媒介使用行为对青少年抑郁情绪的影响——家庭健康和自我效能的链式中介作用*

龚芳敏,易 培,吴一波

(1.吉首大学 文学与新闻传播学院,湖南 吉首 416000;2.北京大学 公共卫生学院,北京 100191)

一、问题的提出

抑郁情绪是指个体感到压抑、悲伤的心理状态,是典型的负面情绪体验[1],严重时可发展为抑郁症[2]。青少年是抑郁情绪的高发人群,特别是15～24岁之间的青少年,在心理发展上具有不确定性、可塑性和易波动性等特点。2017年,中国15到24岁的青少年有超过120万人患有抑郁症[3],2022年增长到4 700多万人[4]。抑郁不仅严重影响青少年的学习和生活,甚至有可能导致自杀[5]。抑郁被认为是影响青少年心理健康最大的心理障碍[6]。媒介技术的飞速发展使人类迈入信息社会,无处不在的媒介使用行为影响着人们的认知和心理。随着媒介使用程度的加深,有研究发现媒介使用可能会导致个体出现心理健康问题,尤其是对儿童而言[7]。但也有研究表明媒介使用对青少年心理健康影响较小[8]。还有一些学者认为,媒介使用对抑郁情绪既有正向影响,也有负向影响[9]。结论不一致的原因是,媒介使用和抑郁情绪之间的关系可能受到一些未经检验的中介因素的影响。

社会认知理论表明,个体行为受到个人认知和环境因素的双重影响,家庭是个体媒介使用行为重要的环境因素,自我效能是其重要的认知力量[10]。生态系统理论认为社会环境会影响个体的心理发展[11],有学者进一步发现,在诸多社会环境系统中,家庭不仅是影响青少年心理健康的直接因素,还是影响青少年心理健康的重要中介变量[12]115。根据这两个理论推测,家庭和自我效能可能在媒介使用与抑郁情绪之间起着中介作用,然而当前对家庭、自我效能与媒介使用的关系机制讨论不多。关于青少年、家庭以及抑郁之间关系的证据比较少[13]2432,且以家庭沟通、亲子关系的视角[14]36,[15]为主,缺少对家庭健康系统的全面测量。在研究对象上,既往研究大多聚焦儿童群体,对15～24岁的青少年群体关注甚少,这一年龄段的人群在全球健康和社会政策中一直被忽视[13]2438。基于此,本研究聚焦15～24岁的青少年群体,在生态系统和社会认知等理论的观照下,探讨媒介使用对青少年抑郁情绪的作用机制,以期为跨学科研究中的媒介使用与心理健康问题提供崭新的视角,为青少年抑郁情绪的预防和干预提供科学依据。

二、研究假设

(一)媒介使用和抑郁情绪的关系

关于媒介使用的概念,学界没有统一的界定,而通常由研究者根据所要研究的问题来确定。现有研究从媒介性质出发,将媒介使用分为官方媒体使用和自媒体使用;从媒介类型出发,将媒介分为报纸、电视、广播、手机、电脑等;也有依据使用行为目的的差异,将媒介使用分为休闲娱乐、获取信息、社会交往等。先前的研究大多侧重于探讨某种媒介类型对心理健康的影响[16-17],但青少年媒介使用具有多样性和多变性,他们可能在一段时间内花大量时间使用多种媒介类型,或者在连续的一段时间内从一种媒介使用行为转换到另一种媒介使用行为[18]。因此,本文以使用目的为依据来划分青少年的媒介使用行为。

根据媒介时间置换理论,媒介使用可能会对个体健康产生负面影响,因为花在媒介上的时间会取代花在追求健康或有益于身心发展的活动上的时间[19]1029。而年龄较大的青少年拥有更多的媒介设备,媒介使用行为也更为频繁,如观看视频和玩游戏等[20]。长时间的媒介使用所带来的感官刺激可能会对青少年的大脑发育产生不利影响,进一步导致认知功能障碍,可能产生抑郁情绪[21]。

部分研究根据媒介时间置换理论进一步探索青少年媒介使用行为与抑郁的关系,但是不同研究得到的结果却不一样。有学者发现韩国大学生自我展示的频率与消极情绪之间存在着显著负相关关系,即自我展示越多,消极情绪越少[22]。但也有学者认为自我展示行为会正向预测抑郁情绪,过度关注自我展示从而进行社会比较可能会导致焦虑等问题,反而增加抑郁风险[23]。适度的媒介娱乐活动可以减轻压力,保持心理健康,降低公众抑郁风险,而过度沉迷于休闲娱乐的媒介使用行为可能导致个体的社交孤立和抑郁情绪。有证据表明,青少年的休闲娱乐行为越频繁,越容易导致抑郁情绪[24]。此外,大学生的获取信息行为有助于其心理健康水平的提高[25]。商务交易可以提供经济和职业上的支持,降低了因为失业或职业不满所带来的抑郁风险。然而在线购物也可能导致青少年的超前消费,使他们陷入财务困境,进而加重心理负担,罹患抑郁[26]。基于以上阐述,本文提出如下研究假设:

H1:青少年媒介使用行为对其抑郁情绪有显著正向影响。

(二) 媒介使用、家庭健康与抑郁情绪

家庭是个体生活的基本环境,在中国传统文化中,家庭意味着“庇护所”,是解决心理问题的主要依托。因此,家庭健康被认为是一个涉及每个家庭成员和整个家庭系统的健康单位[27]。Weiss-Laxer认为每个家庭成员的健康、能力、行为、性格和家庭成员的内部互动,以及家庭的生理、社会、情感、经济和医疗等外部资源的交叉总和构成了家庭健康[28]。从家庭内部来说,家庭规模、收入以及家庭成员的健康行为、代际关系等可以影响家庭成员的健康理念和心理健康[29];从家庭外部来说,家庭的社会资本、社会网络等也可以影响家庭成员的健康行为与心理健康[30-31]。有证据表明,父母参与孩子的活动越多,孩子患抑郁的可能性就越小,这种影响能持续到青少年时期[32]。

尽管以往的研究表明,媒介使用和家庭健康紧密相关,但是结论并不一致。一方面,媒介是家庭的延伸,是家庭文化的一部分[33],家庭成员通过媒介交换意见,倾诉情感,表达关怀,形成共识。同时,家庭成员进行线上线下的家庭对话,诸如嘘寒问暖,也离不开健康话题。另外,媒介也是构建和谐健康家庭关系的有效途径。基于娱乐或教育等动机,父母有意地与孩子一起使用媒介,这叫媒介共玩[34]。媒介共玩是一种家庭亲子关系的重塑,可以增进代际之间的情感交流、沟通,维护家庭关系。诸如,看电视有助于家人间的互动[35],在线交流推动了远距离家庭内部的沟通[36]97,频繁使用媒介的人更有可能获得家庭外部支持[37],父母可以通过社交媒体获得育儿经验和支持,从而提高育儿技巧[38]。另一方面,有证据表明媒介使用会对家庭成员间的关系以及个体心理健康造成一定的负面影响[39-40]。很多互联网用户因为过度使用媒介,减少了与家庭成员的交流,反而增加了个体的抑郁和孤独[19]1017。个体沉浸于媒介构建的虚拟世界中难以自拔,以虚拟的人际关系取代现实中的社会关系,实质上是一种自我麻醉和逃避。媒介连接本质上是一种异质性的弱连接,家庭内部的交往关系应该是一种结构稳定、范围有限、情感互动强的强连接[41]。在线交流存在广度、深度与质量上的不足,与家人、朋友进行面对面接触反而更有利于积极情绪的产生[42]。

生态系统理论认为,个体存在于一系列相互影响、彼此嵌套的系统中,其心理状况是社会环境的产物,家庭是紧邻个体的微系统,是个体心理发展的重要预测因子[43]。随着媒介技术的飞速发展以及媒介对人们强大的影响力,有学者认为应该把信息技术纳入到原有的生态系统理论中来,它与家庭等其他系统相互作用一起影响个体的心理[44]。杨晓冬进一步指出家庭中的亲子冲突对青少年手机使用和抑郁间的关系起着中介影响作用[14]45。基于以上阐述,本文提出如下研究假设:

H2:家庭健康在青少年媒介使用行为与抑郁情绪之间起中介作用。

(三)自我效能的中介作用

自我效能是指一个人对自己在特定情况下执行任务或完成活动能力的判断和信念[45],它是决定个体在压力环境下的思维模式和情绪反应的核心因素[46]。自我效能会影响管理负面情绪的能力,从而影响情绪的稳定性[47],它是个体应对伤害的重要资源,在负面事件和抑郁之间起着中介作用[48]。

媒介使用和自我效能之间有显著相关关系[49]。根据社会认知理论,媒介通过展示以往经验和替代经验为受众提供了发展自我效能的独特机会,因为它允许人们相互关注,并从人群中获得社会支持[50]。除此之外,社交媒介上的正面沟通可以帮助公众提高自我效能,而负面沟通会降低公众的自我效能[51]。个体的自我展示会收到来自其他用户的反馈,积极反馈有助于提高自我效能,而消极反馈则会降低自我效能[52]。此外,还有研究进一步指出,获取信息和社交活动的媒介使用行为能正向影响自我效能[53],并且负向预测抑郁情绪。自我效能低的人自控力比较弱,他们容易在睡前过度使用手机,导致睡眠质量下降,而睡眠质量的下降又是抑郁症状的前兆[54]。基于以上阐述,本研究提出如下研究假设:

H3:自我效能在青少年媒介使用行为与抑郁情绪之间起中介作用。

(四)家庭健康和自我效能的链式中介作用

家庭健康和自我效能是影响个体行为的重要因素,以往研究也表明二者存在着紧密关系。来自家庭健康的外部社会支持可以通过媒介展示自我面临健康困境时的强大外部保障条件,并且证明困难和挑战是可以克服的,从而提升青少年的自我效能[55],进而促进心理健康。外部社会支持是家庭健康的重要组成部分,也是家庭健康测量的主要维度。如学校活动可以纠正家庭中不合理的教养方式,提升家庭健康水平,增强青少年的自我效能[56]。与没有家校联系的忽视型家庭相比,与学校教师经常接触的宽容型家庭的子女自我效能得分都会更高[57],他们获得了家校双方的共同关爱、社会性鼓励与替代性经验,最终自我效能得以提升[58-59]。还有研究发现在30岁以下的人群中,家庭健康和自我效能有很强的相关性[60]。较高的自我效能与较高的家庭满意度、开放式沟通、有效的父母监督以及较低的冲突有关[61]。家庭功能越健全,家庭健康水平越高,家庭成员的自我效能就越高。其中,父母积极的生活态度和健康的行为方式是提升青少年自我效能的有效途径[62]。从目前的研究成果来看,尽管缺少家庭健康和自我效能在媒介使用和抑郁情绪之间起中介作用的直接文献,但是上述研究涉及的家庭健康的社会支持、自我效能等都与媒介使用和抑郁情绪紧密相关。因此本研究提出如下研究假设:

H4:家庭健康与自我效能在青少年媒介使用行为与抑郁情绪之间起链式中介作用。

综上所述,本研究尝试构建青少年媒介使用行为、家庭健康、自我效能对青少年抑郁情绪的潜在影响的综合研究模型(图1),并对这些假设进行检验。

三、研究设计

(一)变量测量与问卷构成

1.自变量:媒介使用行为

本研究的自变量是媒介使用行为,参照王伟[63-64]等人使用的量表,将媒介使用行为分为社交活动、自我展示、休闲娱乐、获取信息、商务交易五个类别。量表采用Likert 5点计分法对每个类别进行评分,第一个类别是以社交活动为主的媒介使用行为,包括用电话、微信、E-mail等与人交流的媒介使用行为;第二个类别是以自我展示为主的媒介使用行为,具体是将微信朋友圈、QQ空间、微博等作为自我展示的平台,记录和分享自己的心情;第三个类别是以休闲娱乐为主的媒介使用行为,如玩游戏、听音乐、刷短视频等;第四个类别是以获取信息为主的媒介使用行为,如浏览新闻、搜索信息等;第五个类别是以商务交易为主的媒介使用行为,如网购、在线支付等。本研究将受访者对各类媒介使用行为的频率按照 “从不” “很少”“有时”“经常”“总是”的顺序,依次赋予1～5分的分值并加以统计,分数越高表示被测量者的媒介使用行为程度越高。媒介使用行为量表在本研究中的Cronbach's α系数为0.834。

2.因变量:抑郁情绪

本研究的因变量是抑郁情绪,采用Spitzer等人编制的抑郁情绪量表[65]进行测量。量表具体评估受访者的兴趣减退、情绪低落、睡眠障碍、疲劳感、进食障碍、自卑感、注意集中困难、精神运动迟缓、自杀等症状,量表共计9道题目,例如“做任何事都觉得沉闷或者根本不想做任何事”和“想到自己死或者自残”。所有题目均使用Likert 4点计分法进行评分,选项从“从来没有”“有几天”“ 刚超过一半天数”和“接近每天”的顺序,依次赋予0～3分的分值加以统计,分数越高,抑郁情绪越严重。抑郁情绪量表在本研究中的Cronbach's α系数为0.919。

3.中介变量:家庭健康

本研究的中介变量是家庭健康,参考李浩淼等人翻译的家庭健康量表[66],全面评估受访者的家庭健康状况。将家庭健康分为家庭社会/情感健康、家庭健康生活方式、家庭外部社会支持等方面,共计7道题。例如“在我的家庭里,在需要的时候,我们彼此帮助去寻求医疗服务(例如挂号)”和“在我的家庭里,我在家庭关系中感到有安全感”。所有题目均使用Likert 5点计分法进行评分,评分选项按照“非常不同意”“有些不同意”“既不同意也不反对”“有些同意”和“非常同意”的顺序,依次赋予1～5分的分值加以统计,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系数为0.879。

4.中介变量:自我效能

本研究的中介变量是自我效能,采用Chen等人编制的自我效能量表[67]进行测量,全面评估自我效能的水平或程度、强度、普遍性,衡量个人对成功实现特定目标所需的行动方案的期望、感知、信心或信念。该量表共计3道题,例如“当面临困难的任务时,我确信我能够完成它们”,所有题目均使用Likert 5点计分法进行评分,评分选项按照“非常不同意”“有些不同意”“既不同意也不反对”“有些同意”和“非常同意”的顺序,依次赋予1～5分的分值加以统计,分数越高表示个体的自我效能越高。自我效能量表在本研究中的Cronbach's α系数为0.935。

(二)数据收集与样本特征

调查问卷正式使用前于2022年6—8月向多位不同学科专家进行网络咨询。在正式发放问卷之前开展两次预调查,预调查的抽样方法为配额抽样,配额属性与正式调查要求相同,最后收集整理所反馈的意见对问卷进行修订,预调查阶段所收集的问卷不纳入最终研究分析。

本研究对23个省份的15～24岁的青少年群体进行问卷调查。根据人口比计算,每个省、自治区和直辖市的样本量在满足配额要求的前提下,对被访者进行配额抽样,一对一、面对面地向所在城市人员发送问卷。有些地区无法实现面对面调查,则借助微信、QQ等即时通信软件向被访者发放电子问卷和开展网络视频调查。在问卷回收后,研究者依据制定的问卷筛选标准,背靠背进行逻辑检查和数据筛选,排除不合格问卷,最终获得有效问卷5 800份。本研究的年龄段为15～24岁的青少年群体。其中,男性2 934人(50.6%)、女性2 866人(49.4%),非农业户口3 531人(60.9%)、农业户口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)数据处理

使用SPSS 26.0进行信效度检验,使用AMOS 28.0软件进行结构方程模型分析、中介效应分析和多群组分析。基于本研究的假设,我们将媒介使用行为作为自变量,抑郁情绪作为因变量,家庭健康和自我效能作为中介变量。根据以往文献将户口作为控制变量,构建结构方程模型,获得各路径系数及模型拟合指标。由于抑郁量表为单一维度,且题目较多,为了减少参数估计误差,本研究利用因子组合方法,将量表中的条目进行组合[68],抑郁的观察变量分为三组进行打包,形成潜变量指标来构建结构方程模型。采用Bootstrap法进一步验证家庭健康和自我效能的中介效应。抽取5 000个样本进行偏差校正并建立95%的置信区间,如果置信区间不包含 0,表明中介效应存在,反之,中介效应不存在。所有的测试都是双尾的,显著性水平设置为P<0.05。

四、研究结果

(一)适用性检验

将四个变量降低数据维度后进行适用性检验,其中KMO检验值为0.842,BARTLETT球形检验的X2统计值的显著性概率<0.001,说明符合主成分分析的可行性标准(表1)。

表1 KMO和巴特利特检验结果

(二)主成分分析

本次因子分析共提取到四个主成分,累计方差解释率总量达到77.441%,高于60%,说明它可以较全面地反映原始数据。第一个因子占方差解释率的22.266%,低于40%临界值,表明同源方法偏差在可接受范围内,本研究不存在严重的共同方法偏差(表2)。

表2 解释的总方差

(三)信效度检验

从表3可以看出,各量表的克隆巴赫系数均在0.834～1的范围内,具有良好的内部一致性。各观察变量的标准化载荷在0.608～0.924之间,均高于0.5,每个潜变量的组成信度(CR)在0.872 ～0.942之间,平均方差提取量(AVE)在0.579～0.844之间,具有良好的聚合效度和组合信度。潜变量的AVE平方根值大于潜变量之间的标准化相关系数(表4),表明量表具有良好的区别效度。

表3 信效度检验结果

表4 各变量之间的相关性检验

(四)模型适配度检验

本研究首先利用AMOS 28.0对数据进行结构方程拟合,验证模型假设。经过拟合修正后,最终模型拟合指数如表5所示,CMIN/DF的数值为4.658,大于1,小于5;GFI、CFI、TLI、IFI的数值都达到0.9以上的标准;RMSEA的数值为0.025,小于0.080,因此各个拟合指标均符合一般的研究标准[69]。由此可知,该模型的配适度良好。

表5 结构方程模型的适配度检验结果

(五)模型路径检验

在控制了户口的条件下,检验媒介使用行为对青少年抑郁情绪的直接效应是否显著。媒介使用行为(β1= 0.204,P<0.001)对抑郁情绪有显著正向影响,该结论验证了H1。媒介使用行为(β2= 0.367,P<0.001)对家庭健康有显著正向影响。媒介使用行为(β3= 0.339,P<0.001)对自我效能有显著正向影响。家庭健康(β4=-0.244,P<0.001)、自我效能(β5=-0.193,P<0.001)对抑郁情绪有显著负向影响。家庭健康(β6=0.324,P<0.001)对自我效能具有显著正向影响。

(六)中介效应检验

本研究假设家庭健康、自我效能在媒介使用行为和抑郁情绪之间存在中介效应,并通过AMOS 28.0进行分析与验证。在控制了户口的条件下,采用偏差校正非参数百分位Bootstrap法对家庭健康、自我效能的中介效应进行验证。

温忠麟等人认为直接效应与间接效应异号,说明存在遮掩效应[70]。根据表6的结果可以看出,当家庭健康为中介变量时,95%置信区间不包含0,并且间接效应与直接效应符号相反,说明存在遮掩效应,该结论验证了H2。当自我效能为中介变量时,95%置信区间不包含0,存在遮掩效应,该结论验证了H3。在家庭健康和自我效能的链式中介作用中,95%置信区间不包含0,存在遮掩效应,该结论验证了H4。

表6 媒介使用行为与抑郁情绪的路径关系检验结果

(七)多群组分析

运用AMOS 28.0对15～18岁组和19～24岁组进行多群组分析。已有研究表明,结构方程模型的卡方值容易受到大样本数据的影响,在自由度变化不大的情况下,CMIN/DF值也不可避免地随样本的增大而增大,因此大样本的研究可不关注该指标[71]。在进行多群组模型估计时,各适配度指标达到标准值,P值均小于0.05,表明15～18岁组和19～24岁组数据整体上能较好地与理论模型相适配。

表7数据结果表明,与19～24岁的青少年相比,15～18岁的青少年媒介使用行为对抑郁情绪的影响更显著。相对于15～18岁的青少年来说,19～24岁的青少年媒介使用行为对家庭健康和自我效能的影响会更显著。这表明15～18岁的青少年更应该引起父母和教育工作者的关注,家庭内部需要完善“守门人”的角色,加强亲子间的数字哺育,帮助其提升媒介辨识能力,减少媒介使用行为,从而减少罹患抑郁的可能性。

表7 不同年龄群组差异分析结果

五、结论和讨论

本研究根据全国范围内青少年群体的问卷调查数据,在社会认知和生态系统等理论视角下,探索媒介使用行为对青年抑郁情绪的影响机制。并探讨家庭健康和自我效能在二者之间的链式中介作用,为媒介使用行为与抑郁情绪之间的机制探索提供更为细致的实证证据。

(一)媒介使用行为对青少年抑郁情绪的影响

研究发现,青少年媒介使用行为能正向预测抑郁情绪,即青少年媒介使用行为越频繁,其罹患抑郁的可能性越大。该结果进一步支持了媒介时间置换理论,即媒介使用的本质是对强关系的置换,个人对媒介的使用取代了现实中的人际交往[72],媒介构建的虚拟时空缺乏在场和联结,加深了青少年群体的孤独感,容易导致抑郁情绪产生。

此外,自我认同、自我成长是青少年时期主要的心理发展内容,在这个时期,青少年自我探索的欲望与需求空前高涨,而丰富的媒介给他们打开了多彩世界的大门,由此可能导致外化问题的出现。同时,情绪反复无常且消极情绪体验较多,又会导致内化问题的发生[12]110。青少年通过媒介可以看到他人的“理想自我”的展示,可能引发频繁、逆向的社交对比,自我与他者的差距会让媒介使用者产生自卑、失落,进而产生抑郁情绪[73]。另外,在青少年的自我展示中其不足和缺点也会在媒介中放大,被人误解、误读。更有甚者,青少年会遭遇攻击、谩骂甚至网络暴力,进而引发或者加深他们的抑郁情绪。

前人研究发现休闲娱乐媒介使用行为使儿童更容易产生媒介依赖[74]。青少年也是如此,他们沉浸在快速上下划动的成就感中,咀嚼着网络狂欢所产生的空虚、无聊和孤独,陷入“时间的黑洞”。这种媒介狂欢让娱乐快感取代了理性判断,表面上看可以给人们带来短暂的精神满足,然而它却造成了主体的迷失,导致个体心理产生问题[75]。线上消费迎合了青少年的炫耀需求,线上消费的真相就是青少年消费超出自身消费水平,他们错误地将消费能力等同于个人价值,在无止境的消费中追求幸福,从而陷入更深的负面情绪[76]。

(二)家庭健康和自我效能的单独中介作用

家庭健康在媒介使用行为和抑郁情绪之间的中介作用表现为遮掩效应。虽然媒介使用行为越频繁,越容易产生抑郁情绪。但是家庭健康水平可以抑制其他路径对抑郁情绪的正向影响,减缓青少年的抑郁情绪。这说明良好的媒介使用行为可以提升青少年群体的家庭健康水平,从而降低其抑郁情绪。究其原因,可能是媒介的在线连接弥合了时空关系,建立了虚拟在场的互动机制,由此实现了“联系的在场”,创建了“移动的家园”[77],在亲子互动中发挥补偿作用,减少了青少年的负面情绪。对于一些留守家庭来说,媒介已成为家庭之间相互沟通和提供情感支持的重要渠道[78]。有困难的孩子可以通过短信和视频与家人互动,获得父母的支持和帮助[79]。这与以往的研究相一致:家庭健康水平高的家庭可以修复伤害性事件对个体造成的伤害,是预防青少年抑郁的重要保护因素[80]。

此外,“媒介共玩”能增加家庭中的积极情绪,如父母与孩子共玩电子游戏,一方面可以增加父母对子女玩游戏活动的认知,父母参与子女的成长可以制造亲子间的共同话题,由此减少个体负面情绪的产生[81],另一方面,可以重建家庭关系,增加家庭成员的亲密度[36]96。从家庭系统角度来看,家庭其实是一个单位,其中媒介是沟通的桥梁,通过媒介使用行为,共同的信念、感觉和情绪得以传递,心理健康得以保障。因此,今后对青少年抑郁问题的干预要重视家庭健康在媒介使用行为和抑郁情绪之间的中介作用,加强家庭成员的内部互动、情感交流,关注家庭获得外部支持的情况,如社会、情感、经济和医疗资源的支持。

研究发现,自我效能在媒介使用行为与青少年抑郁情绪之间也存在遮掩效应,即良好的媒介使用行为可以提升青少年的自我效能,从而降低青少年群体的抑郁情绪。个体通过媒介使用行为观察他人成败的表现来进行参照比较和树立成功榜样,是自我效能的一个重要来源[82]。自我效能越高,对青少年抑郁情绪的缓冲作用就越明显。当青少年进行社交活动、自我展示等媒介使用行为时,看到比自己更优秀的人,容易产生自卑、嫉妒甚至抑郁。自我效能高的人认为通过自己的努力,也可以像他们一样,甚至更好;而自我效能低的人通常会觉得他们的能力有限,无法实现自己所期望的理想生活,就会产生抑郁情绪。

社会认知理论认为,自我效能是驱动人类能动性的关键机制[83],其中的关键因素是人们对自己在特定情境中处理问题能力的信念。如果没有这种信念,人们在遇到问题时就不会有挑战困难的动力,也不会坚持不懈地去实现预期的结果。该研究结果启示我们:在青少年抑郁情绪的干预过程中,应该给予自我效能低的青少年更多的支持和鼓励,帮助其提高自我效能,从而减少媒介使用行为的消极影响,进而降低抑郁风险。

(三)家庭健康和自我效能的链式中介作用

研究进一步发现,家庭健康和自我效能的链式中介作用表现为遮掩效应。家庭成员的相互支持、相互关爱、积极的态度以及战胜困难的信念,能增强青少年的自我效能。这种高自我效能可以促进青少年的心理健康,降低抑郁情绪。青少年在网上寻求健康信息,他们不仅会增加健康知识,还能从处境相似的人那里获得家庭健康的外部社会支持[84],增强克服困难的信念,减少悲伤的情绪。家庭健康可能会产生一种自我认同,能够将生活中的转折视为一种挑战而不是威胁,同时在遇到远远超出个人能力的挑战时,提供一个安全的依赖场所。班杜拉认为自我效能源于早期的家庭经历[85]。一个功能良好的家庭是一个开放的系统,在这个系统中,家庭成员之间情感相通,家庭成员被鼓励扩展他们的身份,家庭内部充满爱,每个家庭成员都被无条件地接纳。由于这种接纳,家庭内部能够解决冲突,并随时准备对家庭成员的求助作出回应。来自正常家庭的青少年可以在社交活动中自由表达意见,他们相信自己有能力找到解决问题的办法,从而提高自我效能,降低抑郁情绪的产生。

(四)本研究的价值与不足

第一,媒介使用对个体身心健康的影响是健康传播领域的重要议题。本研究在青少年抑郁问题较为突出的社会背景下,聚焦于青少年媒介使用行为对抑郁情绪的影响机制研究,改进了既有研究侧重于儿童群体的研究局限。而且以往家庭系统理论下的此类研究多从亲子关系、家庭沟通的视角出发,本研究从家庭健康包括家庭社会/情感健康、家庭健康生活方式、家庭外部社会支持三个维度出发,以更为系统、宏观的视角解释了家庭环境在青少年媒介使用行为和心理健康二者之间所扮演的角色,拓展了青少年这个特殊群体有关抑郁影响因素和影响路径的研究。

第二,本研究借助全国性问卷调查重新探讨媒介使用行为与抑郁情绪的关系,基于大样本的研究结果弥补了多数媒介效果研究聚焦于小样本而产生的代表性不足的缺点,而且以往有关遮掩效应的研究比较少,因此本文丰富了该领域既有研究。同时本研究挖掘了15～18岁青少年和19～24岁青少年在媒介使用行为效果上的差异,为既有研究提供了新的实证证据。

第三,本研究为青少年抑郁情绪的预防和干预提供了有针对性的证据。目前研究结果表明青少年生活在一个媒介化的社会,媒介使用行为与个体心理健康有着深层次而又差异甚大的影响机制。为了解决青少年抑郁逐年攀升问题,提升抑郁干预效果,精准干预措施变得十分紧迫。此外,在中介效应的验证中,家庭健康和自我效能对降低青少年抑郁情绪的保护作用被挖掘出来,提升家庭健康和自我效能水平,是未来抑郁情绪干预的重要方向。

此外,本研究也存在一些问题有待进一步探讨。一方面,研究虽考察了受访者媒介使用的频率,但是仍然无法全面呈现媒介使用的多样性,对媒介使用行为的测量仍有改进的空间。另一方面,本研究为横断面研究,变量之间难以进行因果推论,并且使用横断面数据做中介机制检验会产生估计偏差,未来研究有必要朝纵向研究推进,以克服横断面研究的局限。