王江洋 王蒙歌

(沈陽師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，沈陽 110034)

1 引言

中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（2021）發(fā)布的《第48 次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》指出：截至2021 年6 月，我國網(wǎng)民數(shù)量為10.11 億，10~19 歲中小學(xué)生群體占比已達(dá)到12.3%。這其中的留守中學(xué)生群體因無法與父母雙方共同生活，缺少父母的有效監(jiān)管和陪伴，沉迷于網(wǎng)絡(luò)空間的風(fēng)險性更大。研究發(fā)現(xiàn)，相較于普通兒童，留守兒童的網(wǎng)絡(luò)使用率更高，更易出現(xiàn)病理性網(wǎng)絡(luò)使用行為（Wang et al., 2019）。病理性網(wǎng)絡(luò)使用是指個體長時間反復(fù)地從事網(wǎng)絡(luò)活動，在嚴(yán)重?fù)p害其認(rèn)知、情感及行為活動后，仍無法減少使用互聯(lián)網(wǎng)的現(xiàn)象（雷靂, 李宏利, 2003），也被稱為網(wǎng)絡(luò)成癮或網(wǎng)絡(luò)依賴（葛纓 等, 2018; Scherer, 1997）。它由多因素作用而引發(fā)（劉樹娟, 張智君, 2004），可降低個體的主觀幸福感水平，并導(dǎo)致敵意、身體攻擊等內(nèi)外化問題（崔麗娟 等, 2006）。因此，有必要深入探究留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的成因機制。

拒絕敏感性是指個體應(yīng)對人際拒絕時所表現(xiàn)出的焦慮性、憤怒性、預(yù)期性的認(rèn)知情感交互作用反應(yīng)（Downey & Feldman, 1996）。青少年個體所處的人際拒絕情景通常來自于同性同伴、異性同伴、教師及父母四類重要他人的拒絕（王江洋等, 印刷中），它可能直接影響個體的病理性網(wǎng)絡(luò)使用行為。拒絕敏感性的社會認(rèn)知模型指出，在童年早期拒絕經(jīng)驗的影響下，個體更容易捕捉環(huán)境中的拒絕線索，在頭腦中構(gòu)建預(yù)期拒絕的消極圖式，進(jìn)而表現(xiàn)出過度的情緒及行為反應(yīng)，形成拒絕敏感性（Romero-Canyas et al., 2010）。有研究指出，具有害怕被拒絕特質(zhì)的個體容易出現(xiàn)病理性網(wǎng)絡(luò)使用行為（胡樂, 余林, 2006），可見拒絕敏感性是引發(fā)病理性網(wǎng)絡(luò)使用的威脅性因子。高拒絕敏感性的成人體驗到社交拒絕后，為了尋求安全感會沉迷于網(wǎng)絡(luò)（鄭志懷 等, 2019; Weinstein et al., 2016）。而從網(wǎng)絡(luò)使用動機視角解釋，在認(rèn)知、情感、個人與社會整合、緩解壓力需求的驅(qū)動下，個體會選擇專注于網(wǎng)絡(luò)空間以達(dá)到舒緩焦慮的目的（姜永志 等, 2016）。近期研究發(fā)現(xiàn)，留守兒童拒絕敏感性水平顯著高于非留守兒童（孫卉, 張?zhí)? 2021），且當(dāng)高拒絕敏感性的留守中學(xué)生陷于人際焦慮的困擾中，缺乏與重要他人的情感交流時，其更可能過度卷入網(wǎng)絡(luò)虛擬情境以舒解焦慮（Ren et al., 2017）。據(jù)此提出假設(shè)1：拒絕敏感性對留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用具有直接正向預(yù)測作用。

在二者的關(guān)系機制中生命意義感和自我污名可能是兩個重要的中介變量。生命意義感是人們理解生活目的與意義的程度（Steger & Kashdan,2007），由動機和認(rèn)知兩部分構(gòu)成。其中，尋求意義感是指個體致力于尋找、理解生命的目的和意義，屬于動機成分；擁有意義感是指個體理解了生命的目標(biāo)、價值與使命，屬于認(rèn)知成分；兩者處于動態(tài)變化的復(fù)雜關(guān)系中，彼此相關(guān)又相互獨立（Steger et al., 2006）。意義尋求的前置因素模型認(rèn)為，創(chuàng)傷性事件可以降低擁有意義感的水平，打破擁有意義感和尋求意義感原有的動態(tài)平衡關(guān)系，激發(fā)個體意義尋求的動機（李占宏 等, 2018）。拒絕敏感性的產(chǎn)生與虐待、情感忽視等創(chuàng)傷性經(jīng)歷密切相關(guān)（Downey & Feldman, 1996），因而可以推測高拒絕敏感性的留守中學(xué)生對意義的體驗可能存在困難。同時，以往有研究采用直接觀測生命意義感總體的方法，發(fā)現(xiàn)了生命意義感對病理性網(wǎng)絡(luò)使用具有負(fù)向預(yù)測作用（陳李雙 等,2019）。也有研究考察了生命意義感內(nèi)部各因子對病理性網(wǎng)絡(luò)使用預(yù)測的不同效應(yīng)，例如有的研究發(fā)現(xiàn)擁有意義感可顯著負(fù)向預(yù)測互聯(lián)網(wǎng)依賴行為（姚夢萍 等, 2016），有的研究發(fā)現(xiàn)尋求意義感可顯著負(fù)向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)游戲成癮（黃時華 等, 2021），還有的研究發(fā)現(xiàn)尋求意義感可顯著正向預(yù)測、擁有意義感可顯著負(fù)向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮行為（張秀閣等, 2019）?？梢姡酝芯吭谡J(rèn)定生命意義感對病理性網(wǎng)絡(luò)使用具有預(yù)測作用的同時，對兩種生命意義感因子的具體作用研究結(jié)論不一致，仍有待進(jìn)一步探究。據(jù)此提出假設(shè)2：生命意義感二因子在拒絕敏感性與留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的關(guān)系中起中介作用。

自我污名是指個體認(rèn)同公眾對所屬內(nèi)群體的消極評價，并將其內(nèi)化而造成的自我貶損或自尊降低的現(xiàn)象（Corrigan et al., 2006）。留守兒童面臨著污名化問題（牛更楓 等, 2020），并呈現(xiàn)出自我身份敏感、自我懈怠、自我疏離和自我狹隘等污名化特點（王江洋 等, 2020）。Corrigan 等人關(guān)于心理疾病患者自我污名的研究表明，自我污名是被污名者內(nèi)化公眾污名后自我價值感降低或缺乏自尊的典型表現(xiàn)，高自我污名即意味著低自尊。留守兒童一旦認(rèn)同了公眾對自己的消極評價，就可能會產(chǎn)生消極的自我認(rèn)知，自尊降低，表現(xiàn)出自我污名（賈勁松, 2017）。因此，借助有關(guān)自尊與拒絕敏感性及病理性網(wǎng)絡(luò)使用關(guān)系的研究結(jié)論可理解自我污名與拒絕敏感性及病理性網(wǎng)絡(luò)使用之間的關(guān)系。有研究發(fā)現(xiàn)，高拒絕敏感性的個體無論處于模糊還是中性的社交情境中，都會體驗到被拒絕感，并習(xí)慣性地將被拒絕的原因歸咎于自身，導(dǎo)致自尊水平降低（Downey et al., 2004），由此推測高拒絕敏感性可能預(yù)示著高自我污名。另一方面，病理性網(wǎng)絡(luò)使用的認(rèn)知-行為模型強調(diào)，個體非適應(yīng)性認(rèn)知反應(yīng)（如低自我價值感、低自尊）是引發(fā)病理性網(wǎng)絡(luò)使用的主要因素（Davis,2001）。而自我污名作為污名內(nèi)化后的低自尊結(jié)果，是一種典型的非理性認(rèn)知結(jié)果，它極有可能是引發(fā)病理性網(wǎng)絡(luò)使用的關(guān)鍵因素。據(jù)此提出假設(shè)3：自我污名在拒絕敏感性與留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的關(guān)系中起中介作用。

此外，生命意義感的維持模型理論指出，意義即關(guān)系，若個體與外部世界的關(guān)系遭到破壞，個體的生命意義感會降低，并需要通過其他方式重新獲得（Heine et al., 2006）。由此可以推知，高拒絕敏感性的個體對“被拒絕”具有高預(yù)期性，難以建立高質(zhì)量社會關(guān)系，對“意義”的體驗感可能相對較弱，于是很可能會以過度使用網(wǎng)絡(luò)的方式去獲得意義感。結(jié)合社會-心理-生理模型可知，網(wǎng)絡(luò)成癮由多因素作用而引發(fā)，其中社會環(huán)境因素推動個體從事網(wǎng)絡(luò)活動，而此時由于其他心理原因?qū)е聜€體出現(xiàn)了認(rèn)知失調(diào)，則使個體更容易陷入網(wǎng)絡(luò)成癮（劉樹娟, 張智君, 2004）。因此，當(dāng)留守中學(xué)生在微系統(tǒng)環(huán)境中知覺到人際拒絕后，其生命意義感水平可能會降低，意義感的缺失又將加劇其非理性認(rèn)知（Zhang et al., 2019），最終可能引發(fā)病理性網(wǎng)絡(luò)使用。據(jù)此提出假設(shè)4：生命意義感、自我污名在拒絕敏感性與留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上所述，本研究構(gòu)建了關(guān)于留守中學(xué)生拒絕敏感性、生命意義感、自我污名與病理性網(wǎng)絡(luò)使用四者關(guān)系的潛變量鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔媚Ｐ停ㄒ妶D1），通過探究四者的相關(guān)機制為解釋留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用問題成因及其教育干預(yù)提供理論依據(jù)。

圖 1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

本研究調(diào)查了某省20 所中學(xué)，通過問卷星平臺收集數(shù)據(jù)，共回收8410 份問卷。首先，依據(jù)留守時長在3 個月及以上的時間標(biāo)準(zhǔn)（金燦燦 等,2010），篩選出1231 名留守中學(xué)生。其次，刪除存在作答規(guī)律的無效問卷，最終獲得有效問卷803 份，有效率為65.23%。被試平均年齡為14.11±1.36 歲，其中，男生 353 人，女生 450 人；初一年級250 人，初二年級216 人，初三年級85 人，高一年級147 人，高二年級105 人。

2.2 研究工具

2.2.1 拒絕敏感性

采用王江洋等人（印刷中）編制的青少年拒絕敏感性自陳問卷測量留守中學(xué)生的拒絕敏感性。該問卷由18 個情景組成，每個情景包含3 個項目，分別測量拒絕焦慮性、拒絕憤怒性、拒絕預(yù)期性，并由此構(gòu)成了三個分問卷，每個分問卷中又包含來自同性同伴、異性同伴、教師及父母拒絕的四種拒絕情景。問卷采用6 點計分，1～6 分代表個體面對人際拒絕時的焦慮、憤怒和預(yù)期程度由低到高。該問卷中每種拒絕情景下，拒絕敏感性=拒絕焦慮性×拒絕憤怒性×拒絕預(yù)期性，得分范圍在1～216 分之間，分值越高代表個體的拒絕敏感性程度越嚴(yán)重。為了適用于參數(shù)檢驗統(tǒng)計分析和便于分?jǐn)?shù)理解，問卷編制者又將拒絕敏感性分?jǐn)?shù)做了1～6 級等級程度的二次轉(zhuǎn)換。其中，等級1 對應(yīng)[0, 1]分值區(qū)間，代表無拒絕敏感性；等級2 對應(yīng)[1, 8]分值區(qū)間，代表輕微拒絕敏感性；等級3 對應(yīng)[8, 27]分值區(qū)間，代表輕度拒絕敏感性；等級4 對應(yīng)[27, 64]分值區(qū)間，代表中度拒絕敏感性；等級5 對應(yīng)[64, 125]分值區(qū)間，代表中重度拒絕敏感性；等級6 對應(yīng)[125, 216]分值區(qū)間，代表重度拒絕敏感性。本研究中，總問卷內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95，三個分問卷內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.91、0.94、0.87。

2.2.2 生命意義感

采用王鑫強（2013）修訂的生命意義感量表中文修訂版（MLQ-C）測量留守中學(xué)生的生命意義感。該量表共10 個項目，由擁有意義感和尋求意義感兩個因子構(gòu)成。問卷采用7 點計分，1 代表“完全不符合”，7 代表“完全符合”。量表總分越高代表個體生命意義感水平越高。本研究中，總量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80，兩個因子內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.82、0.80。

2.2.3 自我污名

采用王江洋等人（2020）修訂的留守兒童自我污名自陳問卷測量留守中學(xué)生的自我污名。該問卷共25 個項目，由自我身份敏感、自我懈怠、自我疏離、自我狹隘四個因子構(gòu)成。問卷采用5 點計分，1 代表“從不這樣”，5 代表“總是這樣”。問卷總分越高代表留守兒童自我污名水平越高。本研究中，總問卷內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95，四個因子內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.94、0.85、0.92、0.85。

2.2.4 病理性網(wǎng)絡(luò)使用

采用雷靂和楊洋（2007）編制的青少年病理性互聯(lián)網(wǎng)使用量表測量留守中學(xué)生的病理性網(wǎng)絡(luò)使用。該量表共38 個項目，由突顯性、耐受性、強迫性上網(wǎng)、心境改變、社交撫慰、消極后果六個因子構(gòu)成。量表采用5 點計分，1 代表“完全不符合”，5 代表“完全符合”。量表總分越高代表個體的病理性網(wǎng)絡(luò)使用程度越嚴(yán)重。本研究中，總量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95，六個因子內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.77、0.76、0.93、0.90、0.88、0.79。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS21.0 和Mplus7.4 統(tǒng)計軟件整理、分析研究數(shù)據(jù)。首先，依據(jù)Harman 單因素檢驗法對所有項目進(jìn)行主成分因素分析，結(jié)果顯示：存在24 個特征值大于1 的因子，第一個因子的解釋率為20.48%，低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，故不存在明顯的共同方法偏差問題，可以開展后續(xù)統(tǒng)計分析。其次，遵循溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的新的中介效應(yīng)檢驗流程，計算四個變量的相關(guān)性，構(gòu)建并直接分析潛變量多重鏈?zhǔn)街薪樽饔媚Ｐ?，同時按照劉紅云（2019）和王孟成（2014）推薦的擬合指標(biāo)及其取值標(biāo)準(zhǔn)判斷模型擬合的可接受性。

3 結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計及相關(guān)分析

各變量描述統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)如表1 所示，除尋求意義感因子與自我污名及病理性網(wǎng)絡(luò)使用相關(guān)不顯著以外，研究中其余變量之間均呈顯著相關(guān)。依據(jù)王孟成（2014）提出的中介檢驗原理，不再將尋求意義感因子納入中介模型，后續(xù)僅分析擁有意義感因子的中介效應(yīng)。以性別、留守時間、年級為自變量，病理性網(wǎng)絡(luò)使用六因子為因變量進(jìn)行多因素多元方差分析，多變量檢驗結(jié)果顯示留守時間主效應(yīng)[F(3,763)=1.05, p＞0.05]、年級主效應(yīng)[F(4,763)=1.01, p＞0.05]及各變量之間的交互作用均不顯著，但性別主效應(yīng)顯著[F(1,763)=2.19,η2p=0.02, p＜0.05]，又根據(jù)單變量檢驗結(jié)果可知，社交撫慰的性別主效應(yīng)顯著[F(1,763)=5.90, η2p=0.01,p＜0.05]及耐受性的年級主效應(yīng)顯著[F(4,763)=3.14,η2p=0.02, p＜0.05]。故在后續(xù)結(jié)構(gòu)方程模型分析中把性別、年級作為統(tǒng)計控制變量。

表 1 各變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)（n=803）

3.2 全模型中介效應(yīng)檢驗

構(gòu)建以拒絕敏感性為預(yù)測變量，病理性網(wǎng)絡(luò)使用為結(jié)果變量，擁有意義感、自我污名為中介變量，性別、年級為控制變量的結(jié)構(gòu)方程模型，先驗證測量模型，再檢驗結(jié)構(gòu)模型。結(jié)果顯示，測量模型擬合良好：χ2/df=5.10，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.05；結(jié)構(gòu)模型擬合也良好：χ2/df=4.63，CFI=0.92，TLI=0.91，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。采用Bootstrap 檢驗法（抽樣5000次）檢驗各個中介路徑的顯著性，結(jié)果由表2 和圖2 可知，模型直接路徑顯著；各中介路徑95%置信區(qū)間中均不包含0，說明中介路徑均顯著（ps＜0.01）。計算總間接效應(yīng)值為0.05+0.13+0.03=0.21，總效應(yīng)值為0.22+0.21=0.43，總間接效應(yīng)在總效應(yīng)中占比為49%。其中，直接效應(yīng)占比51%；擁有意義感單獨中介效應(yīng)占比為12%，自我污名單獨中介效應(yīng)占比為30%，二者鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)占比為7%。這表明拒絕敏感性既可直接正向預(yù)測，也可經(jīng)擁有意義感和自我污名的各自中介作用以及二者的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接正向預(yù)測留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用行為。

圖 2 拒絕敏感性、擁有意義感、自我污名與病理性網(wǎng)路使用的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔寐窂綀D

表 2 全模型中介效應(yīng)的 Bootstrap 分析

4 討論

4.1 拒絕敏感性與留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用

本研究發(fā)現(xiàn)，拒絕敏感性可正向預(yù)測留守中學(xué)生的病理性網(wǎng)絡(luò)使用行為，驗證了假設(shè)1。這一結(jié)論與網(wǎng)絡(luò)使用動機理論觀點一致（姜永志 等,2016），與以往對大學(xué)生的研究結(jié)果一致（鄭志懷等, 2019），并且從拒絕敏感性所觸及的虛擬網(wǎng)絡(luò)行為視角豐富了拒絕敏感性社會認(rèn)知模型（Romero-Canyas et al., 2010）。當(dāng)留守中學(xué)生預(yù)期被家庭與學(xué)校中的重要他人拒絕時，會產(chǎn)生焦慮、憤怒的情緒反應(yīng)，使其歸屬性情感需求無法獲得滿足，并感知到較為薄弱的社會支持，于是可能會采取過度從事網(wǎng)絡(luò)活動的方式補償缺失的“歸屬感”以獲取情感支持（高文斌, 陳祉妍, 2006）。實踐中，家庭與學(xué)校應(yīng)協(xié)同合作，為留守中學(xué)生營造接納、寬容的微系統(tǒng)環(huán)境，使其避免因感知重要他人的拒絕、忽視而選擇尋求網(wǎng)絡(luò)補償。

4.2 擁有意義感的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，擁有意義感在拒絕敏感性對留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的預(yù)測關(guān)系中起部分中介作用，但尋求意義感并未在其中發(fā)揮作用，研究結(jié)果部分驗證了假設(shè)2。這與姚夢萍等人（2016）的研究一致，與黃時華等人（2021）及張秀閣等人（2019）的研究不一致。在本研究中，尋求意義感因子和擁有意義感因子呈中等以下顯著正相關(guān)，證實二者是密切相關(guān)又相對獨立的關(guān)系（Steger et al.,2006）。基于意義尋求的前置因素模型，拒絕敏感性最先破壞的是生命意義感中的認(rèn)知成分即擁有意義感，進(jìn)而表現(xiàn)為意義體驗和意義尋求關(guān)系失衡，從而激發(fā)個體追尋意義的動機，而意義尋求的最終目的仍在于維持一定水平的意義體驗（李占宏 等, 2018），可見擁有意義感是尋求意義感的啟動前提和最終目的。姚夢萍等人也認(rèn)為對網(wǎng)絡(luò)的過度使用可能成為個體擁有意義體驗的一種途徑。這一結(jié)果提示擁有意義感與尋求意義感對留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的作用機制可能是不同的。實踐中，學(xué)校可從培養(yǎng)留守中學(xué)生積極意義體驗?zāi)芰Φ慕嵌确婪恫±硇跃W(wǎng)絡(luò)使用的出現(xiàn)。

4.3 自我污名的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，自我污名在拒絕敏感性對留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的預(yù)測關(guān)系中起部分中介作用，研究結(jié)果驗證了假設(shè)3。依據(jù)認(rèn)知-行為模型（Davis, 2001），高拒絕敏感性個體容易產(chǎn)生人際拒絕焦慮，他們很少能覺知到接納和支持，并傾向于將拒絕歸因于消極的自我因素，形成自我污名的非適應(yīng)性認(rèn)知（來媛, 2012），這種低自我評價式的自我污名促使留守中學(xué)生長時間反復(fù)地參與網(wǎng)絡(luò)活動以逃避現(xiàn)實壓力、減輕精神困擾，進(jìn)而增加了出現(xiàn)病理性網(wǎng)絡(luò)使用的風(fēng)險性（牛更楓 等, 2020）。因此，社會媒體應(yīng)多宣傳積極、正向的留守兒童形象，從而降低留守兒童因污名內(nèi)化而導(dǎo)致病理性網(wǎng)絡(luò)使用的風(fēng)險性。

4.4 擁有意義感與自我污名的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

本研究發(fā)現(xiàn)拒絕敏感性還可通過擁有意義感、自我污名的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接正向預(yù)測留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用，研究結(jié)果驗證了假設(shè)4。該結(jié)論證實并拓展了意義感維持模型（Heine et al.,2006）和網(wǎng)絡(luò)成癮的社會-心理-生理模型（劉樹娟, 張智君, 2004），當(dāng)留守中學(xué)生感知到來自社會環(huán)境中重要他人的拒絕后，其對社會關(guān)系意義感體驗的平衡性被打破，而這種意義感的破壞會降低他們的自我價值感，形成對自我的污名化非理性認(rèn)知（Zhang et al., 2019），從而加劇其出現(xiàn)病理性網(wǎng)絡(luò)使用的可能。

5 結(jié)論

（1）拒絕敏感性可以直接正向預(yù)測留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用。（2）擁有意義感、自我污名及其二者鏈?zhǔn)疥P(guān)系均可部分中介拒絕敏感性對留守中學(xué)生病理性網(wǎng)絡(luò)使用的間接預(yù)測作用。