孔 旭 熊思成 張 斌 賀 藝

湖南中醫(yī)藥大學人文與管理學院心理系(長沙) 410208 △通信作者 E-mail:2579798864@qq.com

隨著移動終端的出現(xiàn),青少年網(wǎng)絡生活從傳統(tǒng)電腦擴展到手機,移動互聯(lián)網(wǎng)已逐漸成為青少年獲取信息和社交娛樂的主要途徑之一。盡管手機給個體帶來諸多的便利,但手機也是一把雙刃劍,可能會引發(fā)個體對其的過度使用甚至依賴。手機依賴是目前學術界備受關注的社會問題之一,它是指由于對手機的過度使用而導致個體社會功能受損、并帶來心理和生理問題的一種技術依賴行為[1]。尤其對于青少年而言,青春期個體在成長過程中伴隨著自我實現(xiàn)的矛盾促使其不斷尋求外界的心理補償和慰藉,而手機使用正逐漸成為他們滿足心理需求最快捷的途徑之一[2]。研究顯示,全球青少年手機依賴的流行率已高達25.7%[3]。因此,探究青少年手機依賴的影響因素及其具體機制,對規(guī)范青少年手機使用行為具有重大現(xiàn)實意義。

在影響手機依賴的眾多生態(tài)風險因素中,家庭因素近年來備受關注。研究發(fā)現(xiàn),青春期個體伴隨著身心快速發(fā)展和社會角色的轉變,往往更容易產(chǎn)生一系列社會適應問題,若此時青少年與其家庭成員未形成積極的互動模式,便可能通過其他非適應行為(如手機依賴)來尋求補償[4]。除家庭因素外,學校因素也可能在青少年手機依賴形成過程中扮演者重要角色。研究指出,青少年對學校的歸屬感越低,越容易對學校和社會的各項規(guī)范產(chǎn)生抵觸情緒,進而導致個體出現(xiàn)更多的違紀、手機依賴等問題行為[5]。最后,作為一種共同活動并相互影響的平行關系,同伴交往對個體手機依賴的影響也不容忽視。研究發(fā)現(xiàn),消極的同伴關系會增加青少年的人際敏感性和社交焦慮,進而導致個體通過過度使用手機來彌補現(xiàn)實生活中同伴友誼的缺失[6]。盡管以上證據(jù)均表明不同生態(tài)風險因素與個體的手機依賴存在一定關聯(lián)性,但以往研究多是基于橫斷面,僅能初步探討手機依賴與某一生態(tài)風險因素的相關聯(lián)系[7-9],難以對其動態(tài)變化以及變量間的準因果關系作出準確解釋。其次,現(xiàn)有的研究多是考察某單一生態(tài)因素與手機依賴的關系,較少關注多領域風險因素對手機依賴的協(xié)同發(fā)展作用。根據(jù)生物生態(tài)學理論,發(fā)展中的個體嵌套于相互影響的多個生態(tài)子系統(tǒng)中,個體與各個生態(tài)子系統(tǒng)的相互作用均會對其心理與行為產(chǎn)生影響[10]。因此,若僅關注其中某一個生態(tài)因素,而忽略了其它因素的累積效應,不但不符合生活實際,還易造成該因素的效應量被高估[11]。受該理論的啟發(fā),近年來研究者嘗試了多種方法評估多重風險對個體的影響。其中,累積風險模型受到了國內(nèi)外學者的廣泛關注。累積生態(tài)風險模型主張多種風險因素是協(xié)同發(fā)生的,并以相互疊加的形式對個體的心理及行為適應產(chǎn)生破壞性影響。具體建模方法是先對每個連續(xù)型風險因素進行二分類別轉換,再將所有因素得分相加得到總指數(shù)[12]。盡管也有學者指出對連續(xù)變量進行二分編碼可能會丟失信息,但每種多重風險建模方法都有其優(yōu)缺點,必須辯證加以看待。相比之下,累積生態(tài)風險模型的優(yōu)點更加突出。首先,對變量進行二分編碼的方式較為嚴格,只有中高分段風險才會被判定為有風險,有助于篩選出真正的風險因素。其次,該方法不對風險因素進行加權,可提供穩(wěn)健的參數(shù)估計并提高統(tǒng)計功效。最后,二分編碼相比于連續(xù)指數(shù)更易于解釋,方便與普通民眾、教育管理者交流[12]?？偠灾?累積風險模型具備邊界嚴格、參數(shù)穩(wěn)健、易于解釋等優(yōu)點,在心理、社會學研究領域得到了廣泛應用[12-13]。因此,本研究基于生物生態(tài)學理論和相關實證研究,擬探討累積生態(tài)風險與手機依賴的縱向聯(lián)系,并提出假設H1:累積生態(tài)風險正向預測青少年手機依賴。

盡管累積生態(tài)風險導致青少年手機依賴,但這種影響在不同個體間也可能存在一定差異性。作為一種積極的心理特質(zhì),情緒調(diào)節(jié)自我效能感近年來受到國內(nèi)外學者的廣泛關注。情緒調(diào)節(jié)自我效能感是指個體對自己能否有效調(diào)節(jié)自身情緒的自信程度,這種信心會影響個體的情緒狀態(tài),以及情緒調(diào)節(jié)的實際效果[14]。個體-情境交互作用理論指出,個體行為的發(fā)展是環(huán)境因素和個體特質(zhì)因素合力作用的結果[15]。因此,情緒調(diào)節(jié)自我效能感作為積極的個體特質(zhì),可能對累積生態(tài)風險與手機依賴的關系起到“風險緩沖”的作用。盡管目前尚缺乏探討情緒調(diào)節(jié)自我效能感調(diào)節(jié)高風險情境與手機依賴的直接證據(jù),但有研究指出,情緒調(diào)節(jié)自我效能感能夠有效緩沖生活壓力事件對個體心理和行為問題的不利影響。例如,Yuan等人[16]對煙草成癮的研究發(fā)現(xiàn),高情緒調(diào)節(jié)自我效能感的個體在面臨工作壓力時,更傾向于采取問題定向的應對策略,即他們相信自己有能力通過問題解決的方式緩解負面情緒,從而較少借助煙草來逃避壓力。另有研究表明,情緒調(diào)節(jié)自我效能感能有效緩沖負性生活事件和對個體沖動性和自殺意念的影響[17]。因此,本研究推測情緒調(diào)節(jié)自我效能感作為積極的個體特質(zhì),可以幫助暴露于累積生態(tài)風險的青少年維持對自身情緒調(diào)節(jié)能力的效能信念,從而促使其選擇積極的應對策略來抵御外界風險,這將有助于減少手機依賴等非適應性行為的發(fā)生?；谝陨险撌?本研究提出假設H2:情緒調(diào)節(jié)自我效能感能降低累積生態(tài)風險對青少年手機依賴的影響。

最后,在手機依賴的研究中,性別差異也是研究者重點關注的問題之一。相關研究發(fā)現(xiàn),在手機依賴的青少年中,女性的手機更多是用于語音通話和社交網(wǎng)絡;而男性使用手機更多是基于視頻和游戲應用程序,且相比于男性,女性表現(xiàn)出更高的使用頻率[3]。關于生態(tài)風險的研究也發(fā)現(xiàn),女性同伴支持[7]、親子依戀[18]和父母監(jiān)管[8]的水平顯著高于男性;而男性更易受到越軌同伴[19]和師生關系沖突[20]的負面影響。此外,情緒調(diào)節(jié)自我效能感也存在性別差異,女性在調(diào)節(jié)和表達積極情緒方面的效能感高于男性;而男性對調(diào)節(jié)憤怒、悲傷等消極情緒的效能信念更高[21]。鑒于上述性別差異的存在,本研究將進一步對三者整體關系的性別差異進行探索,并提出假設H3:情緒調(diào)節(jié)自我效能感對累積生態(tài)風險與手機依賴關系的調(diào)節(jié)作用存在性別差異。

綜上所述,本研究擬基于生物生態(tài)學模型,采用追蹤設計系統(tǒng)考察累積生態(tài)風險對青少年手機依賴的影響,并深入探討情緒調(diào)節(jié)自我效能感在其中的保護機制以及整個過程中的性別差異,以期深入剖析青少年手機依賴的形成機理,為科學有效地預防和干預青少年手機依賴提供實證依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 對象

采用整群抽樣調(diào)查方式,選取湖南省兩所中學的青少年進行間隔6個月的追蹤調(diào)查,以期探析累積生態(tài)風險對青少年手機依賴的縱向影響及其潛在調(diào)節(jié)機制。首次測試(T1)共發(fā)放問卷580份,用于測量人口學因素、累積生態(tài)風險因素(親子依戀、父母監(jiān)控、同伴交往、同伴關系、師生關系、學校聯(lián)結)、情緒調(diào)節(jié)自我效能感和手機依賴。剔除無效問卷26份,回收有效問卷554份(95.5%)。其中,女性254人(45.8%);平均年齡12.81±0.75歲;日均使用手機時間1.77小時。6個月后(T2),有468名被試(84.5%)繼續(xù)參與了調(diào)查,測量其人口學因素和手機依賴。剔除無效問卷16份,最終得到有效問卷452份。參與追蹤調(diào)查的被試中,女性211人(46.7%);平均年齡12.62±0.65歲;日均使用手機時間1.71小時。

1.2 方法

1.2.1 累積生態(tài)風險 本研究參考生物生態(tài)學模型以及以往關于累積生態(tài)風險領域的相關研究[10,12,22],在家庭、同伴、學校3個生態(tài)子系統(tǒng)中,選取與手機依賴密切相關的風險因素。其中家庭包括親子依戀、父母監(jiān)控;同伴包括越軌同伴交往、同伴關系;學校包括師生關系、學校聯(lián)結。采用累積風險模型對多種生態(tài)風險因素進行建模,具體做法是,先對每個風險因素進行二分編碼(0=無風險,1=有風險),再將每個因素的得分相加,最終得到累積生態(tài)風險指數(shù)(范圍從0到6分),分數(shù)越高表示個體經(jīng)歷的生態(tài)風險因素程度越嚴重[23]。①親子依戀采用李霓霓等人[24]編制的親子依戀問卷。包含13個題目,采用5級計分,分數(shù)越高代表個體與其父母的關系越融洽。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.92。②父母監(jiān)控采用李董平等人[12]編制的父母知情量表。包含8個題目,采用5級計分,分數(shù)越高反映個體受到父母監(jiān)管的程度越高。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,量表在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.86。③越軌同伴交往采用李董平等人[12]編制的越軌同伴交往問卷。包含8個題目,采用5級計分,分數(shù)越高表示個體結交的同伴的偏差行為越多。將高于或等于75百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.76。④同伴關系采用江光榮編制[25]的我的班級問卷中的同伴關系分問卷,考慮到青少年的同伴雖然主要分布在學校,但也可能包含來自社區(qū)或老家的同伴,因此將原問卷中的“同學”統(tǒng)一改為“同伴”。該分問卷包含8個題目,采用5級計分,總分越高表明同伴關系越和諧。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.87。⑤師生關系采用江光榮[25]編制的我的班級問卷中的師生關系分問卷。包含8個題目,采用5級計分,總分越高表明師生關系越融洽。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,問卷在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.97。⑥學校聯(lián)結采用喻承甫等人[26]修訂的學校聯(lián)結中文版量表。包含10個題目,采用5級計分,分數(shù)越高表示學生對學校的態(tài)度越積極,歸屬感越高。將得分低于或等于25百分位數(shù)的被試編碼為1,其余編碼為0。本研究中,量表T1時段Cronbach's α系數(shù)為0.88。

1.2.2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感 采用文書鋒等人[27]修訂的情緒調(diào)節(jié)自我效能量表中文版。包含12個題目,采用5級計分,分數(shù)越高表示個體對自我情緒調(diào)節(jié)能力的信心越強。本研究中,量表在T1時段的Cronbach's α系數(shù)為0.90。

1.2.3 手機依賴 采用項明強等人[28]修訂的智能手機依賴量表中文版,包含10個題目,采用6級計分,得分越高表明個體手機依賴程度越嚴重。本研究中,量表在T2時段的Cronbach's α系數(shù)為0.91。

1.3 統(tǒng)計處理

本研究運用期望最大化法對缺失數(shù)據(jù)進行補差。采用SPSS 26.0對數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計、相關分析。采用Hayes開發(fā)的PROCESS程序中的模型1對調(diào)節(jié)作用進行檢驗。此外,考慮到青少年對手機的使用可能會受到學校和父母的管控而產(chǎn)生差異,因此將日均手機使用時間作為控制變量。

2 結 果

2.1 共同方法偏差的控制與檢驗

為減少共同方法偏差效應,首先,在施測時通過給主試培訓、告知被試問卷填寫匿名、設置反向計分題等方式在程序上進行控制。其次,運用Harman單因素檢驗分別對2次測得的數(shù)據(jù)進行共同方法偏差的檢驗。結果表明,2次測量的最大因子方差解釋率分別為16.7%(T1)和17.6%(T2),均小于40%的臨界標準,表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 各變量的描述統(tǒng)計和相關分析

描述及相關分析結果表明,累積生態(tài)風險與手機依賴呈顯著正相關,與情緒調(diào)節(jié)自我效能感呈顯著負相關,情緒調(diào)節(jié)自我效能感與手機依賴呈顯著負相關,見表1。

2.3 累積生態(tài)風險對手機依賴的影響及情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用檢驗

采用PROCESS程序中的Model 1檢驗累積生態(tài)風險對手機依賴的影響以及情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用。為減少多重共線性,對回歸分析中的所有變量進行標準化處理。表2顯示,在控制了日均手機使用時間后,T1累積生態(tài)風險對T2手機依賴具有顯著的正向預測作用(β=0.24,P<0.001)。同時,T1累積生態(tài)風險與T1情緒調(diào)節(jié)自我效能感的交互項也對T2手機依賴具有顯著的正向預測作用(β=0.10,P=0.009)。

進一步通過簡單斜率分析直觀呈現(xiàn)結果(見圖1),對于低情緒調(diào)節(jié)自我效能感的青少年,累積生態(tài)風險對手機依賴的預測作用不顯著(simple slope=0.09,t=1.92,P=0.056);而高情緒調(diào)節(jié)自我效能感的青少年,累積生態(tài)風險對手機依賴具有顯著的正向預測作用(simple slope=0.28,t=5.43,P<0.001),表明隨著情緒調(diào)節(jié)自我效能感水平的提高,累積生態(tài)風險對手機依賴的預測作用呈上升趨勢。

2.4 調(diào)節(jié)模型的性別差異檢驗

對調(diào)節(jié)模型的性別差異進行分析,表3顯示,在控制了日均手機使用時后,無論在男性還是女性中,T1累積生態(tài)風險對T2手機依賴的正向預測作用均顯著。在對調(diào)節(jié)效應的檢驗中發(fā)現(xiàn),T1累積生態(tài)風險與T1情緒調(diào)節(jié)自我效能感的交互項能顯著預測女性T2手機依賴;而交互項對男性T2手機依賴的預測作用不顯著,說明情緒調(diào)節(jié)自我效能感只能在累積生態(tài)風險對女性手機依賴的預測中起調(diào)節(jié)作用。

表1 各變量的平均數(shù)、標準差和相關(r)

表2 調(diào)節(jié)模型檢驗

表3 不同性別間的調(diào)節(jié)模型檢驗

進一步通過簡單斜率分析檢驗女性累積生態(tài)風險與情緒調(diào)節(jié)自我效能感的交互效應。結果如圖2所示,對于低情緒調(diào)節(jié)自我效能感的女性,累積生態(tài)風險對手機依賴的預測作用顯著(simple slope=0.15,t=2.87,P<0.01);而對于高情緒調(diào)節(jié)自我效能感的女性,累積生態(tài)風險對手機依賴也具有顯著的預測作用,但其預測作用相對較大(simple slope=0.27,t=4.20,P<0.001)。這表明隨著女性情緒調(diào)節(jié)自我效能感水平的提高,累積生態(tài)風險對手機依賴的預測作用逐漸增大。

圖1 情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用

圖2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感在女性中調(diào)節(jié)作用

3 討 論

在青春期階段,個體心理發(fā)展與行為的塑造與其所處生態(tài)、社會環(huán)境存在密切關聯(lián)。與以往研究大多關注某單一或少數(shù)生態(tài)風險因素與手機依賴關系不同,本研究基于生物生態(tài)學理論,通過為期6個月的追蹤調(diào)查,綜合選取了家庭、學校、同伴3個生態(tài)子系統(tǒng)中具有代表性的風險因素,探討了累積生態(tài)風險對青少年手機依賴的縱向影響,并基于個體-情境交互作用理論考察了情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)作用及性別差異。結果發(fā)現(xiàn),累積生態(tài)風險顯著正向預測青少年手機依賴,該結果驗證了假設1,并支持了以往有關累積生態(tài)風險與其它行為問題之間關系的研究[12,13,22]。在青少年心理發(fā)展的過程中,來自家庭、學校和同伴的支持是其健康成長的關鍵。若長期暴露于多個領域的風險情境下,將導致安全、希望和親密等基本心理需求得不到正常的滿足。而正是這些心理需求的缺失,奠定了青少年發(fā)展為手機依賴的基礎[9]。通過沉迷于手機營造的虛擬世界,高累積生態(tài)風險的青少年不僅能回避現(xiàn)實中的各種負性刺激,還能享受游戲、視頻等應用程序帶來的愉悅情感體驗,這種補償又進一步導致個體對于手機的使用產(chǎn)生強烈渴求,強化了手機使用行為。

本研究還發(fā)現(xiàn),情緒調(diào)節(jié)自我效能感在累積生態(tài)風險和青少年手機依賴關系中起到“風險增強”作用,即情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護功效僅能在低累積生態(tài)風險下發(fā)揮作用,在高累積風險因素下將不復存在,未能驗證假設2。產(chǎn)生該結果的原因可能有兩點。首先,這可能與情緒調(diào)節(jié)自我效能感的易損特性有關。壓力易損假說提示,當生活中的壓力性事件較少時,積極心理特質(zhì)能夠幫助個體有效對抗風險,但當壓力事件積累到一定水平,一些積極心理特質(zhì)對抗風險的能力會迅速衰減甚至喪失[29]。因此,對于處于低累積生態(tài)風險的青少年而言,情緒調(diào)節(jié)自我效能感能激活個體對自身情緒調(diào)節(jié)能力的效能信念,促使其相信自己有能力通過問題解決的方式緩解負性情緒[15],從而有助于減少手機依賴等非適應性行為的發(fā)生。但當累積生態(tài)風險因素不斷疊加,乃至超出青少年調(diào)控限度時,易造成情緒調(diào)節(jié)過載。此時情緒調(diào)節(jié)自我效能感作為壓力易損因子,將無力繼續(xù)抵御累積生態(tài)風險的消極影響,致使累積生態(tài)風險和手機依賴之間的關系變相得到了“增強”。其次,當個體周圍環(huán)境充斥著大量的風險因素時,極端的累積生態(tài)風險將對個體造成持久而深遠的傷害,這種傷害長期存在且無論個體的調(diào)控能力和信心如何都很難一時緩解[12,30]。個體為了擺脫不利的處境,便愈發(fā)離群索居,只能通過過度使用手機來尋求心理慰藉?？傊?本研究結果揭示了情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護作用是有限度的。因此,除了認識到情緒調(diào)節(jié)自我效能感的積極作用外,也要注意不要過分夸大其效能。一方面。可以積極探尋其它積極特質(zhì),通過多種保護因子的協(xié)同互補,共同抵御外界風險情境對個體的不利影響;另一方面,還需從減少生態(tài)風險因素本身出發(fā),從根源上杜絕手機依賴現(xiàn)象。

此外,研究結果進一步發(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)自我效能感的“風險增強”作用僅在女性中起作用,說明情緒調(diào)節(jié)自我效能感的易損特性在女性中體現(xiàn)得更為明顯,驗證了假設3。這可能與女性在調(diào)節(jié)消極情緒方面的效能感較弱有關。在傳統(tǒng)文化中,鼓勵男性要堅毅、忍耐,因此男性對消極情緒往往有更強的控制力[21];而女性雖然在調(diào)節(jié)積極情緒的效能感方面優(yōu)于男性,但對消極情緒的易感性較高,一旦遇到重大負性事件或生活壓力,女性更容易對自己處理消極情緒的能力缺乏信心[27]。因此,在面臨高累積生態(tài)風險時,女性情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護限度更容易被突破,導致情緒調(diào)節(jié)自我效能感的保護功效在高累積風險因素下將不復存在。這也提示研究者,應該重點培養(yǎng)女性青少年調(diào)控消極情緒的能力和信心,從而有效減輕累積生態(tài)風險對個體造成的傷害,預防并降低手機依賴現(xiàn)象。

本研究結果首次將累積生態(tài)風險模型應用到手機依賴領域,為全面、深入地理解手機依賴的發(fā)展過程提供了新的視角。同時進一步揭示了情緒調(diào)節(jié)自我效能感的易損特性,有助于實踐工作者認識到,要弱化累積生態(tài)風險對手機依賴的消極影響,單靠培養(yǎng)個體的保護資源是遠遠不夠的,需要同時改善青少年所處的生態(tài)風險環(huán)境。此外,研究結果還明確了調(diào)節(jié)作用的性別差異,識別出女性青少年作為重點干預群體,應著力提升其情緒韌性,培養(yǎng)調(diào)控消極情緒的信心,以便更有效地減輕累積生態(tài)風險因素給個體帶來的消極影響,引導其合理使用手機。