龔芳敏,易 培,吳一波

(1.吉首大學(xué) 文學(xué)與新聞傳播學(xué)院,湖南 吉首 416000;2.北京大學(xué) 公共衛(wèi)生學(xué)院,北京 100191)

一、問題的提出

抑郁情緒是指個(gè)體感到壓抑、悲傷的心理狀態(tài),是典型的負(fù)面情緒體驗(yàn)[1],嚴(yán)重時(shí)可發(fā)展為抑郁癥[2]。青少年是抑郁情緒的高發(fā)人群,特別是15～24歲之間的青少年,在心理發(fā)展上具有不確定性、可塑性和易波動(dòng)性等特點(diǎn)。2017年,中國15到24歲的青少年有超過120萬人患有抑郁癥[3],2022年增長到4 700多萬人[4]。抑郁不僅嚴(yán)重影響青少年的學(xué)習(xí)和生活,甚至有可能導(dǎo)致自殺[5]。抑郁被認(rèn)為是影響青少年心理健康最大的心理障礙[6]。媒介技術(shù)的飛速發(fā)展使人類邁入信息社會(huì),無處不在的媒介使用行為影響著人們的認(rèn)知和心理。隨著媒介使用程度的加深,有研究發(fā)現(xiàn)媒介使用可能會(huì)導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)心理健康問題,尤其是對兒童而言[7]。但也有研究表明媒介使用對青少年心理健康影響較小[8]。還有一些學(xué)者認(rèn)為,媒介使用對抑郁情緒既有正向影響,也有負(fù)向影響[9]。結(jié)論不一致的原因是,媒介使用和抑郁情緒之間的關(guān)系可能受到一些未經(jīng)檢驗(yàn)的中介因素的影響。

社會(huì)認(rèn)知理論表明,個(gè)體行為受到個(gè)人認(rèn)知和環(huán)境因素的雙重影響,家庭是個(gè)體媒介使用行為重要的環(huán)境因素,自我效能是其重要的認(rèn)知力量[10]。生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為社會(huì)環(huán)境會(huì)影響個(gè)體的心理發(fā)展[11],有學(xué)者進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),在諸多社會(huì)環(huán)境系統(tǒng)中,家庭不僅是影響青少年心理健康的直接因素,還是影響青少年心理健康的重要中介變量[12]115。根據(jù)這兩個(gè)理論推測,家庭和自我效能可能在媒介使用與抑郁情緒之間起著中介作用,然而當(dāng)前對家庭、自我效能與媒介使用的關(guān)系機(jī)制討論不多。關(guān)于青少年、家庭以及抑郁之間關(guān)系的證據(jù)比較少[13]2432,且以家庭溝通、親子關(guān)系的視角[14]36,[15]為主,缺少對家庭健康系統(tǒng)的全面測量。在研究對象上,既往研究大多聚焦兒童群體,對15～24歲的青少年群體關(guān)注甚少,這一年齡段的人群在全球健康和社會(huì)政策中一直被忽視[13]2438。基于此,本研究聚焦15～24歲的青少年群體,在生態(tài)系統(tǒng)和社會(huì)認(rèn)知等理論的觀照下,探討媒介使用對青少年抑郁情緒的作用機(jī)制,以期為跨學(xué)科研究中的媒介使用與心理健康問題提供嶄新的視角,為青少年抑郁情緒的預(yù)防和干預(yù)提供科學(xué)依據(jù)。

二、研究假設(shè)

(一)媒介使用和抑郁情緒的關(guān)系

關(guān)于媒介使用的概念,學(xué)界沒有統(tǒng)一的界定,而通常由研究者根據(jù)所要研究的問題來確定?，F(xiàn)有研究從媒介性質(zhì)出發(fā),將媒介使用分為官方媒體使用和自媒體使用;從媒介類型出發(fā),將媒介分為報(bào)紙、電視、廣播、手機(jī)、電腦等;也有依據(jù)使用行為目的的差異,將媒介使用分為休閑娛樂、獲取信息、社會(huì)交往等。先前的研究大多側(cè)重于探討某種媒介類型對心理健康的影響[16-17],但青少年媒介使用具有多樣性和多變性,他們可能在一段時(shí)間內(nèi)花大量時(shí)間使用多種媒介類型,或者在連續(xù)的一段時(shí)間內(nèi)從一種媒介使用行為轉(zhuǎn)換到另一種媒介使用行為[18]。因此,本文以使用目的為依據(jù)來劃分青少年的媒介使用行為。

根據(jù)媒介時(shí)間置換理論,媒介使用可能會(huì)對個(gè)體健康產(chǎn)生負(fù)面影響,因?yàn)榛ㄔ诿浇樯系臅r(shí)間會(huì)取代花在追求健康或有益于身心發(fā)展的活動(dòng)上的時(shí)間[19]1029。而年齡較大的青少年擁有更多的媒介設(shè)備,媒介使用行為也更為頻繁,如觀看視頻和玩游戲等[20]。長時(shí)間的媒介使用所帶來的感官刺激可能會(huì)對青少年的大腦發(fā)育產(chǎn)生不利影響,進(jìn)一步導(dǎo)致認(rèn)知功能障礙,可能產(chǎn)生抑郁情緒[21]。

部分研究根據(jù)媒介時(shí)間置換理論進(jìn)一步探索青少年媒介使用行為與抑郁的關(guān)系,但是不同研究得到的結(jié)果卻不一樣。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)韓國大學(xué)生自我展示的頻率與消極情緒之間存在著顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,即自我展示越多,消極情緒越少[22]。但也有學(xué)者認(rèn)為自我展示行為會(huì)正向預(yù)測抑郁情緒,過度關(guān)注自我展示從而進(jìn)行社會(huì)比較可能會(huì)導(dǎo)致焦慮等問題,反而增加抑郁風(fēng)險(xiǎn)[23]。適度的媒介娛樂活動(dòng)可以減輕壓力,保持心理健康,降低公眾抑郁風(fēng)險(xiǎn),而過度沉迷于休閑娛樂的媒介使用行為可能導(dǎo)致個(gè)體的社交孤立和抑郁情緒。有證據(jù)表明,青少年的休閑娛樂行為越頻繁,越容易導(dǎo)致抑郁情緒[24]。此外,大學(xué)生的獲取信息行為有助于其心理健康水平的提高[25]。商務(wù)交易可以提供經(jīng)濟(jì)和職業(yè)上的支持,降低了因?yàn)槭I(yè)或職業(yè)不滿所帶來的抑郁風(fēng)險(xiǎn)。然而在線購物也可能導(dǎo)致青少年的超前消費(fèi),使他們陷入財(cái)務(wù)困境,進(jìn)而加重心理負(fù)擔(dān),罹患抑郁[26]?；谝陨详U述,本文提出如下研究假設(shè):

H1:青少年媒介使用行為對其抑郁情緒有顯著正向影響。

(二) 媒介使用、家庭健康與抑郁情緒

家庭是個(gè)體生活的基本環(huán)境,在中國傳統(tǒng)文化中,家庭意味著“庇護(hù)所”,是解決心理問題的主要依托。因此,家庭健康被認(rèn)為是一個(gè)涉及每個(gè)家庭成員和整個(gè)家庭系統(tǒng)的健康單位[27]。Weiss-Laxer認(rèn)為每個(gè)家庭成員的健康、能力、行為、性格和家庭成員的內(nèi)部互動(dòng),以及家庭的生理、社會(huì)、情感、經(jīng)濟(jì)和醫(yī)療等外部資源的交叉總和構(gòu)成了家庭健康[28]。從家庭內(nèi)部來說,家庭規(guī)模、收入以及家庭成員的健康行為、代際關(guān)系等可以影響家庭成員的健康理念和心理健康[29];從家庭外部來說,家庭的社會(huì)資本、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等也可以影響家庭成員的健康行為與心理健康[30-31]。有證據(jù)表明,父母參與孩子的活動(dòng)越多,孩子患抑郁的可能性就越小,這種影響能持續(xù)到青少年時(shí)期[32]。

盡管以往的研究表明,媒介使用和家庭健康緊密相關(guān),但是結(jié)論并不一致。一方面,媒介是家庭的延伸,是家庭文化的一部分[33],家庭成員通過媒介交換意見,傾訴情感,表達(dá)關(guān)懷,形成共識(shí)。同時(shí),家庭成員進(jìn)行線上線下的家庭對話,諸如噓寒問暖,也離不開健康話題。另外,媒介也是構(gòu)建和諧健康家庭關(guān)系的有效途徑。基于娛樂或教育等動(dòng)機(jī),父母有意地與孩子一起使用媒介,這叫媒介共玩[34]。媒介共玩是一種家庭親子關(guān)系的重塑,可以增進(jìn)代際之間的情感交流、溝通,維護(hù)家庭關(guān)系。諸如,看電視有助于家人間的互動(dòng)[35],在線交流推動(dòng)了遠(yuǎn)距離家庭內(nèi)部的溝通[36]97,頻繁使用媒介的人更有可能獲得家庭外部支持[37],父母可以通過社交媒體獲得育兒經(jīng)驗(yàn)和支持,從而提高育兒技巧[38]。另一方面,有證據(jù)表明媒介使用會(huì)對家庭成員間的關(guān)系以及個(gè)體心理健康造成一定的負(fù)面影響[39-40]。很多互聯(lián)網(wǎng)用戶因?yàn)檫^度使用媒介,減少了與家庭成員的交流,反而增加了個(gè)體的抑郁和孤獨(dú)[19]1017。個(gè)體沉浸于媒介構(gòu)建的虛擬世界中難以自拔,以虛擬的人際關(guān)系取代現(xiàn)實(shí)中的社會(huì)關(guān)系,實(shí)質(zhì)上是一種自我麻醉和逃避。媒介連接本質(zhì)上是一種異質(zhì)性的弱連接,家庭內(nèi)部的交往關(guān)系應(yīng)該是一種結(jié)構(gòu)穩(wěn)定、范圍有限、情感互動(dòng)強(qiáng)的強(qiáng)連接[41]。在線交流存在廣度、深度與質(zhì)量上的不足,與家人、朋友進(jìn)行面對面接觸反而更有利于積極情緒的產(chǎn)生[42]。

生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為,個(gè)體存在于一系列相互影響、彼此嵌套的系統(tǒng)中,其心理狀況是社會(huì)環(huán)境的產(chǎn)物,家庭是緊鄰個(gè)體的微系統(tǒng),是個(gè)體心理發(fā)展的重要預(yù)測因子[43]。隨著媒介技術(shù)的飛速發(fā)展以及媒介對人們強(qiáng)大的影響力,有學(xué)者認(rèn)為應(yīng)該把信息技術(shù)納入到原有的生態(tài)系統(tǒng)理論中來,它與家庭等其他系統(tǒng)相互作用一起影響個(gè)體的心理[44]。楊曉冬進(jìn)一步指出家庭中的親子沖突對青少年手機(jī)使用和抑郁間的關(guān)系起著中介影響作用[14]45?；谝陨详U述,本文提出如下研究假設(shè):

H2:家庭健康在青少年媒介使用行為與抑郁情緒之間起中介作用。

(三)自我效能的中介作用

自我效能是指一個(gè)人對自己在特定情況下執(zhí)行任務(wù)或完成活動(dòng)能力的判斷和信念[45],它是決定個(gè)體在壓力環(huán)境下的思維模式和情緒反應(yīng)的核心因素[46]。自我效能會(huì)影響管理負(fù)面情緒的能力,從而影響情緒的穩(wěn)定性[47],它是個(gè)體應(yīng)對傷害的重要資源,在負(fù)面事件和抑郁之間起著中介作用[48]。

媒介使用和自我效能之間有顯著相關(guān)關(guān)系[49]。根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論,媒介通過展示以往經(jīng)驗(yàn)和替代經(jīng)驗(yàn)為受眾提供了發(fā)展自我效能的獨(dú)特機(jī)會(huì),因?yàn)樗试S人們相互關(guān)注,并從人群中獲得社會(huì)支持[50]。除此之外,社交媒介上的正面溝通可以幫助公眾提高自我效能,而負(fù)面溝通會(huì)降低公眾的自我效能[51]。個(gè)體的自我展示會(huì)收到來自其他用戶的反饋,積極反饋有助于提高自我效能,而消極反饋則會(huì)降低自我效能[52]。此外,還有研究進(jìn)一步指出,獲取信息和社交活動(dòng)的媒介使用行為能正向影響自我效能[53],并且負(fù)向預(yù)測抑郁情緒。自我效能低的人自控力比較弱,他們?nèi)菀自谒斑^度使用手機(jī),導(dǎo)致睡眠質(zhì)量下降,而睡眠質(zhì)量的下降又是抑郁癥狀的前兆[54]。基于以上闡述,本研究提出如下研究假設(shè):

H3:自我效能在青少年媒介使用行為與抑郁情緒之間起中介作用。

(四)家庭健康和自我效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

家庭健康和自我效能是影響個(gè)體行為的重要因素,以往研究也表明二者存在著緊密關(guān)系。來自家庭健康的外部社會(huì)支持可以通過媒介展示自我面臨健康困境時(shí)的強(qiáng)大外部保障條件,并且證明困難和挑戰(zhàn)是可以克服的,從而提升青少年的自我效能[55],進(jìn)而促進(jìn)心理健康。外部社會(huì)支持是家庭健康的重要組成部分,也是家庭健康測量的主要維度。如學(xué)校活動(dòng)可以糾正家庭中不合理的教養(yǎng)方式,提升家庭健康水平,增強(qiáng)青少年的自我效能[56]。與沒有家校聯(lián)系的忽視型家庭相比,與學(xué)校教師經(jīng)常接觸的寬容型家庭的子女自我效能得分都會(huì)更高[57],他們獲得了家校雙方的共同關(guān)愛、社會(huì)性鼓勵(lì)與替代性經(jīng)驗(yàn),最終自我效能得以提升[58-59]。還有研究發(fā)現(xiàn)在30歲以下的人群中,家庭健康和自我效能有很強(qiáng)的相關(guān)性[60]。較高的自我效能與較高的家庭滿意度、開放式溝通、有效的父母監(jiān)督以及較低的沖突有關(guān)[61]。家庭功能越健全,家庭健康水平越高,家庭成員的自我效能就越高。其中,父母積極的生活態(tài)度和健康的行為方式是提升青少年自我效能的有效途徑[62]。從目前的研究成果來看,盡管缺少家庭健康和自我效能在媒介使用和抑郁情緒之間起中介作用的直接文獻(xiàn),但是上述研究涉及的家庭健康的社會(huì)支持、自我效能等都與媒介使用和抑郁情緒緊密相關(guān)。因此本研究提出如下研究假設(shè):

H4:家庭健康與自我效能在青少年媒介使用行為與抑郁情緒之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上所述,本研究嘗試構(gòu)建青少年媒介使用行為、家庭健康、自我效能對青少年抑郁情緒的潛在影響的綜合研究模型(圖1),并對這些假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量測量與問卷構(gòu)成

1.自變量:媒介使用行為

本研究的自變量是媒介使用行為,參照王偉[63-64]等人使用的量表,將媒介使用行為分為社交活動(dòng)、自我展示、休閑娛樂、獲取信息、商務(wù)交易五個(gè)類別。量表采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法對每個(gè)類別進(jìn)行評(píng)分,第一個(gè)類別是以社交活動(dòng)為主的媒介使用行為,包括用電話、微信、E-mail等與人交流的媒介使用行為;第二個(gè)類別是以自我展示為主的媒介使用行為,具體是將微信朋友圈、QQ空間、微博等作為自我展示的平臺(tái),記錄和分享自己的心情;第三個(gè)類別是以休閑娛樂為主的媒介使用行為,如玩游戲、聽音樂、刷短視頻等;第四個(gè)類別是以獲取信息為主的媒介使用行為,如瀏覽新聞、搜索信息等;第五個(gè)類別是以商務(wù)交易為主的媒介使用行為,如網(wǎng)購、在線支付等。本研究將受訪者對各類媒介使用行為的頻率按照 “從不” “很少”“有時(shí)”“經(jīng)?！薄翱偸恰钡捻樞?依次賦予1～5分的分值并加以統(tǒng)計(jì),分?jǐn)?shù)越高表示被測量者的媒介使用行為程度越高。媒介使用行為量表在本研究中的Cronbach's α系數(shù)為0.834。

2.因變量:抑郁情緒

本研究的因變量是抑郁情緒,采用Spitzer等人編制的抑郁情緒量表[65]進(jìn)行測量。量表具體評(píng)估受訪者的興趣減退、情緒低落、睡眠障礙、疲勞感、進(jìn)食障礙、自卑感、注意集中困難、精神運(yùn)動(dòng)遲緩、自殺等癥狀,量表共計(jì)9道題目,例如“做任何事都覺得沉悶或者根本不想做任何事”和“想到自己死或者自殘”。所有題目均使用Likert 4點(diǎn)計(jì)分法進(jìn)行評(píng)分,選項(xiàng)從“從來沒有”“有幾天”“ 剛超過一半天數(shù)”和“接近每天”的順序,依次賦予0～3分的分值加以統(tǒng)計(jì),分?jǐn)?shù)越高,抑郁情緒越嚴(yán)重。抑郁情緒量表在本研究中的Cronbach's α系數(shù)為0.919。

3.中介變量:家庭健康

本研究的中介變量是家庭健康,參考李浩淼等人翻譯的家庭健康量表[66],全面評(píng)估受訪者的家庭健康狀況。將家庭健康分為家庭社會(huì)/情感健康、家庭健康生活方式、家庭外部社會(huì)支持等方面,共計(jì)7道題。例如“在我的家庭里,在需要的時(shí)候,我們彼此幫助去尋求醫(yī)療服務(wù)(例如掛號(hào))”和“在我的家庭里,我在家庭關(guān)系中感到有安全感”。所有題目均使用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法進(jìn)行評(píng)分,評(píng)分選項(xiàng)按照“非常不同意”“有些不同意”“既不同意也不反對”“有些同意”和“非常同意”的順序,依次賦予1～5分的分值加以統(tǒng)計(jì),得分越高表示家庭健康水平越高。家庭健康量表在本研究中的Cronbach's α系數(shù)為0.879。

4.中介變量:自我效能

本研究的中介變量是自我效能,采用Chen等人編制的自我效能量表[67]進(jìn)行測量,全面評(píng)估自我效能的水平或程度、強(qiáng)度、普遍性,衡量個(gè)人對成功實(shí)現(xiàn)特定目標(biāo)所需的行動(dòng)方案的期望、感知、信心或信念。該量表共計(jì)3道題,例如“當(dāng)面臨困難的任務(wù)時(shí),我確信我能夠完成它們”,所有題目均使用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法進(jìn)行評(píng)分,評(píng)分選項(xiàng)按照“非常不同意”“有些不同意”“既不同意也不反對”“有些同意”和“非常同意”的順序,依次賦予1～5分的分值加以統(tǒng)計(jì),分?jǐn)?shù)越高表示個(gè)體的自我效能越高。自我效能量表在本研究中的Cronbach's α系數(shù)為0.935。

(二)數(shù)據(jù)收集與樣本特征

調(diào)查問卷正式使用前于2022年6—8月向多位不同學(xué)科專家進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)咨詢。在正式發(fā)放問卷之前開展兩次預(yù)調(diào)查,預(yù)調(diào)查的抽樣方法為配額抽樣,配額屬性與正式調(diào)查要求相同,最后收集整理所反饋的意見對問卷進(jìn)行修訂,預(yù)調(diào)查階段所收集的問卷不納入最終研究分析。

本研究對23個(gè)省份的15～24歲的青少年群體進(jìn)行問卷調(diào)查。根據(jù)人口比計(jì)算,每個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的樣本量在滿足配額要求的前提下,對被訪者進(jìn)行配額抽樣,一對一、面對面地向所在城市人員發(fā)送問卷。有些地區(qū)無法實(shí)現(xiàn)面對面調(diào)查,則借助微信、QQ等即時(shí)通信軟件向被訪者發(fā)放電子問卷和開展網(wǎng)絡(luò)視頻調(diào)查。在問卷回收后,研究者依據(jù)制定的問卷篩選標(biāo)準(zhǔn),背靠背進(jìn)行邏輯檢查和數(shù)據(jù)篩選,排除不合格問卷,最終獲得有效問卷5 800份。本研究的年齡段為15～24歲的青少年群體。其中,男性2 934人(50.6%)、女性2 866人(49.4%),非農(nóng)業(yè)戶口3 531人(60.9%)、農(nóng)業(yè)戶口2 269人(39.1%),家庭人均月收入≤6 000元的有4 064人(70.0%),6 001～12 000元的有1 407(24.3%),≥12 001的有329人(5.7%)。

(三)數(shù)據(jù)處理

使用SPSS 26.0進(jìn)行信效度檢驗(yàn),使用AMOS 28.0軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析、中介效應(yīng)分析和多群組分析?；诒狙芯康募僭O(shè),我們將媒介使用行為作為自變量,抑郁情緒作為因變量,家庭健康和自我效能作為中介變量。根據(jù)以往文獻(xiàn)將戶口作為控制變量,構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型,獲得各路徑系數(shù)及模型擬合指標(biāo)。由于抑郁量表為單一維度,且題目較多,為了減少參數(shù)估計(jì)誤差,本研究利用因子組合方法,將量表中的條目進(jìn)行組合[68],抑郁的觀察變量分為三組進(jìn)行打包,形成潛變量指標(biāo)來構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。采用Bootstrap法進(jìn)一步驗(yàn)證家庭健康和自我效能的中介效應(yīng)。抽取5 000個(gè)樣本進(jìn)行偏差校正并建立95%的置信區(qū)間,如果置信區(qū)間不包含 0,表明中介效應(yīng)存在,反之,中介效應(yīng)不存在。所有的測試都是雙尾的,顯著性水平設(shè)置為P<0.05。

四、研究結(jié)果

(一)適用性檢驗(yàn)

將四個(gè)變量降低數(shù)據(jù)維度后進(jìn)行適用性檢驗(yàn),其中KMO檢驗(yàn)值為0.842,BARTLETT球形檢驗(yàn)的X2統(tǒng)計(jì)值的顯著性概率<0.001,說明符合主成分分析的可行性標(biāo)準(zhǔn)(表1)。

表1 KMO和巴特利特檢驗(yàn)結(jié)果

(二)主成分分析

本次因子分析共提取到四個(gè)主成分,累計(jì)方差解釋率總量達(dá)到77.441%,高于60%,說明它可以較全面地反映原始數(shù)據(jù)。第一個(gè)因子占方差解釋率的22.266%,低于40%臨界值,表明同源方法偏差在可接受范圍內(nèi),本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差(表2)。

表2 解釋的總方差

(三)信效度檢驗(yàn)

從表3可以看出,各量表的克隆巴赫系數(shù)均在0.834～1的范圍內(nèi),具有良好的內(nèi)部一致性。各觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)化載荷在0.608～0.924之間,均高于0.5,每個(gè)潛變量的組成信度(CR)在0.872 ～0.942之間,平均方差提取量(AVE)在0.579～0.844之間,具有良好的聚合效度和組合信度。潛變量的AVE平方根值大于潛變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化相關(guān)系數(shù)(表4),表明量表具有良好的區(qū)別效度。

表3 信效度檢驗(yàn)結(jié)果

表4 各變量之間的相關(guān)性檢驗(yàn)

(四)模型適配度檢驗(yàn)

本研究首先利用AMOS 28.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程擬合,驗(yàn)證模型假設(shè)。經(jīng)過擬合修正后,最終模型擬合指數(shù)如表5所示,CMIN/DF的數(shù)值為4.658,大于1,小于5;GFI、CFI、TLI、IFI的數(shù)值都達(dá)到0.9以上的標(biāo)準(zhǔn);RMSEA的數(shù)值為0.025,小于0.080,因此各個(gè)擬合指標(biāo)均符合一般的研究標(biāo)準(zhǔn)[69]。由此可知,該模型的配適度良好。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型的適配度檢驗(yàn)結(jié)果

(五)模型路徑檢驗(yàn)

在控制了戶口的條件下,檢驗(yàn)媒介使用行為對青少年抑郁情緒的直接效應(yīng)是否顯著。媒介使用行為(β1= 0.204,P<0.001)對抑郁情緒有顯著正向影響,該結(jié)論驗(yàn)證了H1。媒介使用行為(β2= 0.367,P<0.001)對家庭健康有顯著正向影響。媒介使用行為(β3= 0.339,P<0.001)對自我效能有顯著正向影響。家庭健康(β4=-0.244,P<0.001)、自我效能(β5=-0.193,P<0.001)對抑郁情緒有顯著負(fù)向影響。家庭健康(β6=0.324,P<0.001)對自我效能具有顯著正向影響。

(六)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究假設(shè)家庭健康、自我效能在媒介使用行為和抑郁情緒之間存在中介效應(yīng),并通過AMOS 28.0進(jìn)行分析與驗(yàn)證。在控制了戶口的條件下,采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法對家庭健康、自我效能的中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。

溫忠麟等人認(rèn)為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)異號(hào),說明存在遮掩效應(yīng)[70]。根據(jù)表6的結(jié)果可以看出,當(dāng)家庭健康為中介變量時(shí),95%置信區(qū)間不包含0,并且間接效應(yīng)與直接效應(yīng)符號(hào)相反,說明存在遮掩效應(yīng),該結(jié)論驗(yàn)證了H2。當(dāng)自我效能為中介變量時(shí),95%置信區(qū)間不包含0,存在遮掩效應(yīng),該結(jié)論驗(yàn)證了H3。在家庭健康和自我效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔弥?95%置信區(qū)間不包含0,存在遮掩效應(yīng),該結(jié)論驗(yàn)證了H4。

表6 媒介使用行為與抑郁情緒的路徑關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

(七)多群組分析

運(yùn)用AMOS 28.0對15～18歲組和19～24歲組進(jìn)行多群組分析。已有研究表明,結(jié)構(gòu)方程模型的卡方值容易受到大樣本數(shù)據(jù)的影響,在自由度變化不大的情況下,CMIN/DF值也不可避免地隨樣本的增大而增大,因此大樣本的研究可不關(guān)注該指標(biāo)[71]。在進(jìn)行多群組模型估計(jì)時(shí),各適配度指標(biāo)達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)值,P值均小于0.05,表明15～18歲組和19～24歲組數(shù)據(jù)整體上能較好地與理論模型相適配。

表7數(shù)據(jù)結(jié)果表明,與19～24歲的青少年相比,15～18歲的青少年媒介使用行為對抑郁情緒的影響更顯著。相對于15～18歲的青少年來說,19～24歲的青少年媒介使用行為對家庭健康和自我效能的影響會(huì)更顯著。這表明15～18歲的青少年更應(yīng)該引起父母和教育工作者的關(guān)注,家庭內(nèi)部需要完善“守門人”的角色,加強(qiáng)親子間的數(shù)字哺育,幫助其提升媒介辨識(shí)能力,減少媒介使用行為,從而減少罹患抑郁的可能性。

表7 不同年齡群組差異分析結(jié)果

五、結(jié)論和討論

本研究根據(jù)全國范圍內(nèi)青少年群體的問卷調(diào)查數(shù)據(jù),在社會(huì)認(rèn)知和生態(tài)系統(tǒng)等理論視角下,探索媒介使用行為對青年抑郁情緒的影響機(jī)制。并探討家庭健康和自我效能在二者之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?為媒介使用行為與抑郁情緒之間的機(jī)制探索提供更為細(xì)致的實(shí)證證據(jù)。

(一)媒介使用行為對青少年抑郁情緒的影響

研究發(fā)現(xiàn),青少年媒介使用行為能正向預(yù)測抑郁情緒,即青少年媒介使用行為越頻繁,其罹患抑郁的可能性越大。該結(jié)果進(jìn)一步支持了媒介時(shí)間置換理論,即媒介使用的本質(zhì)是對強(qiáng)關(guān)系的置換,個(gè)人對媒介的使用取代了現(xiàn)實(shí)中的人際交往[72],媒介構(gòu)建的虛擬時(shí)空缺乏在場和聯(lián)結(jié),加深了青少年群體的孤獨(dú)感,容易導(dǎo)致抑郁情緒產(chǎn)生。

此外,自我認(rèn)同、自我成長是青少年時(shí)期主要的心理發(fā)展內(nèi)容,在這個(gè)時(shí)期,青少年自我探索的欲望與需求空前高漲,而豐富的媒介給他們打開了多彩世界的大門,由此可能導(dǎo)致外化問題的出現(xiàn)。同時(shí),情緒反復(fù)無常且消極情緒體驗(yàn)較多,又會(huì)導(dǎo)致內(nèi)化問題的發(fā)生[12]110。青少年通過媒介可以看到他人的“理想自我”的展示,可能引發(fā)頻繁、逆向的社交對比,自我與他者的差距會(huì)讓媒介使用者產(chǎn)生自卑、失落,進(jìn)而產(chǎn)生抑郁情緒[73]。另外,在青少年的自我展示中其不足和缺點(diǎn)也會(huì)在媒介中放大,被人誤解、誤讀。更有甚者,青少年會(huì)遭遇攻擊、謾罵甚至網(wǎng)絡(luò)暴力,進(jìn)而引發(fā)或者加深他們的抑郁情緒。

前人研究發(fā)現(xiàn)休閑娛樂媒介使用行為使兒童更容易產(chǎn)生媒介依賴[74]。青少年也是如此,他們沉浸在快速上下劃動(dòng)的成就感中,咀嚼著網(wǎng)絡(luò)狂歡所產(chǎn)生的空虛、無聊和孤獨(dú),陷入“時(shí)間的黑洞”。這種媒介狂歡讓娛樂快感取代了理性判斷,表面上看可以給人們帶來短暫的精神滿足,然而它卻造成了主體的迷失,導(dǎo)致個(gè)體心理產(chǎn)生問題[75]。線上消費(fèi)迎合了青少年的炫耀需求,線上消費(fèi)的真相就是青少年消費(fèi)超出自身消費(fèi)水平,他們錯(cuò)誤地將消費(fèi)能力等同于個(gè)人價(jià)值,在無止境的消費(fèi)中追求幸福,從而陷入更深的負(fù)面情緒[76]。

(二)家庭健康和自我效能的單獨(dú)中介作用

家庭健康在媒介使用行為和抑郁情緒之間的中介作用表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)。雖然媒介使用行為越頻繁,越容易產(chǎn)生抑郁情緒。但是家庭健康水平可以抑制其他路徑對抑郁情緒的正向影響,減緩青少年的抑郁情緒。這說明良好的媒介使用行為可以提升青少年群體的家庭健康水平,從而降低其抑郁情緒。究其原因,可能是媒介的在線連接彌合了時(shí)空關(guān)系,建立了虛擬在場的互動(dòng)機(jī)制,由此實(shí)現(xiàn)了“聯(lián)系的在場”,創(chuàng)建了“移動(dòng)的家園”[77],在親子互動(dòng)中發(fā)揮補(bǔ)償作用,減少了青少年的負(fù)面情緒。對于一些留守家庭來說,媒介已成為家庭之間相互溝通和提供情感支持的重要渠道[78]。有困難的孩子可以通過短信和視頻與家人互動(dòng),獲得父母的支持和幫助[79]。這與以往的研究相一致:家庭健康水平高的家庭可以修復(fù)傷害性事件對個(gè)體造成的傷害,是預(yù)防青少年抑郁的重要保護(hù)因素[80]。

此外,“媒介共玩”能增加家庭中的積極情緒,如父母與孩子共玩電子游戲,一方面可以增加父母對子女玩游戲活動(dòng)的認(rèn)知,父母參與子女的成長可以制造親子間的共同話題,由此減少個(gè)體負(fù)面情緒的產(chǎn)生[81],另一方面,可以重建家庭關(guān)系,增加家庭成員的親密度[36]96。從家庭系統(tǒng)角度來看,家庭其實(shí)是一個(gè)單位,其中媒介是溝通的橋梁,通過媒介使用行為,共同的信念、感覺和情緒得以傳遞,心理健康得以保障。因此,今后對青少年抑郁問題的干預(yù)要重視家庭健康在媒介使用行為和抑郁情緒之間的中介作用,加強(qiáng)家庭成員的內(nèi)部互動(dòng)、情感交流,關(guān)注家庭獲得外部支持的情況,如社會(huì)、情感、經(jīng)濟(jì)和醫(yī)療資源的支持。

研究發(fā)現(xiàn),自我效能在媒介使用行為與青少年抑郁情緒之間也存在遮掩效應(yīng),即良好的媒介使用行為可以提升青少年的自我效能,從而降低青少年群體的抑郁情緒。個(gè)體通過媒介使用行為觀察他人成敗的表現(xiàn)來進(jìn)行參照比較和樹立成功榜樣,是自我效能的一個(gè)重要來源[82]。自我效能越高,對青少年抑郁情緒的緩沖作用就越明顯。當(dāng)青少年進(jìn)行社交活動(dòng)、自我展示等媒介使用行為時(shí),看到比自己更優(yōu)秀的人,容易產(chǎn)生自卑、嫉妒甚至抑郁。自我效能高的人認(rèn)為通過自己的努力,也可以像他們一樣,甚至更好;而自我效能低的人通常會(huì)覺得他們的能力有限,無法實(shí)現(xiàn)自己所期望的理想生活,就會(huì)產(chǎn)生抑郁情緒。

社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為,自我效能是驅(qū)動(dòng)人類能動(dòng)性的關(guān)鍵機(jī)制[83],其中的關(guān)鍵因素是人們對自己在特定情境中處理問題能力的信念。如果沒有這種信念,人們在遇到問題時(shí)就不會(huì)有挑戰(zhàn)困難的動(dòng)力,也不會(huì)堅(jiān)持不懈地去實(shí)現(xiàn)預(yù)期的結(jié)果。該研究結(jié)果啟示我們:在青少年抑郁情緒的干預(yù)過程中,應(yīng)該給予自我效能低的青少年更多的支持和鼓勵(lì),幫助其提高自我效能,從而減少媒介使用行為的消極影響,進(jìn)而降低抑郁風(fēng)險(xiǎn)。

(三)家庭健康和自我效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),家庭健康和自我效能的鏈?zhǔn)街薪樽饔帽憩F(xiàn)為遮掩效應(yīng)。家庭成員的相互支持、相互關(guān)愛、積極的態(tài)度以及戰(zhàn)勝困難的信念,能增強(qiáng)青少年的自我效能。這種高自我效能可以促進(jìn)青少年的心理健康,降低抑郁情緒。青少年在網(wǎng)上尋求健康信息,他們不僅會(huì)增加健康知識(shí),還能從處境相似的人那里獲得家庭健康的外部社會(huì)支持[84],增強(qiáng)克服困難的信念,減少悲傷的情緒。家庭健康可能會(huì)產(chǎn)生一種自我認(rèn)同,能夠?qū)⑸钪械霓D(zhuǎn)折視為一種挑戰(zhàn)而不是威脅,同時(shí)在遇到遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出個(gè)人能力的挑戰(zhàn)時(shí),提供一個(gè)安全的依賴場所。班杜拉認(rèn)為自我效能源于早期的家庭經(jīng)歷[85]。一個(gè)功能良好的家庭是一個(gè)開放的系統(tǒng),在這個(gè)系統(tǒng)中,家庭成員之間情感相通,家庭成員被鼓勵(lì)擴(kuò)展他們的身份,家庭內(nèi)部充滿愛,每個(gè)家庭成員都被無條件地接納。由于這種接納,家庭內(nèi)部能夠解決沖突,并隨時(shí)準(zhǔn)備對家庭成員的求助作出回應(yīng)。來自正常家庭的青少年可以在社交活動(dòng)中自由表達(dá)意見,他們相信自己有能力找到解決問題的辦法,從而提高自我效能,降低抑郁情緒的產(chǎn)生。

(四)本研究的價(jià)值與不足

第一,媒介使用對個(gè)體身心健康的影響是健康傳播領(lǐng)域的重要議題。本研究在青少年抑郁問題較為突出的社會(huì)背景下,聚焦于青少年媒介使用行為對抑郁情緒的影響機(jī)制研究,改進(jìn)了既有研究側(cè)重于兒童群體的研究局限。而且以往家庭系統(tǒng)理論下的此類研究多從親子關(guān)系、家庭溝通的視角出發(fā),本研究從家庭健康包括家庭社會(huì)/情感健康、家庭健康生活方式、家庭外部社會(huì)支持三個(gè)維度出發(fā),以更為系統(tǒng)、宏觀的視角解釋了家庭環(huán)境在青少年媒介使用行為和心理健康二者之間所扮演的角色,拓展了青少年這個(gè)特殊群體有關(guān)抑郁影響因素和影響路徑的研究。

第二,本研究借助全國性問卷調(diào)查重新探討媒介使用行為與抑郁情緒的關(guān)系,基于大樣本的研究結(jié)果彌補(bǔ)了多數(shù)媒介效果研究聚焦于小樣本而產(chǎn)生的代表性不足的缺點(diǎn),而且以往有關(guān)遮掩效應(yīng)的研究比較少,因此本文豐富了該領(lǐng)域既有研究。同時(shí)本研究挖掘了15～18歲青少年和19～24歲青少年在媒介使用行為效果上的差異,為既有研究提供了新的實(shí)證證據(jù)。

第三,本研究為青少年抑郁情緒的預(yù)防和干預(yù)提供了有針對性的證據(jù)。目前研究結(jié)果表明青少年生活在一個(gè)媒介化的社會(huì),媒介使用行為與個(gè)體心理健康有著深層次而又差異甚大的影響機(jī)制。為了解決青少年抑郁逐年攀升問題,提升抑郁干預(yù)效果,精準(zhǔn)干預(yù)措施變得十分緊迫。此外,在中介效應(yīng)的驗(yàn)證中,家庭健康和自我效能對降低青少年抑郁情緒的保護(hù)作用被挖掘出來,提升家庭健康和自我效能水平,是未來抑郁情緒干預(yù)的重要方向。

此外,本研究也存在一些問題有待進(jìn)一步探討。一方面,研究雖考察了受訪者媒介使用的頻率,但是仍然無法全面呈現(xiàn)媒介使用的多樣性,對媒介使用行為的測量仍有改進(jìn)的空間。另一方面,本研究為橫斷面研究,變量之間難以進(jìn)行因果推論,并且使用橫斷面數(shù)據(jù)做中介機(jī)制檢驗(yàn)會(huì)產(chǎn)生估計(jì)偏差,未來研究有必要朝縱向研究推進(jìn),以克服橫斷面研究的局限。