无聊倾向对青少年网络成瘾的影响：一个有调节的中介模型 *

2022-07-18张一林周姿言刘雨佳辛素飞

心理与行为研究 2022年3期

张一林周姿言刘雨佳辛素飞

(鲁东大学教育科学学院，烟台 264011)

1 引言

随着互联网的蓬勃发展，我国未成年人的互联网使用已经相当普及。截至2020年底，我国未成年网民达到1.83亿人，互联网普及率为94.9%（中国互联网络信息中心, 2021）。伴随着青少年网络使用的高度普及，网络成瘾低龄化问题也日趋严峻。网络成瘾可能会危害青少年的身心健康，导致学习成绩下降、社会功能受损等严重后果（雷雳, 2012; 李董平等, 2016; Young, 1998）。因此，青少年网络成瘾得到了众多研究者的关注。大量研究从个体心理和家庭、同伴环境等多个角度对网络成瘾的形成机制进行了综合探讨，其中I-PACE模型（the interaction of person-affectcognition-execution model）整合了大量已有实证研究和理论模型基础，该模型认为网络成瘾是诱发变量、调节变量、中介变量之间相互作用的结果（Brand et al., 2016）。相较于已有的各种理论，IPACE模型更为全面地包含了网络成瘾形成的各种因素。然而，目前鲜有将I-PACE模型用于青少年网络成瘾形成机制的实证研究。此外，I-PACE模型缺乏对各种因素之间交互作用模式的探讨，与已有的各种理论较为脱节。因此，本研究将在IPACE模型的框架下，考察多种因素对青少年网络成瘾的影响及作用机制。同时，将I-PACE模型与其他理论模型相结合，进一步探讨青少年网络成瘾的综合过程，并为干预调节青少年群体网络成瘾提供决策依据。

1.1 无聊倾向与网络成瘾的关系

网络成瘾行为受到生理、心理、社会多种因素的影响，其中包括人格在内的心理因素是成瘾行为重要的易感和维持因素（徐四华, 2012）。无聊倾向（boredom proneness）是手机成瘾的预测因素之一（童媛添等, 2019; Wang et al., 2020）。而手机成瘾和网络成瘾同属于行为成瘾范畴，概念内涵上存在部分重叠，且现有相关理论在讨论成瘾机制时并不对二者进行严格区分（刘勤学等,2017）。无聊倾向是相对持久的人格特征中无聊情绪反应和行为上的稳定的个体差异，是一种消极的人格特质（黄时华等, 2011; 俞国良, 张亚利,2021）。无聊倾向对个体的影响主要集中在对环境刺激的感知能力和程度上（周浩等, 2012）。高无聊倾向者对内外部刺激的感知较为贫乏，经常感到无聊（黄时华等, 2011）。而根据感觉寻求理论和唤醒理论（Mercer-Lynn et al., 2014; Zuckerman et al.,1978），个体健康生存必须与各种刺激适量接触以达到最佳唤醒水平。较高的无聊倾向会使个体感觉到的刺激贫乏，唤醒水平降低，从而产生动机寻求有意义的刺激，以提高唤醒水平。网络行为新颖刺激的体验，可能满足个体寻求有意义刺激、提高唤醒水平的需要（王洁等, 2013）。因此，本研究推测无聊倾向能正向预测青少年的网络成瘾。

1.2 学习倦怠的中介作用

无聊倾向与网络成瘾的关系并非单纯的线性关系，而是可能通过其他变量间接影响成瘾行为。根据Davis（2001）的认知–行为理论，网络成瘾的形成除需生理因素或易患素质作为必要条件之外，还需要非适应性认知的形成作为充分条件。而根据I-PACE模型，除认知改变外，情感反应也是生理因素与网络成瘾中间过程的一个重要环节（Brand et al., 2016）。如前所述，无聊倾向可能会影响青少年的情绪调节过程。根据无聊倾向的注意理论（Harris, 2000），高无聊倾向的个体可能无法维持和调节注意力，导致认知功能的损害（Eastwood et al., 2012）。这表明无聊倾向能对青少年的认知和情感产生影响。而学习倦怠这一同时包含情感（情绪耗竭）和认知（学习低效能感）成分的变量符合I-PACE模型中“认知和情感反应”作为中介变量的特征（胡俏, 戴春林,2007）。已有研究表明无聊倾向可能引发青少年的学习倦怠（俞国良, 张亚利, 2021）。此外，高学习倦怠的青少年也更容易形成网络成瘾（李凤娟等,2017）。而根据网络成瘾的ACE模型（Young,1998），网络特有的匿名性、逃避现实性能给面临学业压力的青少年逃避现实、宣泄情绪的途径。综上，本研究认为学习倦怠在青少年无聊倾向与网络成瘾之间起中介作用。

1.3 积极应对方式的调节作用

除心理因素与认知和情感反应的直接或间接作用外，个体执行功能因素可能会在其他因素间起调节作用，从而促进或抑制网络成瘾的形成（Brand et al., 2016）。无聊倾向引发的无意义感、注意力涣散、情感失调等能给个体带来更大的压力（Lee & Zelman, 2019）。而压力–应对模型（stress-coping model）认为个体的应对方式对其面临压力时产生的反应有重要影响（Wills et al.,2001）。应对方式（coping style）是指个体面临压力时为减轻其负面影响而做出的认知与行为的努力过程（黄希庭等, 2000）。根据I-PACE模型的观点，作为执行功能因素的应对方式通常在人格特质（即无聊倾向）与情感和认知成分（即学习倦怠）之间起作用（Brand et al., 2016）。而相关研究同样发现，相比于倾向采取消极应对方式的青少年，倾向采取积极应对方式的青少年的学习倦怠水平更低（程思傲, 孙亚菲, 2012）。在检验无聊倾向和学习倦怠两个消极因素对网络成瘾的直接和间接作用的同时，本研究选取积极应对方式而非消极应对方式作为调节变量有助于体现青少年的主观能动性，并为网络成瘾干预提供主动性的对策建议。因此本研究推测积极应对方式在无聊倾向与学习倦怠之间起调节作用，具体来说，积极应对方式能减弱无聊倾向对学习倦怠的负面影响。

综上，本研究将依据网络成瘾的I-PACE模型，选取无聊倾向、学习倦怠、积极应对方式分别作为人格特质、情感和认知反应以及执行功能层面的变量，通过有调节的中介模型的构建（见图1），探讨青少年网络成瘾的形成机制与影响因素，验证I-PACE模型的合理性与适用性，并尝试将I-PACE模型与现有的网络成瘾相关理论模型进行整合，增强其共同解释力，在拓展理论基础的同时，为干预调节青少年群体网络成瘾提供决策依据。

图1 有调节的中介模型图

2 研究方法

2.1 被试

采用方便取样法，于2021年5月到6月对山东省4所中学及云南省1所中学的在校学生随机发放1573份问卷，回收有效问卷1553份（有效率98.73%）。其中男生712人，女生835人，性别信息缺失6人；初中生725人（46.70%），高中生828人（53.30%）；被试年龄范围为11～17岁，平均年龄为14.67岁（SD=1.59岁）。

2.2 研究工具

2.2.1 简版无聊倾向量表

采用Vodanovich等（2005）编制、李晓敏等（2016）修订的简版无聊倾向量表，共12个项目，采用7级计分（1=“完全不同意”，7=“完全同意”），得分越高代表无聊倾向越高。该量表在青少年群体中的信效度较高（田志鹏等,2014）。本研究中该量表的内部一致性系数为0.72。量表的效度指标拟合良好（χ2/df=3.15, CFI=0.98,IFI=0.98, GFI=0.99, TLI=0.96, RMSEA=0.04）。

2.2.2 学习倦怠量表

采用胡俏和戴春林（2007）编制的中学生学习倦怠量表，共21个项目，采用5级计分（1=“完全不符合”，5=“完全符合”），得分越高代表学习倦怠程度越严重。该量表广泛用于青少年群体学习倦怠的测量（胡俏, 戴春林,2007）。本研究中该量表的内部一致性系数为0.91。量表的效度指标拟合良好（χ2/df=2.02, CFI=0.99,IFI=0.99, GFI=0.98, TLI=0.98, RMSEA=0.03）。

2.2.3 网络成瘾量表

采用Young（1998）编制、况小雪等（2011）修订的网络成瘾量表，共8个项目，采用5级计分（1=“完全不符合”，5=“完全符合”），得分越高代表网络成瘾水平越高。在以往青少年网络成瘾的研究中表现出较高的信效度（梅松丽等,2015）。本研究中该量表的内部一致性系数为0.85。量表的效度指标拟合良好（χ2/df=1.79, CFI=0.99,IFI=0.99, GFI=0.99, TLI=0.99, RMSEA=0.02）。

2.2.4 简易应对方式问卷

采用解亚宁（1998）编制的简易应对方式问卷中的积极应对方式分量表，共12个项目，采用4级计分（1=“不采取”，4=“经常采取”），得分越高代表应对方式越积极。该量表的信效度在青少年群体应对方式的测量中得到了验证（方菁等, 2018）。本研究中该量表的内部一致性系数为0.85。量表的效度指标拟合良好（χ2/df=2.87,CFI=0.99, IFI=0.99, GFI=0.99, TLI=0.98,RMSEA=0.04）。

2.3 数据处理

采用SPSS26.0对数据进行共同方法偏差检验、各变量描述性统计分析和相关分析等，并使用SPSS宏程序PROCESS插件来检验学习倦怠在无聊倾向与网络成瘾之间的中介效应和积极应对方式的调节效应。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法对被试自我报告可能产生的共同方法偏差进行检验（周浩, 龙立荣,2004）。结果表明，在析出的众多因子中有11个特征值大于1的公因子，最大因子的方差解释率为24.13%（小于40%）。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2 各变量之间的关系

如表1所示，无聊倾向、学习倦怠与网络成瘾两两显著正相关；积极应对方式与无聊倾向、学习倦怠和网络成瘾均呈显著负相关。

表1 各变量的描述统计与相关分析结果（n=1553）

3.3 有调节的中介效应检验

首先，采用PROCESS中的Model 4检验学习倦怠在无聊倾向与网络成瘾之间的中介作用。无聊倾向可以显著正向预测网络成瘾（β=0.45,t=21.90,p＜0.001），即总效应显著。随后纳入学习倦怠为中介变量，结果显示，无聊倾向对网络成瘾的直接效应依然显著（β=0.16,t=6.64,p＜0.001），95%的置信区间为[0.11, 0.20]。此外，无聊倾向显著正向预测学习倦怠（β=0.55,t=31.48,p＜0.001），学习倦怠显著正向预测网络成瘾（β=0.53,t=20.10,p＜0.001）。因此，学习倦怠在无聊倾向对青少年网络成瘾的影响中起部分中介作用（中介效应值为0.29）。

然后，采用PROCESS中的Model 7对积极应对方式的调节作用进行检验。结果如表2所示，无聊倾向正向预测网络成瘾，且无聊倾向和积极应对方式的交互项显著（β=-0.04,t=-2.34,p＜0.05），表明积极应对方式调节无聊倾向对学习倦怠的影响路径，即存在有调节的中介效应。为了进一步探究积极应对方式与无聊倾向之间交互作用的本质，将积极应对方式高低分组进行简单斜率检验分析（见图2）发现，对低积极应对方式的青少年而言，无聊倾向对学习倦怠的影响较大（Bsimple=0.52,t=20.25,p＜0.001）；对于高积极应对方式的青少年，无聊倾向对学习倦怠的影响较小（Bsimple=0.44,t=17.74,p＜0.001）。由此可见，积极应对方式可以弱化无聊倾向对学习倦怠的负面影响。

表2 有调节的中介效应检验（n=1553）

图2 积极应对方式在无聊倾向和学习倦怠间的调节作用

4 讨论

本研究在I-PACE模型的基础上，构建了一个有调节的中介模型，结果发现，无聊倾向能显著正向预测青少年的网络成瘾，学习倦怠在无聊倾向与网络成瘾之间起中介作用，积极应对方式在无聊倾向与学习倦怠之间起调节作用。

4.1 无聊倾向对网络成瘾的影响

本研究发现，无聊倾向是青少年网络成瘾的重要预测因素之一。高无聊倾向的个体通常处于低唤醒状态，需要寻求新奇刺激达到最佳唤醒水平（俞国良, 张亚利, 2021; Zuckerman et al., 1978）。网络恰好能够为青少年提供大量的刺激。同时，高无聊倾向者的情绪判断能力较差，更容易受到消极情绪的影响（王琦等, 2014）。而负性情绪加工模型认为，逃避负性情绪是成瘾的动机之一（Baker et al., 2004）。此外，无聊倾向高的个体生活满意度更低，对现实的不满使其更向往虚拟的网络世界（王琦等, 2014）。当青少年被网络吸引后，无聊倾向增加了青少年的自我损耗，减弱了其对后续行为的自我抑制和应对执行能力，使其难以自我控制网络行为（俞国良, 张亚利, 2021）。根据有限自制力理论，缺乏自我控制资源会诱发包括成瘾在内的各种适应问题（Muraven &Baumeister, 2000）。综上所述，高无聊倾向的青少年寻求刺激、调节情绪、逃避现实的需要能在网络中得到满足，而其自我控制能力较差，容易陷入网络中无法自拔，进而导致了网络成瘾的形成。

4.2 学习倦怠在无聊倾向与网络成瘾间的中介作用

本研究发现，学习倦怠在青少年无聊倾向与网络成瘾之间起到中介作用。从外显特征来看，高学习倦怠的青少年体现出情绪耗竭（情感）、学习低效能感（认知）、生理耗竭（身体）、师生疏离（人际）的特征（胡俏, 戴春林, 2007）。而无聊同样具有独特的情感、认知、生理、表达和动机特征（Nett et al., 2010）。具体来说，无聊倾向水平较高的个体自我损耗水平高，认知功能下降，导致认知失败频现（张亚利等, 2020）。因此高无聊倾向的青少年更容易产生学业不良，进而降低效能感。同样，无聊倾向使个体对环境刺激有较强的渴求，当他们无法获得足够刺激时，就容易产生消极情感反应（Sommers & Vodanovich,2000）。而从内部机制出发，学习倦怠引发网络成瘾的本质可能是需求的不满足。自我决定理论指出青少年成长需要满足的三种心理需求：自主需求、能力需求和归属需求（Deci & Ryan, 2000）。高无聊倾向的青少年可能难以自主调整学习状态，存在注意力涣散和记忆障碍，且人际关系存在问题。因此无聊倾向可能妨碍了青少年基本需要的满足。根据网络成瘾的失补偿假说和使用–满足理论，心理需求未能得到满足的青少年可能通过网络进行病理性补偿（高文斌, 陈祉妍, 2006;Morris & Ogan, 1996）。因此学习倦怠的青少年可能会转向互联网，通过网络对缺失的需要进行病理性补偿，并形成网络成瘾。

4.3 积极应对方式在无聊倾向和学习倦怠之间的调节作用

在网络成瘾形成过程中，个体执行功能调节着各种因素之间相互作用的强度与模式，本研究发现积极应对方式能削弱无聊倾向对学习倦怠的负面影响。无聊倾向使个体产生的消极情绪体验属于压力源（周浩等, 2012）。而压力的应激理论说明压力源作用于个体后产生的压力主要取决于应对方式，积极应对方式能支持情绪与认知的稳定（陈秋燕, 2016）。因此高无聊倾向的个体若倾向于采取积极应对方式应对无聊感带来的压力，则其情感和认知反应（即学习倦怠）水平会更低。以往研究发现，倾向于采取积极应对方式的青少年可能重新评估无聊的原因并采取相关行为与周围环境进行良性有效的互动，因此更容易摆脱无聊（Tze et al., 2013）。这也使其重新激发学习动机，降低学习倦怠。此外，无聊倾向作为网络成瘾的风险因子，作用强度能被作为保护因子的积极应对方式削弱，且积极应对方式的作用产生于无聊倾向引发网络成瘾的内在机制过程（即中介路径的前半段）。这表明在网络成瘾的形成过程中积极因素能以保护因子的形式在风险因子存在的早期发挥作用。

4.4 研究启示及局限

本研究验证了网络成瘾的I-PACE模型在青少年中的适用性。I-PACE模型将网络成瘾形成过程中各种类型的因素进行了整合，但本身并未对各种因素之间的作用模式进行过多探讨，且未能兼容现有的各种理论。因此，本研究从网络成瘾的形成过程出发，在I-PACE框架下构建出青少年网络成瘾的形成过程模型（图3）。根据该模型，不同的理论在青少年网络成瘾形成过程中的某一部分分别起解释作用。

图3 基于I-PACE框架的网络成瘾形成过程模型

基于上述理论探讨与本研究构建的模型，提出以下针对青少年网络成瘾的干预建议：首先，为青少年创设丰富多彩的学校和家庭环境满足其心理需求，避免无聊倾向的形成。其次，在推进“双减”政策的过程中，应重视提升教学质量，打造全面培养德智体美劳的课程内容，避免学习倦怠的出现（马开剑等, 2021），适时开展网络成瘾和学习倦怠的结合干预。最后，开展培养积极应对方式主题的相关课程活动，发挥青少年的主观能动性和积极应对方式的保护作用。

本研究仍存在一些不足之处。首先，本研究虽然整合了与青少年网络成瘾相关的模型，但只涉及个体相关的心理变量，并未探讨环境因素的作用。未来研究可将环境变量纳入模型。其次，某些变量并不能严格纳入本模型中的某一特定部分，其可能同时具有多个部分的属性或起多种作用。后续应当综合考虑各个变量产生影响的多种途径和作用方式。最后，本研究并未对其他额外变量（网龄、每周上网时间等）进行控制，也未检验积极应对方式调节其他路径的作用。未来研究可以采用多维度测量工具并控制其他额外变量，确保结果准确有效，在构建模型时探讨调节变量的其他作用路径。