■ 龔牟利 何 晶

《中國出版?zhèn)髅缴虉蟆?，北?100089；中國青年政治學(xué)院 新聞傳播學(xué)院，北京 100089)

社會支持與自尊對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮的影響

■ 龔牟利 何 晶

《中國出版?zhèn)髅缴虉蟆?，北?100089；中國青年政治學(xué)院 新聞傳播學(xué)院，北京 100089)

通過對全國5個主要城市的2 079名大學(xué)生進(jìn)行的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，主觀社會支持得分與網(wǎng)絡(luò)成癮得分負(fù)相關(guān)，客觀社會支持和支持利用度得分與網(wǎng)絡(luò)成癮得分相關(guān)性不顯著；路徑模型分析結(jié)果顯示，主觀社會支持對網(wǎng)絡(luò)成癮產(chǎn)生直接影響，客觀社會支持和支持利用度通過自尊對網(wǎng)絡(luò)成癮有間接影響。研究表明社會支持各個維度都會通過自尊對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮產(chǎn)生影響，其中主觀社會支持對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮有直接的影響。

大學(xué)生 網(wǎng)絡(luò)成癮 社會支持 自尊

20世紀(jì)90年代以來，大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮①依凡·金伯格(Ivan Goldberg)于1996年首先提出網(wǎng)絡(luò)成癮失調(diào)癥(Internet Addiction Disorder，IAD)這一概念，戴維斯等學(xué)者則認(rèn)為，只有對某種物質(zhì)有生理上的依賴性時才能稱為“成癮”，建議將“網(wǎng)絡(luò)成癮”一詞改為“病理性網(wǎng)絡(luò)使用”(Pathological Internet Use，PIU)。雖然其命名有差異，但是都是關(guān)注于網(wǎng)絡(luò)過度使用而造成的社會功能障礙。為了與學(xué)界使用較多的概念保持一致，本文使用“網(wǎng)絡(luò)成癮”這一概念，為行文方便，有時也簡稱“網(wǎng)癮”?，F(xiàn)象已成為中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展進(jìn)程中一個引人關(guān)注的問題。中國青少年網(wǎng)絡(luò)協(xié)會2009年發(fā)布的《中國青少年網(wǎng)癮數(shù)據(jù)報告》顯示，我國城市青少年網(wǎng)民中網(wǎng)癮青少年約占14.1%，其中大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮比例最高(研究生14.1%、本?？茖W(xué)生32.6%)，這一群體的比例已明顯超過了初高中學(xué)生(分別為13.9%和14.6%)。與2007年相比，研究生網(wǎng)絡(luò)成癮比例基本持平(2007年為13.95%)，本專科學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮比例則增加了21.61%，增幅高達(dá)196.6%(2007年為10.99%)。這一數(shù)據(jù)說明大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮現(xiàn)象較為嚴(yán)重。大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮所引起的后果也令人擔(dān)憂，調(diào)查顯示：高校在對學(xué)生做退學(xué)警告、退學(xué)試讀、退學(xué)等學(xué)籍的處分中, 有近86%的學(xué)生因過度迷戀網(wǎng)絡(luò)而導(dǎo)致學(xué)習(xí)成績下降, 有1 /3的學(xué)生因無節(jié)制上網(wǎng)導(dǎo)致課程不及格而重修, 有3.16%的學(xué)生因網(wǎng)絡(luò)成癮導(dǎo)致學(xué)業(yè)荒廢而被退學(xué)。

網(wǎng)絡(luò)成癮現(xiàn)象已成為國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的研究課題之一。美國、英國、澳大利亞等國的研究起步較早，國內(nèi)的研究自2003年以來也持續(xù)增長。各種可能誘發(fā)網(wǎng)絡(luò)成癮的因素都得到了分析，如人格特質(zhì)、心理健康、父母教養(yǎng)方式、經(jīng)濟(jì)因素、社會心理因素、誘惑情境等，其中，“社會支持”要素對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響在國內(nèi)還缺乏科學(xué)的實證分析，而社會支持又恰是最能夠體現(xiàn)外在環(huán)境作用的因素之一，從制定網(wǎng)絡(luò)成癮應(yīng)對方案的角度來說，也是最有可能實施干預(yù)的因素之一。因此，本研究將重點(diǎn)檢測國內(nèi)大學(xué)生的社會支持狀況與其網(wǎng)絡(luò)成癮傾向間的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)回顧

社會支持是引起網(wǎng)絡(luò)成癮的重要因素之一。早在1997年， 揚(yáng)(K. S. Young)的研究就發(fā)現(xiàn)，青少年通過網(wǎng)絡(luò)游戲可獲得現(xiàn)實生活中不能夠獲得的社會支持，滿足各種情感需求[1]。戴維斯(R. A. Davis)的社會認(rèn)知模型也指出社會孤立或缺乏社會支持會引發(fā)網(wǎng)絡(luò)成癮[2]。社會支持是指個體所感受到的來自其所在的社會網(wǎng)絡(luò)成員的關(guān)心、尊重和重視的一種行為或信息[3]。我國學(xué)者肖水源在1986年設(shè)計并于1990年修訂的《社會支持評定量表》將社會支持分為3個維度：主觀支持、客觀支持和對支持的利用度[4]。“主觀支持”指未發(fā)生實際救助行為、存在于個體感受中的潛在支持來源；“客觀支持”指在實際生活中發(fā)生過的從感情性和工具性兩方面對個體實施過救助的支持來源；“對支持的利用度”指個體在受壓情境中向外界主動尋求社會支持的意愿強(qiáng)烈程度及方式。就它們與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系而言，在主觀支持維度上，于鑫和胡嵐均認(rèn)為主觀支持對網(wǎng)絡(luò)成癮程度具有負(fù)向的預(yù)測作用。在客觀支持維度上，于鑫與胡嵐的研究認(rèn)為對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響不明顯*參見于 馨：《大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)使用與人格物質(zhì)、適應(yīng)及社會支持的關(guān)系研究》，天津師范大學(xué)2008年碩士學(xué)位論文，第58-59頁。，趙婧則認(rèn)為客觀支持與網(wǎng)絡(luò)成癮呈顯著負(fù)相關(guān)[5]。就支持利用度而言，部分研究認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)成癮者的支持利用度顯著高于非網(wǎng)絡(luò)成癮者*參見胡 嵐：《大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮傾向與生活事件、應(yīng)對方式、社會支持的關(guān)系研究》，浙江大學(xué)2005年碩士學(xué)位論文，第25-26頁。。也有小樣本研究表明網(wǎng)絡(luò)成癮者與非網(wǎng)絡(luò)成癮者在3個維度上的社會支持得分沒有顯著差異[6]。

關(guān)于社會支持影響網(wǎng)絡(luò)成癮的機(jī)制，戴維斯的“認(rèn)知-行為”模型給予了解釋。他主要從認(rèn)知行為理論出發(fā)分析網(wǎng)絡(luò)成癮的形成過程，認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)使用對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響還需要非適應(yīng)性認(rèn)知的中介作用，非適應(yīng)性認(rèn)知包括自我懷疑、較低的自我效能感以及否定的自我評價等。自尊是個體對自己整體的自我評價[7]，也是非適應(yīng)性認(rèn)知的一部分。同時戴維斯模型還強(qiáng)調(diào)社會支持的作用，社會支持的缺乏對網(wǎng)癮形成具有直接影響。大學(xué)生自尊水平與社會支持水平正相關(guān)[8]，有研究表明自尊也是解釋個性、父母教養(yǎng)方式等因素對網(wǎng)絡(luò)成癮影響的中介變量[9]。因此，本研究假設(shè)社會支持通過自尊的中介影響大學(xué)生的網(wǎng)絡(luò)成癮傾向。

二、研究方法

(一)研究對象的選擇

本研究采用中國青年政治學(xué)院學(xué)科建設(shè)攻關(guān)課題“大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮原因及對策的跨學(xué)科研究”的數(shù)據(jù)。課題組于2009年10-12月對全國15所大學(xué)進(jìn)行了問卷調(diào)查。調(diào)查以典型抽樣結(jié)合多階段整群抽樣的方法選取樣本，按5個城市×3個級別學(xué)校(國家級、省級、市級)×4個年級×每個年級50份來取樣?！俺鞘小辈扇〉湫统闃?，抽取北京、上海、廣州、武漢和西安5座城市，分別代表全國幾大地區(qū)，“3個級別學(xué)?！辈扇『唵坞S機(jī)抽樣，班級采用整群抽樣。總設(shè)計樣本量為2 667，實際發(fā)放3 000份，數(shù)據(jù)清理后獲得有效問卷2 079份。有效樣本中，男性1 056人，女性1 023人；大一566人，大二611人，大三461人，大四424人；平均年齡為20.3歲；網(wǎng)癮被試為201人，占總?cè)藬?shù)的9.68%。問卷發(fā)放中已向受訪者說明調(diào)查用途并征得其同意。數(shù)據(jù)來自2009年，但本研究要檢驗的變量間關(guān)系具有相對穩(wěn)定性，所以不影響研究意義。

(二)研究工具

社會支持評定量表采用肖水源編制的社會支持評定量表，共10個條目，分3個維度：客觀支持、主觀支持和支持利用度?？紤]到大學(xué)生的實際情況，依據(jù)李藝敏等人的做法對量表中的一些項目進(jìn)行了修改[10]。將第4題中的“同事”改為“同學(xué)”,第5題中的“夫妻”改為“戀人”，同時刪去了“兒女”一欄，第6題和第7題中的“配偶”改為“戀人”，對數(shù)據(jù)的因子分析得到3個公因子，正交旋轉(zhuǎn)后，修改的4題在各個公因子上的載荷均大于0.8，問卷有較高的結(jié)構(gòu)效度。

網(wǎng)絡(luò)成癮量表采用金伯利·揚(yáng)的20題網(wǎng)絡(luò)成癮測驗量表(Internet Addiction Disorder Scale，2010)[11]，此量表為5級計分，超過50分便為網(wǎng)絡(luò)成癮。自尊量表采用羅森博格(M. Rosenberg)的自尊量表。國內(nèi)引用的自尊量表大都來源于肖水源編訂的《心理衛(wèi)生量表評定手冊》，但是本研究發(fā)現(xiàn)，譯者在翻譯過程中弄反了量表計分方向。原文的計分規(guī)則從“強(qiáng)烈同意”到“強(qiáng)烈不同意”為“3～0”4級計分，而翻譯為“非常符合”到“非常不符合”“1～4”4級計分[12]。這個量表也可以改編為“4～1”4級計分或者里克特量表。本研究直接根據(jù)英文量表改編為普遍采用的5級里克特量表，內(nèi)部一致性檢驗=0.84 。經(jīng)過主成分因子分析，第一個因子的因子載荷超過85%，其他因子的特征根都沒有顯著大于1。但同時發(fā)現(xiàn)第八項在第一個因子的因子載荷為-0.49，說明計分方向設(shè)置反了。田錄梅、申自力、韓向前都專門討論過第八項問題，認(rèn)為在中國文化中這是一個正向問題，但在西方情境下原設(shè)計者將該題列為反向問題[13]。該題目是：“我希望我能為自己贏得更多尊重”，大多數(shù)中國人通常理解為：“我已有自尊，但還不夠，希望能獲得更多?！币虼藢⒌诎隧椄臑檎蛴嫹?，內(nèi)部一致性檢驗=0.85。

三、研究發(fā)現(xiàn)

(一)主觀支持與網(wǎng)癮的相關(guān)系數(shù)顯著，客觀支持、支持利用度與網(wǎng)癮的相關(guān)系數(shù)不顯著，自尊與網(wǎng)癮的相關(guān)系數(shù)顯著

根據(jù)基本假設(shè)，首先檢測了社會支持三個維度以及自尊與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系(見表1)。

表1 網(wǎng)癮得分與社會支持三個維度以及自尊的相關(guān)分析

變量網(wǎng)癮主觀支持客觀支持支持利用度網(wǎng)癮1主觀支持-0.04461客觀支持-0.1195*0.2900*1支持利用度-0.1069*0.2499*0.2103*1自尊-0.2832*0.1968*0.1981*0.1893*

注：*p<0.05

表2 網(wǎng)癮得分與多個變量的偏相關(guān)分析

變量偏相關(guān)系數(shù)P主觀支持-0.0802*0.0013客觀支持-0.01850.4610支持利用度-0.03500.1610自尊-0.2450*0.0000性別0.0848*0.0007生源地0.04080.1030家庭收入0.01030.6810月消費(fèi)0.1190*0.0000

注：*p<0.05

表1顯示，主觀支持與網(wǎng)癮得分相關(guān)性不顯著，客觀支持、支持利用度與網(wǎng)癮得分相關(guān)性顯著，自尊與網(wǎng)癮的相關(guān)性顯著。為了剔除其他變量對某兩對變量之間相關(guān)性的影響，我們采取偏相關(guān)分析進(jìn)行更精確的檢驗，并使用Bonferroni方法進(jìn)行了顯著性水平的校正[14](見表2)。

納入自尊、性別、生源地、家庭收入、月消費(fèi)等變量后的分析表明主觀支持與網(wǎng)癮的相關(guān)系數(shù)顯著，并且系數(shù)值明顯增加；而客觀支持、支持利用度與網(wǎng)癮得分的相關(guān)系數(shù)變得不顯著。

(二)主觀支持、自尊對網(wǎng)癮有顯著影響，客觀支持、支持利用度對網(wǎng)癮的影響不顯著

已有研究表明性別、生源地、家庭收入、年級都對大學(xué)生的網(wǎng)癮傾向具有影響，因此在多元回歸中，將這些變量納入作為控制變量。由于網(wǎng)癮得分不呈正態(tài)分布，進(jìn)行了對數(shù)轉(zhuǎn)換，同時使結(jié)果不受極端值的影響。其中“性別”變量“女性”為對照組，“生源地”變量為農(nóng)村或城市兩個選項，“農(nóng)村”為對照組，“年級”變量“大一”為參照組。

表3 社會支持、自尊與網(wǎng)癮的多元回歸分析

tstatistics in parentheses

*p< 0.05,**p< 0.01,***p< 0.001

模型1僅納入了“主觀支持”，對網(wǎng)癮得分的回歸系數(shù)在0.05的置信度上顯著(t=-5.81,P<0.05)，回歸系數(shù)-0.023，表明在控制其他變量的情況下，主觀支持得分每增加1點(diǎn)，網(wǎng)癮得分減少約2.3%(e-0.023-1)。模型2納入了“客觀支持”與“支持利用度”后，“主觀支持”對網(wǎng)癮得分的回歸系數(shù)在0.05的置信度上依然顯著(t=-4.46，P<0.05)，而“客觀支持”不顯著，“支持利用度”顯著。模型3納入“自尊”之后，“主觀支持”的回歸系數(shù)依然顯著(t=-3.44,P<0.05)，“客觀支持”與“支持利用度”不顯著，“自尊”對網(wǎng)癮得分的影響顯著(t=-9.57,P<0.05)。但是“主觀支持”回歸系數(shù)的絕對值相對于模型1與模型2出現(xiàn)了明顯的下降，回歸系數(shù)-0.014表明在控制其他變量的情況下，主觀支持得分每增加1點(diǎn)，網(wǎng)癮得分減少約1.4%(e-0.014-1)。AIC(Akaike Information Criterion，赤池信息量準(zhǔn)則)與BIC(Bayesian Information Criterions，貝葉斯信息規(guī)則)為衡量模型優(yōu)劣度的重要標(biāo)準(zhǔn)，越小模型擬合越好。模型1、2與模型3的擬合值A(chǔ)IC與BIC比較表明，納入“客觀支持”與“支持利用度”之后，模型2相對于模型1的擬合值沒有出現(xiàn)較大變化，BIC值甚至增加了?？梢哉J(rèn)為“客觀支持”與“支持利用度”對于模型擬合的優(yōu)化影響不大，為了模型的簡約不用納入模型。模型3相對于模型1的擬合值出現(xiàn)明顯的下降，說明“自尊”的納入明顯改善了模型的擬合狀況。“自尊”變量的納入，明顯減小了“主觀支持”的系數(shù)，說明“主觀支持”對網(wǎng)癮的凈影響減小了，這可能來自于經(jīng)過“自尊”的間接作用，因此下一部分用路徑模型來檢驗“主觀支持”對網(wǎng)癮的直接作用與間接作用。

(三)主觀支持、自尊對網(wǎng)癮有直接影響，主觀支持、客觀支持、支持利用度通過自尊的中介對網(wǎng)癮有間接影響

為了分析社會支持的3個維度是否通過自尊的中介對網(wǎng)癮有影響，以及社會支持3個維度、自尊對網(wǎng)癮的直接影響，我們采用了路徑模型進(jìn)行分析。

圖1左邊為飽和模型，模型參數(shù)采用最大似然法進(jìn)行估計，路徑系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù))顯示，“支持利用”(P=0.233)與“客觀支持”(P=0.479)對網(wǎng)癮的路徑系數(shù)并不顯著。右邊為修正模型，修正以后的各路徑系數(shù)都在0.001的置信度下顯著。各項擬合指標(biāo)表明假設(shè)模型對數(shù)據(jù)高度擬合: x2/dt 為1.087，P值為0. 337，RMSEA 為0. 007，NFI為0. 996，CFI為1.000，GFI為1.000，AGFI 為0.996，故接受修正模型。

表4 各變量對自尊和網(wǎng)癮的影響

綜上，主觀支持、客觀支持、支持利用度以及自尊對網(wǎng)癮以及自尊的總影響、直接影響與間接影響如表4所示。主觀支持每增加一點(diǎn)，網(wǎng)癮得分減少0.903，即隨著主觀支持的增加，網(wǎng)癮概率下降。其中0.683是“主觀支持”對網(wǎng)癮的直接影響，0.221是“主觀支持”通過自尊對網(wǎng)癮的間接影響?？陀^支持、支持利用度對網(wǎng)癮沒有直接影響。主觀支持、客觀支持、支持利用度均通過自尊的中介對網(wǎng)癮有負(fù)向的影響，即它們的提高，會通過自尊的中介作用降低大學(xué)生的網(wǎng)癮水平。自尊對網(wǎng)癮有負(fù)向的直接影響，即大學(xué)生自尊水平越高，越不容易網(wǎng)絡(luò)成癮。

四、結(jié)論與討論

首先，大學(xué)生主觀感知到的社會支持程度越高，網(wǎng)絡(luò)成癮的傾向越小。因此，在應(yīng)對措施上，應(yīng)盡可能增強(qiáng)對大學(xué)生社會關(guān)系建設(shè)的指導(dǎo)。社會支持與網(wǎng)癮的偏相關(guān)分析以及回歸分析表明，主觀支持越少，越有可能網(wǎng)絡(luò)成癮。個體在社會中受到尊重、被支持和理解的情感體驗滿意程度，與個體的主觀感受密切相關(guān)。雖然不是客觀現(xiàn)實，但是“被感知到的現(xiàn)實卻是心理的現(xiàn)實，而正是心理的現(xiàn)實作為實際的中介變量影響人的行為和發(fā)展”[15]。

從社會支持影響網(wǎng)絡(luò)成癮的機(jī)制看，已有的精神病學(xué)研究認(rèn)為，良好的社會支持有益于身心健康。如果缺乏這樣的支持，網(wǎng)絡(luò)可能成為一種替代手段。戴維斯的“認(rèn)知-行為”模型認(rèn)為社會支持水平與網(wǎng)絡(luò)成癮有相關(guān)關(guān)系，其聚焦點(diǎn)為個體認(rèn)知過程。戴維斯認(rèn)為，當(dāng)感知到社會支持缺乏或社會孤立時，大學(xué)生便傾向于通過網(wǎng)絡(luò)來尋求社會支持，會沉湎于網(wǎng)絡(luò)交際、游戲，甚至是出現(xiàn)無目的上網(wǎng)行為。

大學(xué)生在入校后，以往的社會聯(lián)系會出現(xiàn)斷裂或者疏遠(yuǎn)，需要重構(gòu)社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，因此其社會支持會出現(xiàn)不穩(wěn)定的狀態(tài)。劉廣珠的調(diào)查顯示，大學(xué)生在遇到煩惱時，只有11.02%的人主動尋求幫助，84.4%的人很少或偶爾尋求幫助, 4.58%的人根本不尋求幫助[16]。陶沙對374名大學(xué)新生的縱貫研究表明，個體的社會支持水平并不是一直維持在較低水平，而是在總體上呈現(xiàn)出“下降——上升”的變化態(tài)勢[17]。大學(xué)生面對新的社會情境，在壓力狀態(tài)下如何適應(yīng)，社會支持水平具有重要緩沖作用。但是在新的社會聯(lián)系的重構(gòu)中，現(xiàn)實生活中不穩(wěn)定的社會支持狀況不一定能滿足其需求。并且由于大學(xué)生較少主動在社會生活中尋求幫助，因此便會從網(wǎng)絡(luò)中尋求慰藉來滿足這一部分的需求，從而造成一種現(xiàn)實社會支持較少——上網(wǎng)——社會聯(lián)系更少、社會支持更少——上網(wǎng)的惡性循環(huán)。Kraut等人的研究證實，網(wǎng)絡(luò)使用與社會交往呈負(fù)相關(guān)，網(wǎng)絡(luò)使用的增加，會使用戶的社會疏離感加深[18]。因此，不論是家長還是校方，增加對大學(xué)生的社會支持，尤其是情感上的支持，增強(qiáng)其在平日學(xué)習(xí)、生活中能夠獲得來自外界支持的主觀感受，能夠有效避免大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮。

其次，社會支持的三個維度對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮均通過自尊的中介產(chǎn)生間接影響，大學(xué)生自尊水平對網(wǎng)絡(luò)成癮也有直接影響。因此，應(yīng)幫助大學(xué)生提高對自我的正確認(rèn)識，增強(qiáng)其自尊意識。此外，為大學(xué)生提供充分的客觀社會支持，驅(qū)動其支持利用度的提升，對大學(xué)生“自尊”的培養(yǎng)也十分重要，這需要來自于本人、家庭和學(xué)校更大的努力。

最后，前述數(shù)據(jù)分析的結(jié)果顯示，本文探測到的客觀支持、支持利用度與網(wǎng)絡(luò)成癮在未校正情況下的相關(guān)關(guān)系掩蓋了其通過自尊來實施影響的實質(zhì)。這也可能是其他研究得出客觀支持、支持利用度與網(wǎng)絡(luò)成癮負(fù)相關(guān)的結(jié)果的原因之一，即忽略了自尊的中介作用。

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(實習(xí)編輯：張宇慧)

2015-01-05

龔牟利，《中國出版?zhèn)髅缴虉蟆酚浾?，碩士，主要研究新媒體與社會； 何 晶，中國青年政治學(xué)院新聞傳播學(xué)院副教授，博士，主要研究大眾傳媒與社會變遷等。

本文系中國青年政治學(xué)院學(xué)科建設(shè)攻關(guān)課題“大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮原因及對策的跨學(xué)科研究”(課題編號：18902051001)的階段性研究成果。