“从不”，4 代表“总是”。 所有题项均为反向计分，分数越高表示个体的正念水平越高。该量表被广泛用于青少年( Dion et al． ， 2018; 刘庆奇 等，2017) 和大学生群体( Pepping

＆ Duvenage，2016) ，并具有良好的信效度。为进一步 验证该量表在中国大学生群体中的效度，对量表进 行验证性因素分析，结果表明该量表的结构效度良 好: χ 2 /df = 3. 71，ＲMSEA = 0. 06，CFI = 0. 95，NFI = 0. 93，GFI = 0. 97。实测中，该量表的内部一致性系 数为 0. 78。 2. 2. 2 简版无聊倾向量表 该量表由 Struk 等人( 2017) 编制，共包括 8 个 项目( 如，“大部分时间里我都是无所事事的”) 。采 用 5 点计分，1 表示“完全不符合”，5 表示“完全符 合”。得分越高，表示个体感到无聊的倾向性水平 越高。施测前，由心理学专业和英语专业的两名研 究生对该量表进行了翻译和回译工作，并对相关表 述进行了讨论修改，最终形成了施测用的无聊倾向 量表。对该量表进行验证性因素分析，结果表明量 表结构效度良好，χ 2 /df = 6. 61，ＲMSEA = 0. 08，CFI = 0. 97，NFI = 0. 97，GFI = 0. 97。实测中，该量表的 内部一致性系数为 0. 90。 2. 2. 3 手机成瘾指数量表 采用 Leung( 2008) 编制的手机成瘾指数量表。 由 17 个 题 项 组 成 ( 如，“没有手机你会心神不 定”) ，测量手机成瘾的四个维度，即失控性、戒断 性、逃避性以及低效性。采用 5 点计分，1 表示“从

来没有”，5 表 示“总 是”。计算所有项目的平均 分，分数越高表示个体的手机成瘾倾向水平越高。 该量表在国内大学生和青少年群体中均具有良好 的 信 度 和 效 度 ( 黄 海 等，2014; 刘 庆 奇 等， 2017) 。实 测 中，该量表的内部一 致性系数 为 0. 86。 2. 2. 4 大学生一般未来时间洞察力量表 采用宋其争( 2004) 编制的大学生一般未来时 间洞察力量表。由 20 个题项构成( 如，“一旦确定 目标，我就采取达到目标的具体措施”) ，测量未来 时间洞察力的五个维度，即行为承诺、未来效能、远 目标定向、未来目的意识和未来意象。采用 4 点计 分，1 表示“完全不符合”，4 表示“完全符合”。分数 越高，表明个体的未来时

间洞察力水平越高。本研 究中，该量表的内部一致性系数为 0. 86。 2. 2. 5 控制变量 本研究选取性别、年龄和手机使用作为控制 变量。其中，手机使用是指总体手机使用的频率 以及 不 同 手 机 服 务 /功 能 的 使 用 频 率 ( 陈 武， 2016) ，主要通过手机使用年限( Pearson ＆ Hussain，2015) 、总体手机使用时间、每日查看手机频 率和睡前手机使用时间( 陈武，2016) 以及每日使 用手机打电话、发短信的次数和使用社交网站的 时间( Lepp

et al． ，2015) 等指标进行测量。 2. 3 研究程序与数据分析 以班级为单位在课堂上进行集体施测。施测 前，由主试向被试说明测试目的和作答方式、保密原 则和可以随时自由退出测验等原则。要求被试在规 定时间( 约 20 分钟) 内完成作答，所有问卷当场收 回。筛除无效问卷后，构成本次测验的有效数据。 采用 SPSS 23. 0 以及 Hayes( 2013) 开发的

SPSS 宏程 序 PＲOCESS 对数据进行分析。 3 结果 3. 1 共同方法偏差检验 采用 Harman

单因素检验法对共同方法偏差进 行检验，结果显示，共有 12 个因子的特征值大于 1， 且第一个因子解释的变异量为 18. 89% ，小于 40% 的临界标准，可见本研究数据不存在显著的共同方 法偏差。 3. 2 描述性统计和相关分析 表 1 呈现了各变量的平均值、标准差和相关矩 阵。结果显示: 正念与无聊倾向、手机成瘾倾向之间 均呈显著负相关，无聊倾向与手机成瘾倾向之间呈 显著正相关，未来时间洞察力与正念之间呈显著正 相关，而与无聊倾向、手机成瘾倾向之间呈显著负 相关。 3. 3 正念与手机成瘾倾向: 中介效应检验 使 用 Hayes

( 2013 ) 开 发 的 SPSS 宏 程 序 PＲOCESS 中的模型 4 对无聊倾向在正念与手机成 瘾倾向之间的中介作用进行统计分析。结果表明 ( 如表 2 所示) ，在控制性别、年龄和手机使用之后， 正念能显著负向预测手机成瘾倾向( β = － 0. 46， p ＜ 0. 001) 和无聊倾向( β

= － 0. 56，p ＜ 0. 001) 。当 正念和无聊倾向同时预测手机成瘾倾向时，无聊倾 向显 著

正 向 预 测 手 机 成 瘾 倾 向 ( β = 0. 20，p ＜ 0. 001) ，此时正念对手机成瘾倾向的负向预测作用 依然显著( β = － 0. 34，p ＜ 0. 001) 。进一步的中介 效应分析表明，无聊倾向的中介效应为 － 0. 11，其 95% Bootstrap 置信区间为［－ 0. 16，－ 0. 07］，占总 效应的 24. 82% 。

2024年2月10日发(作者：府梦兰)

在移动互联网络时代，智能手机已成为人们 进行社交、娱乐、购物和理财的重要工具。调查显 示，截至 2018 年 12 月，我国手机网民规模达 8. 17 亿，手机网民在整体网民人群中占比高达 98. 6% ( 中国互联网络信息中心，2019) 。伴随着这一趋 势，手机成瘾的现象也愈加突出。手机成瘾是指 个体过度和强迫性地使用手机从而对其心理、行 为和社会功能造成负面影响的一种成瘾行为( Billieux，2012; 刘勤学 等，2017) ，包括失控性、戒断 性、逃避性以及低效性等特征( Leung，2008) 。作 为一种消极使用行为，手机成瘾会对个体的自我 发展以及社会适应等方面带来显著的不利影响， 如引起抑郁、焦虑，影响睡眠质量、认知能力和人 际关系等( Chen et al． ，2016; Elhai et al． ，2017; 刘庆奇 等，2017) 。大学生作为手机使用的主要 群体，也是手机成瘾的高发群体，调查发现大学生 群体手机成瘾的检出率在 4. 05% 至 27. 4% 之间 ( Chen et al． ，2016; Leung，2008) ，且潜在成瘾比

率高达 58. 33% ( Chen et al． ，2016) 。在这一背景 下，考察大学生手机成瘾的影响因素，特别是其保 护性因素及其作用机制具有重要意义。 正念是指通过有目的地、不评判地关注当下而 产生的意识状态( Kabat-Zinn，1994) ，强调将注意有 意识地指向当前经验并对此保持开放、好奇和接纳 的态度( Bishop et al． ，2004) 。由于个体在日常生 活中保持正念的倾向存在差异，正念也被视为一种 人格特质( Baer et al． ，2006) 。研究发现正念对个

体的生理健康、认知、情绪和行为问题以及人际适应 等方面都有显著的积极影响( Keng et

al． ，2011; Tomlinson et al． ，2018) 。正念在成瘾行为中的保护 性作用也得到了大量研究的支持( Garland et al． ， 2014; Karyadi et al． ，2014) ，如有研究发现，成瘾恢 复治疗中物质使用失调患者在正念问卷上得分越 高，其物质渴求感水平越低( Garland et al． ，2014) 。 就网络使用而言，研究发现正念不同维度对问题性 网络使用具有长时影响，如正念的不评判维度( 对 内外经验不评判) 不仅能直接预测偏爱网络社交的 降低，还能间接引起问题性网络使用的其他维度( 使用网络调节情绪，自我调节缺陷和消极后果) 的 降低，而观察维度( 注意内外经验) 和有觉知地行动 维度( 全然处于当下和有意识地行动) 能直接负向 预测网络使用中的自我调节缺陷，并能间接影响自 我调节不足所带来的消极后果

( Calvete et al． ， 2017) 。正念与手机成瘾之间也存在密切相关。随 着手机定制化、智能化和多功能的实现，人们开始以 “碎片化使用”的方式在手机上进行社交、玩游戏、 浏览各类信息或短视频，这一间歇性强化更容易导 致手机成瘾。正念则能促使个体对其使用手机的渴 求感、使用行为以及产生的情绪保持觉察而不认同， 这有助于减少个体习惯性使用手机的反应模式，进 而降低对手机的依赖。基于问卷调查的相关研究也 为正念与手机成瘾倾向之间的关系提供了支持( Elhai，Levine et al． ，2018; Kim et al． ，2018) 。如有 研究发现正念注意不足( 在正念问卷上得分较低) 与高手机成瘾倾向显著正相关( Kim et al． ，2018) 。 以往研究主要关注了正念与成瘾行为，尤其是手机 成瘾之间的直接关系，对于正念如何与手机成瘾倾 向相联系( 中介机制) 以及两者的关系在何种条件 下更强或更弱( 调节机制) 则探讨相对较少。本研 究拟基于正念再感知模型的认知—情绪—行为灵活 性补充机制( Shapiro et al． ，2006) ，考察无聊倾向在 正念与手机成瘾倾向之间的中介作用，并依据“保 护因子—保护因子模型”( Cohen et al． ，2003) 考察 未来时间洞察力和正念这两种不同取向的时间洞察 因素对手机成瘾倾向的交互作用。这不仅有助于揭 示正念对手机成瘾倾向的作用机制，而且对于预防 和干预大学生手机成瘾具有实践指导意义。 1. 1 无聊倾向的中介作用 无聊是指个体想要参与但又没有能力参与使其 满意的活动进而产生的消极体验( Eastwood et al． ， 2012) 。在情绪体验上，无聊反映了一种不愉快的 甚至是厌恶的感受，在认知水平上则强调个体参与 活动时集中注意能力的不足。当个体在不同情境中 均产生一种较稳定的无聊体验时，便会形成一种无 聊倾向( Struk et al． ，2017) 。无聊倾向是手机成瘾 的重要风险因素，在日常生活中，当个体感到无聊 时，便倾向于使用手机来摆脱无聊感，高无聊倾向的 个体更容易沉迷于手机来排解无聊体验( Elhai et al． ，2018; Leung，

2008) 。无聊倾向还能通过降低 个体的生命意义感进而导致对手机的过度依赖( 姚 梦萍

等，2016) 。尽管无聊倾向具有相对稳定性， 一些认知、情感和人格因素仍能影响个体的无聊倾 向( Isacescu et al． ，2017; Struk et al． ，2016) 。根据 无聊倾向的注意理论( Harris，2000) ，个体的无聊易 感性的根源在于注意调节的中断，即无法维持和调 节注意力所导致的( Eastwood et al． ，2012; Hunter ＆ Eastwood，2018) 。通过培养和提升注意力，如提

高正念水平，能有效缓解无聊倾向( LePera，2011) 。 实证研究也发现正念与无聊倾向显著负相关( Hunter ＆ Eastwood，2018; LePera，2011; Struk et al． ， 2017) ，即正念水平高的个体往往能灵活地调节和 保持对当前经验的注意，更容易投入到当前活动中， 从而降低无聊倾向。此外，无聊倾向还能在一些负 性因素对手机成瘾的影响中起中介作用，如研究发 现，焦虑和抑郁症状能通过无聊倾向的中介作用影 响手机成瘾( Elhai，Vasquez，et al． ，2018) 。 除上述实证支持外，本研究提出无聊倾向在 正念与手机成瘾倾向之间的中介作用也具有一定 的理论 基 础。根据正念再感知模型的认知—情 绪—行为灵活性补充机制( Shapiro et al． ，2006) ， 随着正念水平的提高，个体不再过于认同当前的 经验，能够更清晰地观察不断变化的心理内容，进 而促进认知和情绪上的灵活性反应并减少自动化 的行为反应模式。无聊倾向可以视为一种认知和 情绪上的非灵活性反应，而手机成瘾则可以视为 个体无法控制手机使用( Billieux，2012; Billieux et al． ，2015) 所产生的非适应性行为反应。因此，本 研究假设，正念可以通过降低无聊倾向进而减轻 手机成瘾的程度，即无聊倾向在正念与手机成瘾 倾向之间起中介作用。 1. 2 未来时间洞察力的调节作用 未来时间洞察力作为时间洞察力的一部分，强 调“个体对未来社会发展和自我发展，主要是对自 我发展可能性的认知、情感和行为倾向”( 宋其争， 2004) ，可视为个体对未来时间知觉的一种人格特 点。它关注个体思考、预期和建构未来的倾向性以 及对未来的一般态度( Andre

et al． ，2018; Kooij et al． ，2018) ，与个体的情绪、认知、动机和社会适应 都密切相关( Kooij et al． ，2018) 。 根据期望—价值理论，个体的行为动机由结果 期待和价值评估两个因素决定，未来时间洞察力能 促使个体认识到当前行为的有效性及其更有价值的 未来结果，因而能更好地启动和调节当前行为( 庞 雪 等，2014) 。因此，高未来时间洞察力水平的个 体能更好地设置未来目标以调节当前行为( Joireman et al． ，2012; 宋其争，2004) ，进而减少无聊体验并降低过度使用网络或手机的可能性。实证研究 表明未来时间洞察力能负向预测无聊倾向( Eren ＆ Co爧kun，2015; 宗 亚 义，周 琰，2017 ) 、网 络 成 瘾

( Przepiorka ＆ Blachnio，2016; 张晔 等，2016) 以及 智能手机成瘾( Park et al． ，2014) ，并且能在一些负 性因素对个体心理社会适应的影响中起缓冲作用。 如有研究发现，未来时间洞察力能够削弱性别歧视 和对工作的认知和情感投入之间的关系( Sia et al． ， 2015) ，特质焦虑通过压力知觉对网络成瘾的影响 也能随着未来时间洞察力水平的增强而减弱( 张晔 等，2016) 。 正念与未来时间洞察力均可视为无聊倾向和 手机成瘾倾向的保护性因素，两者在某种程度上 共同反映了对时间的态度和定向( Seema ＆ Sircova，2013) 。正念强调“现在取向的自我调节”，即 有意识地、开放地关注此时此刻，反映了一种整体 的、平衡的时间洞察力( Muro et al． ，2017; Seema ＆ Sircova，2013) 。未来时间洞察力则强调“未来 取向 的 自 我 调 节”，根 据 期 望—价 值 理 论 ( 庞 雪 等，2014) ，它有助于个体在当下时刻体验对未来 的渴望和目标状态( Andre et al． ，2018) ，并根据 未来目标指导现在的行动。正念可视为对未来时 间洞察力的补充( Muro et al． ，2017; Seema ＆

Sircova，2013) ，两者相辅相成( 庞雪 等，2014) 。但 是，尚未有研究探讨这两种不同时间取向的保护 性因子如何交互作用于个体的手机成瘾行为。根 据“保 护 因 子—保 护 因

子 模 型”( Cohen et al． ， 2003) ，两种保护因素之间存在增强型交互作用和 对抗型交互作用两种相互作用的方式。增强型交 互作用是指一种保护性因素( 如未来时间洞察力)

会增强另一种保护 性 因 素( 如 正 念) 对 结 果 变 量 ( 如无聊倾向，手机成瘾倾向)

的影响。具体来说， 高未来时间洞察力这一对未来积极的信念、体验 和行动倾向，有助于个体利用未来目标来调节当 前的心理和行为状态。当高未来时间洞察力的个 体同时拥有高正念水平时，他们能够更灵活地调 节自身的认知、情绪和行为，从而减轻无聊倾向， 并降低手机成瘾水平。而对抗型交互作用是指一 种保护性因素( 如未来时间洞察力) 会削弱另一种 保护性因素( 如正念) 对结果变量( 如无聊倾向，手 机成瘾倾向) 的影响。也就是说，当个体拥有高水 平的未来取向的时间洞察力时，高正念水平这一 现在取向的时间洞察力并不会产生更多的积极作 用。因此，相较于高未来时间洞察力的个体，高正 念对无聊倾向和手机成瘾倾向的保护性作用在低 未来时间洞察力的个体中更显著。鉴于以往研究 对于正念和未来时间洞察力之间交互作用的关注 较少，本研究将探讨未来时间洞察力在正念与手 机成瘾倾向之间的直接和间接路径中的调节作 用，但对于具体的调节模型( 增强型交互作用或对 抗型交互作用) 不做具体假设。 综合而言，本研究基于正念再感知模型的认 知—情绪—行为灵活性补充机制和“保护因子—保 护因子模型”构建了一个有调节的中介模型，来探 讨正念如何与手机成瘾倾向相联系( 中介效应) 以 及两者之间的联系在何种条件下更强或更弱( 调节 效应) ( 如图 1 所示) 。具体而言，本研究将考察无 聊倾向在正念与手机成瘾倾向之间的中介作用，以 及正念对手机成瘾倾向的直接效应和无聊倾向的中 介效应前半段( 正念与无聊倾向的关系) 是否受到 未来时间洞察力的调节。采取整群抽样，选取湖北省某所综合型大学大 一至大三的学生进行施测，大四学生因面临考研和 找工作的压力，未参与该问卷调查。在获取大学生 本人的知情同意后，共 810 名大学生参与了此次调 查。剔除无效数据后，共收回 790 份有效问卷( 问 卷有效率为 97. 53% ) 。其中，男生 254 名，女生 536 名，大一学生270 名，大二学生294 名，大三学生226 名。被试年龄在17 至22 岁之间，平均年龄为19. 34 岁，标准差为 1. 17。 2. 2 工具 2. 2. 1 儿童青少年正念量表 采用 Greco 等人( 2011) 编制的儿童青少年正念 量表。共含 10 个题项( 如，“在学校里，我上完一堂 又一堂课，却并不知道自己在干什么”) ，为单维量 表。采用 5 点计分，0 代表“从不”，4 代表“总是”。 所有题项均为反向计分，分数越高表示个体的正念水平越高。该量表被广泛用于青少年( Dion et al． ， 2018; 刘庆奇 等，2017) 和大学生群体( Pepping

＆ Duvenage，2016) ，并具有良好的信效度。为进一步 验证该量表在中国大学生群体中的效度，对量表进 行验证性因素分析，结果表明该量表的结构效度良 好: χ 2 /df = 3. 71，ＲMSEA = 0. 06，CFI = 0. 95，NFI = 0. 93，GFI = 0. 97。实测中，该量表的内部一致性系 数为 0. 78。 2. 2. 2 简版无聊倾向量表 该量表由 Struk 等人( 2017) 编制，共包括 8 个 项目( 如，“大部分时间里我都是无所事事的”) 。采 用 5 点计分，1 表示“完全不符合”，5 表示“完全符 合”。得分越高，表示个体感到无聊的倾向性水平 越高。施测前，由心理学专业和英语专业的两名研 究生对该量表进行了翻译和回译工作，并对相关表 述进行了讨论修改，最终形成了施测用的无聊倾向 量表。对该量表进行验证性因素分析，结果表明量 表结构效度良好，χ 2 /df = 6. 61，ＲMSEA = 0. 08，CFI = 0. 97，NFI = 0. 97，GFI = 0. 97。实测中，该量表的 内部一致性系数为 0. 90。 2. 2. 3 手机成瘾指数量表 采用 Leung( 2008) 编制的手机成瘾指数量表。 由 17 个 题 项 组 成 ( 如，“没有手机你会心神不 定”) ，测量手机成瘾的四个维度，即失控性、戒断 性、逃避性以及低效性。采用 5 点计分，1 表示“从

来没有”，5 表 示“总 是”。计算所有项目的平均 分，分数越高表示个体的手机成瘾倾向水平越高。 该量表在国内大学生和青少年群体中均具有良好 的 信 度 和 效 度 ( 黄 海 等，2014; 刘 庆 奇 等， 2017) 。实 测 中，该量表的内部一 致性系数 为 0. 86。 2. 2. 4 大学生一般未来时间洞察力量表 采用宋其争( 2004) 编制的大学生一般未来时 间洞察力量表。由 20 个题项构成( 如，“一旦确定 目标，我就采取达到目标的具体措施”) ，测量未来 时间洞察力的五个维度，即行为承诺、未来效能、远 目标定向、未来目的意识和未来意象。采用 4 点计 分，1 表示“完全不符合”，4 表示“完全符合”。分数 越高，表明个体的未来时

间洞察力水平越高。本研 究中，该量表的内部一致性系数为 0. 86。 2. 2. 5 控制变量 本研究选取性别、年龄和手机使用作为控制 变量。其中，手机使用是指总体手机使用的频率 以及 不 同 手 机 服 务 /功 能 的 使 用 频 率 ( 陈 武， 2016) ，主要通过手机使用年限( Pearson ＆ Hussain，2015) 、总体手机使用时间、每日查看手机频 率和睡前手机使用时间( 陈武，2016) 以及每日使 用手机打电话、发短信的次数和使用社交网站的 时间( Lepp

et al． ，2015) 等指标进行测量。 2. 3 研究程序与数据分析 以班级为单位在课堂上进行集体施测。施测 前，由主试向被试说明测试目的和作答方式、保密原 则和可以随时自由退出测验等原则。要求被试在规 定时间( 约 20 分钟) 内完成作答，所有问卷当场收 回。筛除无效问卷后，构成本次测验的有效数据。 采用 SPSS 23. 0 以及 Hayes( 2013) 开发的

SPSS 宏程 序 PＲOCESS 对数据进行分析。 3 结果 3. 1 共同方法偏差检验 采用 Harman

单因素检验法对共同方法偏差进 行检验，结果显示，共有 12 个因子的特征值大于 1， 且第一个因子解释的变异量为 18. 89% ，小于 40% 的临界标准，可见本研究数据不存在显著的共同方 法偏差。 3. 2 描述性统计和相关分析 表 1 呈现了各变量的平均值、标准差和相关矩 阵。结果显示: 正念与无聊倾向、手机成瘾倾向之间 均呈显著负相关，无聊倾向与手机成瘾倾向之间呈 显著正相关，未来时间洞察力与正念之间呈显著正 相关，而与无聊倾向、手机成瘾倾向之间呈显著负 相关。 3. 3 正念与手机成瘾倾向: 中介效应检验 使 用 Hayes

( 2013 ) 开 发 的 SPSS 宏 程 序 PＲOCESS 中的模型 4 对无聊倾向在正念与手机成 瘾倾向之间的中介作用进行统计分析。结果表明 ( 如表 2 所示) ，在控制性别、年龄和手机使用之后， 正念能显著负向预测手机成瘾倾向( β = － 0. 46， p ＜ 0. 001) 和无聊倾向( β

= － 0. 56，p ＜ 0. 001) 。当 正念和无聊倾向同时预测手机成瘾倾向时，无聊倾 向显 著

正 向 预 测 手 机 成 瘾 倾 向 ( β = 0. 20，p ＜ 0. 001) ，此时正念对手机成瘾倾向的负向预测作用 依然显著( β = － 0. 34，p ＜ 0. 001) 。进一步的中介 效应分析表明，无聊倾向的中介效应为 － 0. 11，其 95% Bootstrap 置信区间为［－ 0. 16，－ 0. 07］，占总 效应的 24. 82% 。