1. 引言
随着5G网络的全面覆盖，互联网迅速从互联桌面走向掌上，使以手机为代表的智能设备迅速普及，手机已成为人们日常生活、工作、学习不可或缺的工具之一，作用于人们衣食住行的方方面面。“机不离手”、“手不离机”已经成为现代人突出的行为特点(周丽，张博雅，2024)。中国互联网络信息中心2023年12月发布的《第5次全国未成年人互联网使用情况调查报告》中显示，我国未成年网民突破1.93亿人，其中超过九成青少年使用手机上网。青少年使用手机的现象越来越普遍，手机在带给青少年新的学习资源和机会的同时，由于青少年学业压力大，自我控制能力发展仍不够完善，极易形成手机依赖。前期研究结果表明，智能手机依赖给青少年身心健康带来诸多不利影响：注意力易分散、记忆力下降、情绪问题、削弱面对面交流等(Anboucarassy & Begum, 2014; Vahedi & Saiphoo, 2018)。因此青少年智能手机使用的问题势必要引起重视。
手机依赖，也称为智能手机依赖或手机问题性使用。刘勤学等人认为智能手机依赖是指个体由于对智能手机的过度使用且对该种使用行为无法控制而导致其社会功能受损、并带来心理和行为问题的一种新型的行为成瘾(刘勤学 等, 2017)。借鉴美国精神病学协会对药物滥用依赖的界定，Woong Ki Park (2005)认为手机依赖是对手机的习惯性使用而导致的依赖或成瘾行为。虽然对手机依赖的描述各有千秋，但均强调三个基本特征：行为上无法控制手机使用时长；心理上对智能手机产生过度依赖或使用渴求感；生理上出现明显戒断症状并导致不良身心反应及社会功能受损。
国内外已有不少学者关注智能手机依赖，但较少有学者从父亲亲子关系和心理两个层面对智能手机依赖的形成机制进行实证研究。基于此，本研究将对父亲亲子关系与智能手机依赖之间的关系进行验证，并进一步探讨心理弹性在父亲亲子关系与智能手机依赖之间发挥何种作用。
1.1. 父亲亲子关系与青少年智能手机依赖的关系
亲子关系又被称为父母子女关系，法律上指父母与子女间权利义务的总和，父母子女关系通常基于子女出生的事实而发生，也可因收养而发生。遗传学上指亲代与子代之间生物的血缘关系。张晓等人认为亲子关系是父母与其子女在日常生活中发展起来的人际关系，一般包括亲子亲密性与亲子冲突性两个维度，但二者并非完全独立存在，父母与其子女的亲子关系可能既亲密，又存在冲突(张晓等，2008)。父亲亲子关系指的是父亲与子女间权利义务总和，包含父亲与子女间的关爱、情感和沟通(王云峰，冯维，2006)。青少年阶段是培养亲子关系的关键阶段，也是亲子冲突的高发阶段(Montemayor, 1983)。布朗芬布伦纳的生态系统理论提出，家庭是青少年直接接触的微系统，是其成长过程中极其重要的影响因素之一(Bronfenbrenner, 1981)。有研究表明，高质量的亲子关系会抑制孩子形成手机依赖，而亲子关系不好的孩子更有可能形成手机依赖(Yang et al., 2022)。Lai等人的研究显示，不良亲子关系与各年龄段青少年手机依赖都存在显著相关(Lai et al., 2022)。这意味着处在不良亲子关系中的青少年更容易出现手机依赖。相关研究得出，父母与青少年之间的家庭亲密度负向预测青少年手机依赖，家庭亲密度低的学生更容易出现手机依赖(陈琴等，2023)。
1.2. 心理弹性的中介作用
心理弹性是当个体面对挫折、经历挫折或应对压力时，能够迅速调动相关资源，使自己快速适应、成功应对、积极恢复的动态复原心理特质或能力(Rutter, 1987)。是一种能够使个体在压力、危机、挫折下仍能积极应对的心理品质(席居哲，2006)。心理弹性不仅对个体的发展有直接影响，其本身也会受到环境的影响而发生变化(朱晓伟等，2018)。早期研究发现，心理弹性能够抵御不利环境带来的不利影响，使个体更好解决所面对的问题，获得良好的发展(Masten, 2001; Luthar et al., 2000)。有研究表明心理弹性可以负向预测青少年问题行为，抑郁、焦虑等负性情绪水平(张爵芯，江伟，2025；张世娟，罗有娟，2021)。因此，在父亲亲子关系预测青少年智能手机依赖的过程中，心理弹性可能是一个重要的中介因素。
综上，基于过往研究和相关理论，本研究建构了一个中介模型，以检验心理弹性在父亲亲子关系和青少年智能手机依赖的中介作用，以期探索父亲亲子关系对青少年智能手机依赖影响的潜在机制，为青少年合理利用手机，改善手机依赖提供理论依据。
2. 研究方法
2.1. 被试
Table 1. Basic information of the survey subjects (n: %)
表1. 调查对象基本状况(n: %)
名称 |
类别 |
人数(960) |
百分比 |
性别 |
男 |
493 |
51.35% |
女 |
467 |
48.65% |
年级 |
小学五年级 |
161 |
16.77% |
小学六年级 |
60 |
6.25% |
初一 |
62 |
6.46% |
初二 |
122 |
12.71% |
初三 |
148 |
15.42% |
高一 |
224 |
23.33% |
高二 |
183 |
19.06% |
是否独生子女 |
是 |
442 |
46.04% |
否 |
518 |
53.96% |
父亲受教育程度 |
高中及以下 |
391 |
40.73% |
大专 |
186 |
19.38% |
本科 |
300 |
31.25% |
研究生及以上 |
83 |
8.65% |
居住地 |
农村(包含乡镇) |
203 |
21.15% |
三、四线城市(包含县城) |
365 |
38.02% |
一、二线城市 |
373 |
38.85% |
与父母不在同一地点 |
19 |
1.98% |
采用方便抽样的方法，以11~16岁青少年为研究对象，通过问卷星发放调查问卷，共收回1041份问卷。剔除掉不合格问卷后，得到960份有效问卷，有效率为92.22%。有效被试中男生493人，女生467人；小学五年级161人，小学六年级60人，初一62人，初二122人，初三148人，高一224人，高二183人；独生子女442人，非独生子女518人。详情见表1。
2.2. 工具
2.2.1. 父亲亲子关系
采用Buchanan等人编制的亲子亲密度量表(Buchanan et al., 1991)，对父子的关系进行评述，共9个项目，采用5点评分，从1“完全不符合”到5“非常符合”。本研究使用平均分来反映亲子关系，得分越高，表示青少年与父亲(或母亲)的关系越紧密。本研究中该量表的内部一致性信度(α)是0.91。
2.2.2. 心理弹性
采用由胡月琴和甘怡群学者编制的青少年心理弹性量表(胡月琴，甘怡群，2008)，共有27条项目，包括5个维度(目标专注、情绪控制、积极认知、家庭支持、人际协助)，其中1、2、5、6、9、12、15、16、17、21、26、27为反向计分题。采用李克特5点评分，得分越高，表示个体的心理弹性水平越高。本研究中该量表的内部一致性信度(α)是0.91。
2.2.3. 青少年智能手机依赖
本研究采用项明强对Kwon、Lee、Won等编制的智能手机依赖量表(Smartphone Addiction Scale, SAS)进行翻译并修订的智能手机依赖量表简版(项明强等，2019)，共10个项目，分为日常干扰、积极期待、戒断症状、网络亲密、过度使用和耐受性六个因子，采用Liket 6级评分(1代表“非常不同意”，6代表“非常同意”)。将得分32分作为界定手机依赖的临界值(项明强等，2019)，得分越高，代表智能手机依赖的程度越深。本研究中该量表的内部一致性信度(α)是0.92。
2.3. 数据分析
数据结果采用SPSS 26.0进行描述性统计、相关分析以及独立样本t检验分析。采用SPSS宏程序PROCESS中的Model 4检验中介模型进行分析，选择偏差校正的百分位Bootstrap方法检验，重复取样5000次，计算95%的置信区间。P < 0.05为差异具有统计学意义。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
使用Harman’s单因素检验法检验本研究的共同方法偏差。将所有变量进行标准化处理，结果表明，提取的63个因子中，未经旋转得到11个特征根大于1的因子，第一个因子所解释的变异量为29.16% (<40%)。由此可见，共同方法偏差对本研究结果并未造成太大影响。
3.2. 描述统计及相关分析
描述性分析结果显示，调查对象中智能手机依赖得分总和高于32分的有650人，手机依赖总体的比率为67.71% (650/960)，智能手机依赖均分36.48 ± 11.91。智能手机依赖最高分与最低分之间的差距为50分，最高分为60分，最低分为10分，平均得分为36.48分，中位39分，标准差为11.91，方差为141.82；心理弹性得分最高分与最低分之间差距为84分，中位数为92分，标准差为17.78，方差为316.2；父亲亲子关系得分最高分与最低分之间的差距为36分，最高分为45分，最低分为9分，中位数34分，标准差为7.98，方差为63.75。详见表2。
Table 2. Descriptive statistics of main variables
表2. 各变量的描述性统计分析
项目 |
例数 |
全距 |
中位数 |
最小值 |
最大值 |
均值 |
标准差 |
方差 |
智能手机依赖 |
960 |
50 |
39 |
10 |
60 |
36.48 |
11.91 |
141.82 |
心理弹性 |
960 |
84 |
92 |
51 |
135 |
93.44 |
17.78 |
316.20 |
父亲亲子关系 |
960 |
36 |
34 |
9 |
45 |
32.38 |
7.98 |
63.75 |
相关性分析结果显示，青少年智能手机依赖与父亲亲子关系、心理弹性均呈显著负相关；父亲亲子关系与心理弹性显著正相关。具体结果如表3所示。
Table 3. Correlation analysis of main variables
表3. 各变量的相关分析
|
1 |
2 |
3 |
1. 智能手机依赖 |
1 |
|
|
2. 父亲亲子关系 |
−0.31** |
1 |
|
3. 心理弹性 |
−0.41** |
0.61** |
1 |
注：**P < 0.01。
3.3. 人口学变量的差异分析
采用独立样本t检验结果显示，智能手机依赖、父亲亲子关系、心理弹性在性别上均无显著差异(P > 0.05)。智能手机依赖在是否独生子女存在显著差异(P < 0.01)，父亲亲子关系和心理弹性在是否独生子女均无显著差异(P > 0.05)，详见表4、表5。
Table 4. Independent samples T-test for gender
表4. 人口学变量(性别)的独立样本t检验(平均值)
变量 |
男 |
女 |
t |
P |
智能手机依赖 |
3.65 ± 1.17 |
3.65 ± 1.21 |
0.06 |
0.26 |
父亲亲子关系 |
3.69 ± 0.88 |
3.5 ± 0.88 |
3.28 |
0.18 |
心理弹性 |
3.44 ± 0.62 |
3.48 ± 0.69 |
−0.83 |
0.02 |
Table 5. Independent samples T-test for only child or not
表5. 人口学变量(是否独生子女)的独立样本t检验(平均值)
变量 |
独生子女 |
非独生子女 |
t |
P |
智能手机依赖 |
3.82 ± 1.11 |
3.5 ± 1.24 |
4.11 |
<0.01 |
父亲亲子关系 |
3.66 ± 0.89 |
3.54 ± 0.88 |
2.14 |
0.63 |
心理弹性 |
3.49 ± 0.64 |
3.44 ± 0.67 |
1.11 |
0.90 |
采用单因素ANOVA检验结果显示，智能手机依赖、父亲亲子关系、心理弹性在年级、父亲文化程度、居住地有显著差异(P < 0.01)，详见表6。
Table 6. ANOVA test of demographic variables
表6. 人口学变量的ANOVA检验
变量 |
智能手机依赖 |
父亲亲子关系 |
心理弹性 |
F |
P |
F |
P |
F |
P |
年级 |
52.52 |
<0.01 |
13.00 |
<0.01 |
5.91 |
<0.01 |
父亲文化程度 |
44.37 |
<0.01 |
37.24 |
<0.01 |
19.19 |
<0.01 |
居住地 |
38.93 |
<0.01 |
12.54 |
<0.01 |
6.49 |
<0.01 |
Table 7. Regression analysis of the mediation effect of psychological resilience
表7. 心理弹性中介作用的回归分析
效应 |
路径 |
效应值 |
Boot SE |
Boot LLCI |
Boot ULCI |
相对效应值 |
总效应 |
|
−0.42 |
0.04 |
−0.50 |
−0.33 |
100.00% |
直接效应 |
父亲亲子关系→青少年智能手机依赖 |
−0.13 |
0.05 |
−0.22 |
−0.03 |
30.95% |
中介效应 |
父亲亲子关系→心理弹性→青少年
智能手机依赖 |
−0.29 |
0.03 |
−0.36 |
−0.22 |
69.05% |
注：**P < 0.01。
Figure 1. Mediating effect model
图1. 中介效应模型
3.4. 心理弹性的中介效应检验
使用PROCESS中的中介模型Model 4检验心理弹性在父亲亲子关系与青少年智能手机依赖间的中介作用。结果(见表4)表明，父亲亲子关系负向预测青少年智能手机依赖(β = −0.13, P < 0.01)；当父亲亲子关系和心理弹性同时作为预测变量，青少年智能手机依赖作为结果变量进行回归分析时，父亲亲子关系显著正向预测心理弹性(β = 0.45, P < 0.01)，心理弹性显著负向预测青少年智能手机依赖(β = −0.64, P < 0.01)。此外，如表7所示，心理弹性的间接效应为−0.29，置信区间为[−0.36, −0.22]，不包含0，表明心理弹性在父亲亲子关系与青少年智能手机依赖的中介效应显著，占总效应的69.05%。中介效应模型如图1所示。
4. 讨论
4.1. 青少年智能手机依赖总体状况及人口学变量分析
本研究显示青少年智能手机依赖得分较为集中，高分段和低分段人数较少，得分集中在28~52分之间，总体智能手机依赖率为67.71%，高于崔莺茹(2024)对医学院校大学生调查得出的总体手机依赖比率60.2%，和陈耘等(2023)对高职学生研究调查得出的总体手机依赖比率18.7%。其原因可能与青少年手机拥有率上升有关；也可能与学校教学、作业逐渐依赖电子设备，手机使用频率增加有关；智能手机功能的不断进化、游戏软件及时反馈和奖励机制以及社交媒体点赞和评论带来的及时快乐都助长青少年对手机的使用；家长频繁使用手机的行为也会增加青少年手机依赖行为(吕行等，2023)。
青少年智能手机依赖在性别维度上差异不明显，女生手机依赖得分略高于男生，这与以往研究结果一致(范春艳，汪泉，2024)，可能是由于现在智能手机的功能在不断地更新和个性化需求，让青少年们使用手机时各取所需，因此青少年智能手机依赖在性别上差异不明显。但在是否独生子女、父亲文化程度维度上差异明显(P < 0.01)，独生子女的智能手机依赖比率明显高于非独生子女。可能是因为非独生子女家庭中，兄弟姐妹的陪伴多于独生子女家庭，且兄弟姐妹对青少年的情感支持也减少其通过智能手机情感补偿的需求。文化程度高的父亲可能会更加意识到陪伴孩子的重要性，会多参与青少年的亲子阅读、家庭互动等活动中，也更能探测到青少年的心理需求并进行满足，从而降低青少年向手机需求帮助的可能性。
4.2. 相关性及中介效应分析
本研究显示父亲亲子关系与智能手机依赖负相关，父亲亲子关系不良的青少年更容易出现智能手机依赖，这与以往研究结果相一致(陈琴等，2023；邱蕾等，2020；Gao et al., 2019)。研究结果还表明心理弹性在父亲亲子关系和青少年智能手机依赖的关系中具有中介作用，心理弹性与父亲亲子关系正相关，父亲亲子关系良好的青少年心理弹性得分更高，个体更能应对各种压力，更能控制自己继续向好的方向发展；心理弹性与青少年智能手机依赖负相关，有弹性的青少年可能倾向于减少智能手机依赖。他们可能会更好地应对智能手机依赖的症状，这与以往研究结果一致(Li & Liu, 2025)。有研究发现心理弹性受家庭环境影响，又能反作用于家庭环境，可以修正亲子关系，促进良好亲子关系的发生，进而帮助个体获得家庭中有利资源促进自身成长，从而减少负向情绪和问题行为的出现(安芹，满晓琛，2018；王艳艳，2012)。心理弹性较差的青少年在面对问题时，可能更倾向于选择回避型的应对策略，例如使用智能手机逃避现实问题，而不是积极解决问题，这导致他们过分依赖手机作为逃避现实的工具。作为父亲，关心孩子的情感需求、理解孩子在学校和日常生活中所面临的压力，并给予他们情感和家庭方面的支持，可以加强亲子之间的信任和依赖，建立良好的父亲亲子关系，从而有助于培养青少年的心理适应能力，助增他们的心理弹性，使他们能够主动应对各种问题或挑战，积极寻找解决问题的方法，并减少对手机的依赖。
本研究也存在一些不足之处。首先，问卷是通过问卷星平台以微信小程序或访问链接的形式发放，这种形式更方便智能手机使用者进行问卷填写，得出的数据对智能手机依赖的调查结果会存在一定程度上的偏差。未来的研究可以通过多方面收集数据，比如父母的报告，保证数据的真实性和客观性。其次，数据收集只开展了一次，属于横断研究，横断研究不能对变量间的关系作因果推断，也不能验证父亲亲子关系对青少年心理发展的长期影响，未来研究可以进行纵向跟踪研究，配合神经影像技术等实验法，从神经生物学的基础更深层次挖掘心理弹性在介导父亲亲子关系和青少年智能手机依赖方面的长期影响。
5. 结论
(1) 11~16岁青少年智能手机依赖在是否独生子女、年级及父亲文化程度上存在显著差异。独生子女的依赖程度高于非独生子女；在小学五年级至高二之间高二的依赖程度最高，青少年智能手机依赖在父亲文化程度上随着父亲文化程度越高，青少年智能手机依赖的比率越低。
(2) 父亲亲子关系与青少年智能手机依赖显著负相关，与心理弹性显著正相关；心理弹性与青少年智能手机依赖显著负相关。
(3) 心理弹性在父亲亲子关系影响青少年智能手机依赖之间起中介作用。