累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮：心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期的中介作用*

李董平 周月月 趙力燕 王艷輝 孫文強(qiáng)

(1華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 武漢 430079) (2成都文理學(xué)院教育學(xué)院, 成都 610401)(3嘉應(yīng)學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院, 梅州 514015) (4安徽師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 蕪湖 241000)

1 引言

隨著網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的發(fā)展, 互聯(lián)網(wǎng)已成為青少年獲取知識、交流思想、休閑娛樂的重要平臺。然而, 過度或不受控制的網(wǎng)絡(luò)使用卻可能導(dǎo)致“網(wǎng)絡(luò)成癮” (Internet addiction), 嚴(yán)重威脅青少年身體健康、學(xué)業(yè)功能和情緒適應(yīng)(Carli et al., 2013; Ciarrochi et al., 2016; Ko, Yen, Yen, Chen, & Chen, 2012)。網(wǎng)絡(luò)成癮現(xiàn)象最早由美國精神病學(xué)家Goldberg(1996)發(fā)現(xiàn), 此后逐漸演變?yōu)橹袊?、韓國、俄羅斯、英國等世界上許多國家高度重視的社會問題。過去20年中, 雖然網(wǎng)絡(luò)成癮問題的學(xué)術(shù)定位存在爭議, 但有關(guān)網(wǎng)絡(luò)成癮的概念界定、診斷標(biāo)準(zhǔn)、形成機(jī)制、治療手段等方面的研究急速增長(Young,2015)。2013年, 美國精神病學(xué)協(xié)會修訂的《精神疾病診斷與統(tǒng)計手冊》第5版(DSM-V)將網(wǎng)絡(luò)游戲障礙納入其附錄部分, 充分肯定了對該問題進(jìn)行研究的重要性, 但也指出目前有關(guān)網(wǎng)絡(luò)成癮的研究尚處于起步階段, 我們對網(wǎng)絡(luò)成癮的病因?qū)W因素及作用機(jī)制的理解仍非常有限(American Psychiatric Association, 2013; Kuss & Lopez-Fernandez, 2016)。本研究將在累積風(fēng)險模型和動機(jī)心理學(xué)理論基礎(chǔ)上, 考察家庭、學(xué)校、同伴等主要發(fā)展背景中諸多風(fēng)險因素的累積對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的影響以及基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期在其中的中介作用, 以期更系統(tǒng)地揭示青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的病因?qū)W機(jī)制, 為科學(xué)預(yù)防和有效控制青少年網(wǎng)絡(luò)成癮提供依據(jù)。

1.1 累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系

生物生態(tài)學(xué)理論(Bronfenbrenner & Morris, 1998)認(rèn)為, 人類發(fā)展受家庭、學(xué)校、同伴等多個生態(tài)子系統(tǒng)的影響。受該理論啟發(fā), 大量實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),家庭、學(xué)校和同伴因素在青少年網(wǎng)絡(luò)成癮中發(fā)揮重要作用(何念, 洪建中, 2013; 雷靂, 2010; Weinstein,Feder, Rosenberg, & Dannon, 2014)。但是, 這些研究往往關(guān)注單一或少數(shù)生態(tài)風(fēng)險因素所起的作用。

具體而言, 首先, 以往研究發(fā)現(xiàn), 家庭風(fēng)險因素對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮具有顯著的不利影響。青少年正值叛逆期, 心智尚未成熟, 此時若缺乏必要的父母監(jiān)控和足夠的溫暖支持, 他們就可能出現(xiàn)過度的網(wǎng)絡(luò)使用(Ko et al., 2015; Li, Garland, & Howard, 2014;van Den Eijnden, Spijkerman, Vermulst, van Rooij, &Engels, 2010)。此外, 消極的親子關(guān)系可能促使個體到網(wǎng)絡(luò)世界中尋求心靈慰藉, 也是網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險因素(Chang, Chiu, Lee, Chen, & Miao, 2014;Wartberg, Aden, Thomsen, & Thomasius, 2015; 張錦濤等, 2011; Zhu, Zhang, Yu, & Bao, 2015)。再者, 青少年感知的父母婚姻沖突可能阻礙其情緒管理能力的發(fā)展, 進(jìn)而增加網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險(鄧林園等, 2012;Ko et al., 2015; Yen, Yen, Chen, Chen, & Ko, 2007)。

其次, 學(xué)校因素對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的作用也不容小視。研究表明, 不良的師生關(guān)系和同學(xué)關(guān)系都是網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險因素(Wang et al., 2011)。此外,學(xué)生與學(xué)校的聯(lián)結(jié)程度(指學(xué)生在學(xué)校感知到被關(guān)懷的程度以及對學(xué)校的歸屬感)偏低時, 其網(wǎng)絡(luò)成癮的可能性也越高(Chang et al., 2014; Li et al., 2013;Yen, Ko, Yen, Chang, & Cheng, 2009)。

最后, 同伴是影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的重要社會背景。根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論, 青少年可能通過觀察和模仿友伴的行為而做出類似行為(Bandura, 1977)。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn), 結(jié)交越軌同伴是青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的重要風(fēng)險因素(陳武, 李董平, 鮑振宙, 閆昱文, 周宗奎, 2015; Li et al., 2013)。此外, 遭受同伴侵害可能導(dǎo)致青少年產(chǎn)生負(fù)性情緒體驗(yàn), 進(jìn)而到網(wǎng)絡(luò)中尋求緩解(張熳, 潘曉群, 2012)。

盡管如此, 以往研究多是考察單一或少數(shù)生態(tài)風(fēng)險因素與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系, 較少關(guān)注多領(lǐng)域風(fēng)險因素的累積對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的影響。事實(shí)上, 同時對多重風(fēng)險因素進(jìn)行考察至關(guān)重要。首先,不同領(lǐng)域的風(fēng)險因素往往具有協(xié)同發(fā)生性, 個體面臨一個領(lǐng)域的風(fēng)險因素的同時也面臨另一領(lǐng)域的風(fēng)險因素。因此, 只有同時關(guān)注多領(lǐng)域風(fēng)險因素對發(fā)展結(jié)果的影響才更加符合個體的生活實(shí)際。其次,如果一個風(fēng)險因素與其他風(fēng)險因素有關(guān)系, 則只考察一個風(fēng)險因素的作用時, 其效應(yīng)往往被高估。再者, 沒有任何單一風(fēng)險因素對網(wǎng)絡(luò)成癮的形成具有決定性作用, 且針對單一風(fēng)險進(jìn)行干預(yù)的效果會打折扣(Evans, Li, & Whipple, 2013)。

在現(xiàn)有文獻(xiàn)中, 研究者使用了多種方法對多重風(fēng)險進(jìn)行建模(如累積風(fēng)險、多元回歸、匯總總分、因子得分等)。其中, 累積風(fēng)險模型(cumulative risk model)是迄今為止使用最廣的方法。具體做法是,先對每個風(fēng)險因素進(jìn)行二分編碼(1=有風(fēng)險, 0=無風(fēng)險), 再將所有風(fēng)險因素的得分相加, 得到累積風(fēng)險指數(shù)。Evans等人(2013)首次系統(tǒng)總結(jié)和比較了40年來文獻(xiàn)中出現(xiàn)的多重風(fēng)險建模方法, 結(jié)果表明, 每種方法都有優(yōu)缺點(diǎn), 必須辯證地加以看待。許多在理念上頗具吸引力的方法往往在實(shí)際的數(shù)據(jù)分析中并不可行。相比之下, 累積風(fēng)險模型雖然存在某些缺點(diǎn)(如未對風(fēng)險因素進(jìn)行加權(quán)、對連續(xù)型風(fēng)險因素進(jìn)行二分類別轉(zhuǎn)換會丟失信息等), 但也具備一些突出的優(yōu)點(diǎn)：(1)在理論上與Bronfenbrenner(1979)的“生物生態(tài)學(xué)模型” (強(qiáng)調(diào)多重風(fēng)險因素的累積對有機(jī)體和環(huán)境之間持續(xù)的能量交換的破壞,而這種能量交換是個體健康發(fā)展的必備條件)、McEwen (1998)的“非穩(wěn)態(tài)負(fù)荷理論” (強(qiáng)調(diào)多重風(fēng)險因素的累積對有機(jī)體軀體反應(yīng)系統(tǒng)的損耗尤為嚴(yán)重)以及Ellis, Figueredo, Brumbach和Schlomer(2009)的“進(jìn)化發(fā)展理論” (強(qiáng)調(diào)多重風(fēng)險因素的累積會使生存環(huán)境變得資源短缺和不可預(yù)測, 促使個體選擇某些短視的生命歷史策略)相契合。(2)只有風(fēng)險分布的高分段被計入累積風(fēng)險指數(shù), 中低端風(fēng)險不被納入進(jìn)去, 因而可以捕捉對人類真正重要的高端風(fēng)險。(3)可以相對簡潔地構(gòu)造出嚴(yán)重逆境并對發(fā)展結(jié)果產(chǎn)生一致的預(yù)測作用。(4)不對風(fēng)險因素進(jìn)行加權(quán), 可提供穩(wěn)健的參數(shù)估計。(5)對于風(fēng)險因素的相關(guān)程度不做假定, 因而對風(fēng)險因素的共變性沒有特定要求。(6)累積風(fēng)險效應(yīng)容易解釋, 方便與老百姓和政策制定者交流。截至目前, 已有超過300項(xiàng)研究探討了累積風(fēng)險對兒童生理應(yīng)激、學(xué)業(yè)成就、社交能力、外化問題、內(nèi)化問題、物質(zhì)濫用等的影響(Evans et al., 2013)。

當(dāng)青少年同時面臨多重生態(tài)風(fēng)險因素時, 他們在現(xiàn)實(shí)生活中將嚴(yán)重缺乏“舒適場所” (arena of comfort), 因而很可能轉(zhuǎn)向虛擬網(wǎng)絡(luò)世界尋求補(bǔ)償。雖然累積風(fēng)險模型更好地反映了個體所處環(huán)境的復(fù)雜性、更有利于系統(tǒng)地審視青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的病因?qū)W因素, 但目前國內(nèi)外尚缺乏研究探討累積生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的影響。為了彌補(bǔ)上述不足,本研究將系統(tǒng)地選取對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮影響較大且具有典型性和代表性的生態(tài)風(fēng)險因素, 考察累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響。具體而言, 本研究將探討累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)測作用是否比單一生態(tài)風(fēng)險因素更強(qiáng)。另外, 本研究也將探討累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系的函數(shù)形式。研究者指出, 累積風(fēng)險與兒童發(fā)展之間的關(guān)系可能表現(xiàn)出以下不同的函數(shù)形式(Gerard & Buehler, 2004; 金燦燦, 鄒泓, 李曉巍, 2011; Rauer, Karney, Garvan, &Hou, 2008)。一是“線性模式” (linear model)。該模式假定, 風(fēng)險因素每增加一個, 心理病理學(xué)問題就相應(yīng)地增長一個單位, 表現(xiàn)出所謂的“梯度效應(yīng)”(gradient effect)。二是“正加速模式” (positive acceleration model)。該模式假定, 每個風(fēng)險因素與發(fā)展結(jié)果的聯(lián)系在其他風(fēng)險因素同時出現(xiàn)的情況下要比沒有其他風(fēng)險因素同時出現(xiàn)時更強(qiáng), 符合“各風(fēng)險的總效應(yīng)大于各風(fēng)險的效應(yīng)之和”的觀點(diǎn)。三是“負(fù)加速模式” (negative acceleration model)。該模式假定, 隨著累積風(fēng)險數(shù)目的增加, 新增風(fēng)險因素對個體發(fā)展的效應(yīng)越來越小。對函數(shù)形式進(jìn)行探討非常重要, 因?yàn)椴煌瘮?shù)形式往往蘊(yùn)含著明顯不同的實(shí)踐意義。如果呈“線性模式”, 則需要開展全面的預(yù)防工作, 因?yàn)獒槍μ囟L(fēng)險因素進(jìn)行干預(yù)的有效性不受其他因素的影響, 不存在某個臨界點(diǎn)之后干預(yù)工作就很難湊效, 因此每減少一個風(fēng)險因素都至關(guān)重要。如果呈“正加速模式”, 則意味著多重風(fēng)險因素特別難以對付, 因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)成癮在風(fēng)險數(shù)目的某個臨界點(diǎn)后加速增長, 達(dá)到不易挽回的地步(Appleyard, Egeland, van Dulmen, & Sroufe, 2005)。最后, 如果呈“負(fù)加速模式”, 則針對生態(tài)風(fēng)險因素總數(shù)目為中等的個體進(jìn)行干預(yù)更有效果, 因?yàn)榇藭r每減少一個風(fēng)險因素的收益要比在個體遭遇大量風(fēng)險因素時減少單一風(fēng)險的收益更明顯(Rauer et al.,2008)。

1.2 累積生態(tài)風(fēng)險影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的中介機(jī)制

盡管累積生態(tài)風(fēng)險可能導(dǎo)致青少年沉迷網(wǎng)絡(luò),但累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的聯(lián)系在很大程度上可能是間接的。累積生態(tài)風(fēng)險可能通過個體自身的某些中介變量, 進(jìn)而影響網(wǎng)絡(luò)成癮。然而, 目前尚缺乏研究探討累積生態(tài)風(fēng)險影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的中介機(jī)制。實(shí)際上, 這類研究對于深入理解累積生態(tài)風(fēng)險怎樣影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮以及有效幫助暴露于累積生態(tài)風(fēng)險之中的青少年擺脫網(wǎng)絡(luò)成癮都有重要的參考價值。動機(jī)心理學(xué)研究表明,人類在特定環(huán)境下的行為表現(xiàn)(如網(wǎng)絡(luò)成癮)往往有相應(yīng)的動機(jī)基礎(chǔ)。這種動機(jī)通常涉及兩個方面(Plotnik & Kouyoumdjian, 2013)：一是內(nèi)部需要, 它是有機(jī)體感到某種缺乏而力求獲得滿足的心理傾向, 是推動行為的內(nèi)在力量; 二是外部誘因, 它是能引起個體行為的外部刺激或個體經(jīng)由學(xué)習(xí)獲得的有關(guān)該外部刺激的價值的認(rèn)識。動機(jī)性行為正是在內(nèi)部需要和外部條件一“推”一“拉”的合力下持續(xù)進(jìn)行的。需要說明的是, 雖然在某些情況下, 內(nèi)部需要和外部誘因相統(tǒng)一(有機(jī)體內(nèi)部所缺乏因而起推動作用的事物恰好是外部環(huán)境所存在并起拉動作用的事物)。但是, 在其他許多情況下, 二者卻相對分離(Kalat, 2008; Weiten, 2016)。同一動機(jī)行為可能只受需要未被滿足所推動, 或者只受外部誘因所拉動。動機(jī)行為至少需要一種因素來激發(fā), 當(dāng)兩種因素的作用都很強(qiáng)大時, 從事該行為的動機(jī)可能最強(qiáng)。本研究將以此為基礎(chǔ), 探討與這兩種力量分別具有一定聯(lián)系的兩個變量(基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期)在累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。

1.2.1 基本心理需要滿足的中介作用

自我決定理論(self-determination theory)認(rèn)為,人類擁有三種根本性的心理需要：自主需要(希望自己決定自己的行為, 不受他人強(qiáng)迫)、關(guān)系需要(希望與他人建立和保持親密的聯(lián)系)和能力需要(希望自己有能力完成重要的事情) (Deci & Ryan,2000)。這些基本心理需要的滿足是個體健康發(fā)展所必需的營養(yǎng)元素。如果個體賴以生存的現(xiàn)實(shí)環(huán)境不能滿足這些心理需要, 個體將出現(xiàn)適應(yīng)不良或者轉(zhuǎn)向其他背景尋求滿足。由此看來, 基本心理需要滿足不僅是環(huán)境背景所影響的“結(jié)果” (outcome),同時也是需要未被滿足時推動個體做出補(bǔ)償行為的內(nèi)部“動力” (motive) (Sheldon, Abad, & Hinsch, 2011;Sheldon & Gunz, 2009)。換句話說, 基本心理需要滿足可以看作是環(huán)境因素怎樣影響個體行為的關(guān)鍵性動機(jī)機(jī)制。與該觀點(diǎn)相符, 大量實(shí)證研究表明,基本心理需要滿足不僅在良好環(huán)境(如父母支持、積極教養(yǎng)、教師支持等)與積極發(fā)展結(jié)果(如高幸福感、高自尊、積極主動、較高的學(xué)業(yè)成就等)之間具有中介作用(Taylor & Lonsdale, 2010; Vansteenkiste &Ryan, 2013), 也在不利環(huán)境(如逆境、高壓力、控制教養(yǎng)等)與消極發(fā)展結(jié)果(如心理困擾、抑郁、焦慮、行為問題等)之間具有中介作用(Corrales et al., 2016;Vansteenkiste & Ryan, 2013)。

基于上述文獻(xiàn)分析, 本研究推測, 基本心理需要滿足作為一種重要的內(nèi)驅(qū)力, 可能是累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介變量, 理由有二：首先,多領(lǐng)域風(fēng)險因素的累積可能阻礙青少年基本心理需要的滿足(需要作為結(jié)果變量)。自我決定理論強(qiáng)調(diào)個體心理需要與環(huán)境因素相匹配, 即心理需要滿足與否取決于環(huán)境能否提供充足的支持性資源(Deci & Ryan, 2000)。不同領(lǐng)域均存在風(fēng)險因素的環(huán)境必然是控制的、拒絕的和批評性的, 這將直接阻礙心理需要的滿足(Vansteenkiste & Ryan, 2013)。實(shí)證研究支持了該觀點(diǎn)(Corrales et al., 2016; 夏扉,葉寶娟, 2014)。例如, Corrales等人(2016)發(fā)現(xiàn), 青少年在面臨嚴(yán)重逆境(多種風(fēng)險因素的累積)時, 會導(dǎo)致基本心理需要得不到滿足。又如, 夏扉和葉寶娟(2014)的研究表明, 在面臨較多嚴(yán)重的風(fēng)險事件時, 青少年的基本心理需要難以得到滿足。其次,基本心理需要未被滿足是推動個體使用網(wǎng)絡(luò)的動力(需要作為動機(jī)變量)。當(dāng)青少年不能在現(xiàn)實(shí)世界中滿足基本心理需要時, 他們可能轉(zhuǎn)向網(wǎng)絡(luò)世界尋求補(bǔ)償(高文斌, 陳祉妍, 2006; Kardefelt-Winther,2014)。實(shí)際上, 網(wǎng)絡(luò)本身的諸多特點(diǎn)(如豐富的網(wǎng)絡(luò)游戲)恰好迎合了青少年的自主、關(guān)系和能力需要(Ryan, Rigby, & Przybylski, 2006)。在網(wǎng)絡(luò)中, 伴隨著一次心理需要的滿足, 這種逃避現(xiàn)實(shí)生活中的不愉快、到網(wǎng)上尋求補(bǔ)償?shù)男袨橥玫綇?qiáng)化, 繼而使上網(wǎng)成為個體主要的生活方式(Tzavela et al.,2015), 對網(wǎng)絡(luò)的過度依賴最終導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)成癮。實(shí)證研究支持了上述觀點(diǎn)(Wong, Yuen, & Li, 2014; Yu, Li,& Zhang, 2015; 喻承甫等, 2012)。例如, 研究者發(fā)現(xiàn),現(xiàn)實(shí)生活中三大心理需要未被滿足時, 青少年更可能沉迷網(wǎng)絡(luò)游戲(Yu et al., 2015; 喻承甫等, 2012)。

上述理論分析和實(shí)證研究均表明, 累積生態(tài)風(fēng)險可能通過阻礙青少年在現(xiàn)實(shí)生活中基本心理需要的滿足, 進(jìn)而推動個體沉迷網(wǎng)絡(luò)。然而, 從查閱的資料來看, 目前尚缺乏實(shí)證研究直接檢驗(yàn)基本心理需要滿足在累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。

1.2.2 積極結(jié)果預(yù)期的中介作用

盡管需要滿足的視角有助于理解累積生態(tài)風(fēng)險影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的潛在機(jī)制, 但仍不夠全面。動機(jī)的產(chǎn)生不僅是內(nèi)部需要的“推動”, 還有來自外部誘因(如目標(biāo)刺激是否有吸引力)的“拉動”。本研究將關(guān)注在一定程度上標(biāo)示了外部誘因作用大小的變量——積極結(jié)果預(yù)期(又稱網(wǎng)絡(luò)偏好性認(rèn)知)可能的中介作用。積極結(jié)果預(yù)期(positive outcome expectancy)是指對網(wǎng)絡(luò)使用可能帶來的積極結(jié)果的判斷。這種判斷在個體接觸網(wǎng)絡(luò)的初期得以產(chǎn)生,并在網(wǎng)絡(luò)使用過程中不斷被強(qiáng)化, 最終變得自動化。由于外界誘因通常需要通過個體的認(rèn)知解釋起作用, 因此, 相對于客觀的網(wǎng)絡(luò)環(huán)境而言, 個體感知到的網(wǎng)絡(luò)積極方面對其行為可能具有更重要的影響。Davis (2001)提出的“認(rèn)知–行為”模型認(rèn)為,積極結(jié)果預(yù)期受到個體所處生態(tài)背景的影響, 同時又是網(wǎng)絡(luò)成癮形成和保持的關(guān)鍵因素。也就是說,積極結(jié)果預(yù)期可能是生態(tài)風(fēng)險因素影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的中介變量。

一方面, 累積生態(tài)風(fēng)險會塑造個體的積極結(jié)果預(yù)期, 強(qiáng)化個體對網(wǎng)絡(luò)世界積極方面的認(rèn)識。累積生態(tài)風(fēng)險偏高本質(zhì)上反映的是個體所處生態(tài)背景的無結(jié)構(gòu)化和支持性資源的匱乏, 而這些特征是個體產(chǎn)生虛擬網(wǎng)絡(luò)世界比現(xiàn)實(shí)世界更好的認(rèn)知的風(fēng)險因素。具體而言, 當(dāng)個體所處環(huán)境結(jié)構(gòu)化程度偏低時(如父母監(jiān)控不足、越軌同伴交往偏多), 青少年更可能在同伴邀約下接觸和使用網(wǎng)絡(luò), 暫時逃避現(xiàn)實(shí)生活的壓力和不良的人際交往。另外, 當(dāng)個體所處環(huán)境缺乏支持性資源時(如與父母和老師缺乏親密情感聯(lián)結(jié)時), 個體在網(wǎng)絡(luò)與現(xiàn)實(shí)的對比中更容易感到網(wǎng)絡(luò)可以暫時逃避現(xiàn)實(shí)生活中無力應(yīng)對的壓力、可以在一定程度上給予其支持(Bozoglan,Demirer, & Sahin, 2014)。盡管目前尚缺乏實(shí)證研究直接探討累積生態(tài)風(fēng)險與積極結(jié)果預(yù)期的關(guān)系, 但間接證據(jù)表明, 青少年所經(jīng)歷的負(fù)性生活事件(可以近似看作多種風(fēng)險事件的累積)越多, 個體對網(wǎng)絡(luò)的積極預(yù)期也越多(Li, Zhang, Li, Zhen, & Wang, 2010)。

另一方面, 積極結(jié)果預(yù)期作為網(wǎng)絡(luò)成癮的近端因素, 對網(wǎng)絡(luò)成癮產(chǎn)生重要影響。結(jié)果預(yù)期模型(outcome expectancy model)認(rèn)為, 個體對特定行為所帶來的積極結(jié)果預(yù)期會導(dǎo)致成癮行為, 這種預(yù)期可以是活動帶來的愉悅體驗(yàn), 也可以是消極情緒的緩解(Kouimtsidis, Reynolds, Drummond, Davis, &Tarrier, 2007)。大量實(shí)證研究支持了這一觀點(diǎn)(Caplan, 2003; Lee, Ko, & Chou, 2015; Wu, Ko, Wong,Wu, & Oei, 2016)。例如, Lee等人(2015)的研究表明,積極結(jié)果預(yù)期是網(wǎng)絡(luò)成癮者的重要特征, 并且在臺灣中學(xué)生中驗(yàn)證了積極結(jié)果預(yù)期在網(wǎng)絡(luò)成癮中的重要作用。又如, Wu等人(2016)發(fā)現(xiàn), 積極結(jié)果預(yù)期是青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險因素, 并且在同伴因素與網(wǎng)絡(luò)成癮之間具有中介作用。

上述理論分析和實(shí)證研究均表明, 累積生態(tài)風(fēng)險可能通過促進(jìn)青少年對網(wǎng)絡(luò)使用的積極結(jié)果預(yù)期, 進(jìn)而拉動個體沉迷網(wǎng)絡(luò)。然而, 目前尚缺乏實(shí)證研究直接檢驗(yàn)積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。

1.2.3 兩種中介機(jī)制的整合

本研究將同時考察基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。需要注意的是, 基本心理需要滿足是個體在現(xiàn)實(shí)生活中心理需要被滿足的情況, 積極結(jié)果預(yù)期則是個體對虛擬網(wǎng)絡(luò)世界可能帶來積極結(jié)果的判斷。在某些情況下, 個體在現(xiàn)實(shí)生活中無法滿足的心理需要可能正好是網(wǎng)絡(luò)世界所能提供的誘因, 此時“推”、“拉”力量所激發(fā)的動機(jī)行為指向相同的目標(biāo)物。但是, 在其他許多情況下, 心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期則更加分離, 兩者不總是“一個硬幣的兩面”。

本文的整合性研究將具有特殊的意義和價值。從統(tǒng)計學(xué)角度來看, 多重中介模型要比簡單中介模型更有優(yōu)勢：可以確定總的中介效應(yīng)的大小; 可以在控制一個中介變量(如基本心理需要滿足)的前提下, 探討另一個中介變量(如積極結(jié)果預(yù)期)的作用是否顯著; 可以減少被忽略的變量所帶來的參數(shù)估計偏差; 可以進(jìn)行不同中介效應(yīng)相對大小的對比(Preacher & Hayes, 2008)。從實(shí)質(zhì)性角度來看, 多重中介模型能夠整合現(xiàn)有研究, 展示具有互補(bǔ)性的中介路徑, 從而更加完善地理解自變量影響因變量的復(fù)雜過程和作用機(jī)制。

在本研究中, 盡管基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期均可能解釋累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系, 但現(xiàn)有文獻(xiàn)對兩個變量究竟是同時相對獨(dú)立地起作用(并行中介效應(yīng))還是存在一先一后的關(guān)系(鏈?zhǔn)街薪樾?yīng))卻并不明確。一方面, 青少年可能不總是由于現(xiàn)實(shí)心理需要未被滿足而沉迷網(wǎng)絡(luò), 而是因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)本身的特點(diǎn)就具有很強(qiáng)的吸引力, 讓個體形成了對網(wǎng)絡(luò)使用積極結(jié)果的預(yù)期, 這種預(yù)期作為誘因激發(fā)了個體的網(wǎng)絡(luò)使用行為。這種情況似乎符合Davis (2001)在解釋網(wǎng)絡(luò)成癮成因時提出的“認(rèn)知–行為”模型, 即個體對網(wǎng)絡(luò)使用積極結(jié)果的預(yù)期足以導(dǎo)致青少年網(wǎng)絡(luò)成癮。在這個意義上, 青少年心理需要未被滿足和積極結(jié)果預(yù)期可能各自獨(dú)立地對網(wǎng)絡(luò)成癮起作用(并行中介)。另一方面,Suler (1999)認(rèn)為, 最初個體通過網(wǎng)絡(luò)來滿足現(xiàn)實(shí)生活中無法滿足的心理需要, 隨后這種需要滿足過程被重復(fù), 網(wǎng)絡(luò)世界比現(xiàn)實(shí)世界更好的認(rèn)知也日益固化, 從而引致網(wǎng)絡(luò)成癮。據(jù)此推測, 現(xiàn)實(shí)生活中基本心理需要滿足程度越低, 個體的積極結(jié)果預(yù)期就越高, 且現(xiàn)實(shí)中基本心理需要未被滿足可能先于積極結(jié)果預(yù)期而產(chǎn)生, 二者以“串行”的方式對網(wǎng)絡(luò)成癮產(chǎn)生影響(鏈?zhǔn)街薪?。

不同中介模式背后蘊(yùn)含著明顯不同的實(shí)踐意義。如果鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷玫街С? 那么兩個中介變量則串行地起作用, 對一個中介變量進(jìn)行充分干預(yù)即可阻斷累積生態(tài)風(fēng)險到網(wǎng)絡(luò)成癮的整個路徑。同時, 對近端中介變量進(jìn)行干預(yù)可能要比對遠(yuǎn)端中介變量進(jìn)行干預(yù)更加有效。相比之下, 如果并行中介模型得到驗(yàn)證, 那么兩個中介變量則相對獨(dú)立地起作用, 干預(yù)其中任一中介變量都有助于降低累積生態(tài)風(fēng)險背景下青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險, 且同時干預(yù)兩者會有更明顯的收益。

1.3 研究概覽

綜上, 本研究擬考察累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系, 以及基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期在其中的中介作用。本研究提出如下假設(shè)。假設(shè)H1：累積生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮具有顯著的正向預(yù)測作用。假設(shè)H2：累積生態(tài)風(fēng)險通過降低現(xiàn)實(shí)生活中基本心理需要的滿足, 進(jìn)而顯著正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮。假設(shè)H3：累積生態(tài)風(fēng)險通過促進(jìn)積極結(jié)果預(yù)期, 進(jìn)而顯著正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮。鑒于以往有關(guān)累積生態(tài)風(fēng)險與兒童發(fā)展之間關(guān)系的函數(shù)形式的研究仍存在分歧(Evans et al., 2013), 以及基本心理需要滿足與積極結(jié)果預(yù)期的相對關(guān)系仍不明確, 我們只對這些內(nèi)容進(jìn)行探索性分析, 而不提出具體假設(shè)。

2 方法

2.1 被試

采用隨機(jī)整群抽樣, 選取武漢和上海5所普通中學(xué)作為研究對象。在每所學(xué)校每個年級隨機(jī)抽取兩個班, 共有998名中學(xué)生參加研究(高三年級因復(fù)習(xí)備考未參加, 4名智力落后兒童無法完成問卷而被排除在外)。所有被試均能正常參加學(xué)校學(xué)習(xí)和活動, 沒有顯著的身心疾病。其中, 男生471人(占47.2%), 女生527人(占52.8%)。被試平均年齡15.15歲(

SD

=1.57, 全距為12～19)。從家庭社會經(jīng)濟(jì)地位來看, 被試父親、母親受教育水平在“小學(xué)及以下”水平者分別為53人(占5.3%)和115人(占11.5%), “初中”水平者分別為317人(占31.8%)和334人(占33.5%), “高中/職高/中?！彼秸叻謩e為409人(占41.0%)和354人(占35.5%), “大學(xué)?？?本科及以上”水平者分別為219人(占21.9%)和195人(占19.5%); 父親、母親從事準(zhǔn)技術(shù)/非技術(shù)職業(yè)者分別為215人(占21.5%)和277人(27.8%)。從網(wǎng)絡(luò)可獲得性來看, 805名青少年(占81.7%)自家有電腦且能上網(wǎng), 732名青少年(占73.3%)擁有自己的手機(jī)且能上網(wǎng)。除3名學(xué)生外(即使剔除也不影響結(jié)果), 所有被試都有網(wǎng)絡(luò)使用經(jīng)驗(yàn), 平均網(wǎng)齡5.45年(

SD

=2.48)。

2.2 工具

2.2.1 累積生態(tài)風(fēng)險

理論上講, 所有的生態(tài)因素都可以納入到累積生態(tài)風(fēng)險的測量中。但是, 從研究的必要性和可行性而言, 應(yīng)當(dāng)或者只能納入與發(fā)展結(jié)果密切相關(guān)的重要風(fēng)險因素。從查閱的資料來看, 目前幾乎沒有研究涉及遠(yuǎn)端因素和物理因素在青少年網(wǎng)絡(luò)成癮中的作用, 相比之下, 生態(tài)環(huán)境中的近端、心理社會因素是當(dāng)前青少年網(wǎng)絡(luò)成癮研究關(guān)注的焦點(diǎn)。在無法窮盡所有生態(tài)風(fēng)險因素的情況下, 本研究立足于生態(tài)系統(tǒng)理論和以往青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的研究, 對生態(tài)風(fēng)險因素的范圍進(jìn)行適度限定。當(dāng)然, 在解釋累積生態(tài)風(fēng)險這一寬泛術(shù)語時應(yīng)對其內(nèi)在成分保持謹(jǐn)慎。

在研究設(shè)計階段, 我們對過去3年(2012年、2013年、2014年)有關(guān)青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)進(jìn)行系統(tǒng)檢索和研讀, 并遵循以下原則篩選有關(guān)生態(tài)風(fēng)險因素：①系統(tǒng)性：在生態(tài)系統(tǒng)理論指導(dǎo)下, 納入家庭、學(xué)校、同伴等近端生態(tài)子系統(tǒng)中的社會風(fēng)險因素。②典型性：所選風(fēng)險因素應(yīng)被較多研究所使用, 且能較好地代表所在領(lǐng)域的風(fēng)險因素。例如,父母教養(yǎng)方式、師生關(guān)系、越軌同伴交往分別是家庭、學(xué)校、同伴領(lǐng)域的典型因素, 而父母沉迷網(wǎng)絡(luò)色情、是否在女子中學(xué)就讀、被同伴開色情玩笑等就不是上述領(lǐng)域的典型因素, 本研究未將其納入。③關(guān)聯(lián)性：風(fēng)險因素的選擇不可能面面俱到, 因而應(yīng)盡可能選擇與網(wǎng)絡(luò)成癮密切相關(guān)的因素, 效應(yīng)偏小或分歧明顯的因素不予納入。例如, 父母受教育水平、父母職業(yè)聲望、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭結(jié)構(gòu)、父母網(wǎng)絡(luò)使用、父母是否對青少年進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)使用指導(dǎo)、父母對青少年的教育期望、學(xué)校層次等變量在以往研究中或在本研究前期數(shù)據(jù)處理中與網(wǎng)絡(luò)成癮相關(guān)不顯著因而未被納入。④發(fā)展性：所選風(fēng)險因素應(yīng)緊扣青少年期的發(fā)展特點(diǎn), 舍棄不太適合青少年的風(fēng)險因素。例如, 成人依戀不大適合中學(xué)生群體, 因而未被納入進(jìn)來。⑤獨(dú)特性：盡量保持各生態(tài)風(fēng)險因素的獨(dú)特性, 舍棄包含在已選風(fēng)險因素中(如親子溝通包含在親子關(guān)系的測量中)且不如所選風(fēng)險因素典型的因素。另外, 有些變量屬于比較上位的概念而本研究已納入了其具體因素, 因而不再將其納入。例如, 本研究已涉及溫暖接納、父母監(jiān)控、親子關(guān)系、婚姻沖突等變量, 就不再納入家庭功能這一更具整體性的上位概念。再如, 本研究已在親子關(guān)系、師生關(guān)系、同學(xué)關(guān)系中涉及重要他人的社會支持成分, 就不再納入社會支持這一因素。⑥可行性：切實(shí)保證生態(tài)風(fēng)險數(shù)目和測量工具在大樣本調(diào)查中的可行性, 以便在有限的時間內(nèi)獲取相對豐富的信息。雖然某些生態(tài)風(fēng)險因素(如以往研究也未曾涉及的通過同伴提名法建構(gòu)青少年社交網(wǎng)絡(luò)進(jìn)而探究其與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系)可能具有潛在的價值, 但不易通過自我報告法進(jìn)行測查, 因而未將其納入。另外, 由于本研究學(xué)校數(shù)目偏少,因此不適合考察學(xué)校水平的變量(如學(xué)校管理是否嚴(yán)格、學(xué)校是否開設(shè)網(wǎng)絡(luò)安全課程)所起的作用。綜合而言, 盡管由此得到的9種生態(tài)風(fēng)險因素并未窮盡所有可能的生態(tài)風(fēng)險因素, 但在一定程度上代表了現(xiàn)有文獻(xiàn)中被研究者相對認(rèn)可的較為重要的因素。各生態(tài)風(fēng)險因素的測查情況具體說明如下。

(1)溫暖接納。采用“溫暖接納問卷”進(jìn)行測量(Li,Li, Wang, & Bao, 2016)。主要測查父母教養(yǎng)方式中對青少年的情感溫暖和支持程度(例如, “當(dāng)我遇到困難時, 父母會幫助或支持我”)。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.85。

(2)父母監(jiān)控。采用“父母知情量表” (Steinberg,Lamborn, Dornbusch, & Darling, 1992)測查父母教養(yǎng)方式中對青少年的行為監(jiān)控程度(例如, “你父母是否真正知道誰是你的好朋友”)。本研究中, 量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.88。

(3)親子關(guān)系。采用“社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)問卷”中親子關(guān)系分問卷(鮑振宙等, 2014)進(jìn)行測量(例如, “你對你和父母的關(guān)系感到滿意嗎？”)。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.86。

(4)婚姻沖突。采用池麗萍和辛自強(qiáng)(2003)修訂的“兒童對婚姻沖突的感知量表”進(jìn)行測量。包含兒童感知到父母婚姻沖突的強(qiáng)度、頻率和解決三個方面(例如, “父母爭吵時, 他們會動手打?qū)Ψ健?。本研究中, 量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.70。

(5)學(xué)校聯(lián)結(jié)。采用“學(xué)校聯(lián)結(jié)問卷” (鮑振宙,張衛(wèi), 李董平, 李丹黎, 王艷輝, 2013)進(jìn)行測量(例如, “我喜歡這所學(xué)?！?。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

(6)師生關(guān)系。采用“社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)問卷”中師生關(guān)系分問卷(鮑振宙等, 2014)進(jìn)行測量(例如, “你對你和老師的關(guān)系感到滿意嗎？”)。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.85。

(7)同學(xué)關(guān)系。采用“社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)問卷”中同學(xué)關(guān)系分問卷(鮑振宙等, 2014)進(jìn)行測量(例如, “你對你和同學(xué)的關(guān)系感到滿意嗎？”)。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

(8)越軌同伴交往。采用“越軌同伴交往問卷”(Bao, Li, Zhang, & Wang, 2015; Li et al., 2013)測查青少年好朋友的偏差行為的多少(例如, “你的好朋友中有多少人抽煙？”)。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.82。

(9)同伴侵害。采用“青少年同伴侵害問卷” (李董平等, 2015)進(jìn)行測量(例如, “最近12個月以來,我在學(xué)校里受到威脅或恐嚇”)。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.72。

這9種生態(tài)風(fēng)險因素中, 4個屬于家庭因素, 3個屬于學(xué)校因素, 2個屬于同伴因素。不同領(lǐng)域生態(tài)風(fēng)險因素的數(shù)目并不對等, 可能的原因在于：家庭是影響個體發(fā)展最近端、最持久的生態(tài)子系統(tǒng), 因而目前有許多研究關(guān)注家庭風(fēng)險因素對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的影響。隨著年齡增長, 青少年待在學(xué)?；蚺c同伴相處的時間不斷增加, 學(xué)校和同伴因素的作用也日益凸顯。但是, 現(xiàn)有文獻(xiàn)目前仍較少關(guān)注學(xué)校和同伴因素對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的作用。因此, 按照前述標(biāo)準(zhǔn)選取生態(tài)風(fēng)險因素時, 不同領(lǐng)域風(fēng)險因素的個數(shù)不完全對等。當(dāng)然, 盡管學(xué)校和同伴領(lǐng)域的風(fēng)險因素相對較少, 但仍在一定程度上涵蓋了對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮具有重要作用的因素。另外, 由于同伴交往通常發(fā)生在學(xué)校背景中, 使得同伴因素與學(xué)校因素不容易截然區(qū)分開來, 但考慮到發(fā)展心理學(xué)研究通常將二者視為不同領(lǐng)域, 本研究也就不對其進(jìn)行合并。最后, 與以往研究相一致, 本研究9種生態(tài)風(fēng)險因素之間確實(shí)存在中等程度的正相關(guān),表現(xiàn)出一定的協(xié)同發(fā)生性。正是由于不同風(fēng)險因素的協(xié)同發(fā)生性, 單獨(dú)考察單一風(fēng)險因素所起作用的研究才相對不那么恰當(dāng), 因?yàn)閱我伙L(fēng)險因素的作用可能混雜了與其相伴發(fā)生的其他風(fēng)險因素的作用,從而導(dǎo)致該風(fēng)險因素的作用被高估。當(dāng)然, 盡管這些風(fēng)險因素具有一定的協(xié)同發(fā)生性, 但彼此之間仍具有相對的獨(dú)立性, 相關(guān)系數(shù)并未達(dá)到可以用一種風(fēng)險因素代替其他風(fēng)險因素的程度。

本研究使用文獻(xiàn)中普遍接受和廣泛采用的建模方法來構(gòu)建累積生態(tài)風(fēng)險指數(shù)(Appleyard et al.,2005; Doan, Fuller-Rowell, & Evans, 2012; Evans et al.,2013; Gerard & Buehler, 2004; Wade, Moore, Astington,Frampton, & Jenkins, 2015)。如表1所示, 先將每個風(fēng)險變量得分的25或75百分位點(diǎn)作為臨界值, 對每個風(fēng)險因素進(jìn)行二分編碼(1=有風(fēng)險, 0=無風(fēng)險), 再將所有風(fēng)險因素的分?jǐn)?shù)相加, 得到累積生態(tài)風(fēng)險指數(shù)。結(jié)果表明, 在本研究的樣本中, 大約25.4%的青少年經(jīng)歷了4個或以上的生態(tài)風(fēng)險因素。

2.2.2 基本心理需要滿足

該變量的測量改編自國內(nèi)外同類問卷(Johnston& Finney, 2010; 尼格拉·阿合買提江, 夏冰, 閆昱文, 李董平, 2015)。包含關(guān)系需要、能力需要和自主需要三個維度, 共9個項(xiàng)目(例如, “現(xiàn)實(shí)生活中,我有很多機(jī)會自主選擇和決定自己的事情”)。其中,2個項(xiàng)目采用4級計分(從“完全不同意”到“完全同意”分別計1～4分), 7個項(xiàng)目采用6級計分(從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～6分)。先將各項(xiàng)目的得分標(biāo)準(zhǔn)化, 再計算所有項(xiàng)目的均分, 分?jǐn)?shù)越高表示現(xiàn)實(shí)生活中基本心理需要的滿足程度越高。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.75。

2.2.3 積極結(jié)果預(yù)期

采用Li等人(2010)編制的“青少年網(wǎng)絡(luò)偏好性認(rèn)知量表”進(jìn)行測量。包含10個項(xiàng)目, 主要包含社交便利(反映青少年對網(wǎng)絡(luò)社交補(bǔ)償功能的積極預(yù)期)和壓力應(yīng)對(反映青少年對網(wǎng)絡(luò)壓力管理功能的積極預(yù)期)。兩個維度的樣題分別為“網(wǎng)絡(luò)中的朋友比現(xiàn)實(shí)中的更值得信賴”和“上網(wǎng)的時候, 人們可以從壓力中暫時解脫出來”。采用6級計分, 從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～6分。計算所有項(xiàng)目的平均分, 分?jǐn)?shù)越高表示偏好網(wǎng)絡(luò)的積極結(jié)果預(yù)期越明顯。該量表在以往研究中表現(xiàn)出良好的信效度(李丹黎, 張衛(wèi), 王艷輝, 李董平, 2013)。本研究中, 量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

表1 生態(tài)風(fēng)險描述和累積生態(tài)風(fēng)險的界定

2.2.4 網(wǎng)絡(luò)成癮

采用Young (1996)編制、Li等人(2010)修訂的“青少年網(wǎng)絡(luò)成癮診斷問卷”進(jìn)行測量。包含10個項(xiàng)目(例如“我難以減少或控制自己對網(wǎng)絡(luò)的使用”)。采用6級計分, 從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～6分。計算所有項(xiàng)目的平均分, 分?jǐn)?shù)越高表示網(wǎng)絡(luò)成癮程度越高。該問卷在以往研究中表現(xiàn)出良好的信效度(陳武等, 2015; Li et al., 2013; Li,Newman, Li, & Zhang, 2016; Zhang, Li, & Li, 2015)。本研究中, 問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

2.3 研究程序

在征得學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)和青少年本人知情同意后, 以班級為單位進(jìn)行團(tuán)體施測。每班配備兩名主試。主試向被試詳細(xì)講解指導(dǎo)語和例題。在指導(dǎo)語中說明本次調(diào)查的意義, 并強(qiáng)調(diào)對調(diào)查結(jié)果的保密, 要求被試根據(jù)自己的實(shí)際情況獨(dú)立作答。被試完成全部問卷約需45 min。所有被試均獲得一份小禮物(中性筆和橡皮擦)。

2.4 分析思路

由于本文數(shù)據(jù)缺失率極低(小于1%), 因此采用均值替換法對缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。當(dāng)數(shù)據(jù)缺失比例很小時, 各種缺失數(shù)據(jù)處理方法所得結(jié)果非常接近。另外, 本文的數(shù)據(jù)分析按以下步驟進(jìn)行：(1)對本研究的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。(2)對主要變量進(jìn)行描述性分析。(3)采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的直接作用以及基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期在其中的中介作用。模型擬合的評價指標(biāo)包括NNFI, CFI, GFI, RMSEA, SRMR和χ/

df

等。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗(yàn)

本研究所有數(shù)據(jù)均來自青少年自我報告, 結(jié)果可能受到共同方法偏差的影響。因此, 在研究設(shè)計與數(shù)據(jù)采集過程中采取了將不同問卷分開編排、部分題目反向計分、強(qiáng)調(diào)數(shù)據(jù)的保密性等措施進(jìn)行事前的程序控制。另外, 本研究也采用Harman單因子檢驗(yàn)(Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff,2003)對共同方法偏差進(jìn)行事后的統(tǒng)計檢驗(yàn)。結(jié)果表明, 19個因子特征根大于1, 第一個因子解釋的變異為17.91%, 遠(yuǎn)小于40%的臨界值, 說明共同方法偏差并不明顯。

3.2 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

表2列出了各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和皮爾遜積差相關(guān)矩陣。首先, 根據(jù)Young (1996)的網(wǎng)絡(luò)成癮診斷標(biāo)準(zhǔn), 本研究網(wǎng)絡(luò)成癮總體檢出率為6.1%(

n

=61)。該比例與全國性樣本(Li, Zhang, Lu, Zhang,& Wang, 2014)以及最近的文獻(xiàn)回顧(Cheng & Li,2014; Kuss, Griffiths, Karila, & Billieux, 2014)很接近。相關(guān)分析表明, 累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮呈顯著正相關(guān)。另外, 累積生態(tài)風(fēng)險與基本心理需要滿足呈顯著負(fù)相關(guān), 與積極結(jié)果預(yù)期呈顯著正相關(guān)。再者, 基本心理需要滿足與網(wǎng)絡(luò)成癮呈顯著負(fù)相關(guān), 而積極結(jié)果預(yù)期與網(wǎng)絡(luò)成癮呈顯著正相關(guān)。最后, 基本心理需要滿足與積極結(jié)果預(yù)期呈顯著但微弱的負(fù)相關(guān)。

表2 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

3.3 測量模型檢驗(yàn)

本研究所關(guān)心的累積生態(tài)風(fēng)險、基本心理需要滿足、積極結(jié)果預(yù)期和網(wǎng)絡(luò)成癮都是潛變量。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型的建模要求, 我們先構(gòu)建測量模型。首先, 累積生態(tài)風(fēng)險由累積生態(tài)風(fēng)險指數(shù)作為觀測變量。其次, 按照基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期兩個問卷本身的維度歸屬模式, 潛變量的觀測變量設(shè)置如下：關(guān)系需要、能力需要和自主需要三個觀測變量構(gòu)成基本心理需要滿足; 社交便利和壓力應(yīng)對兩個觀測變量構(gòu)成積極結(jié)果預(yù)期。最后, 由于網(wǎng)絡(luò)成癮問卷是單維測驗(yàn), 因此采用了因子法中的平衡法, 將10個項(xiàng)目打包成3個項(xiàng)目小組(吳艷,溫忠麟, 2011)。這樣, 測量模型包含4個潛變量和9個觀測變量。對測量模型的參數(shù)估計和檢驗(yàn)采用協(xié)方差結(jié)構(gòu)模型的極大似然法, 得到擬合指數(shù)如下：NNFI=0.97, CFI=0.98, GFI=0.97, RMSEA=0.067, SRMR=0.038, χ/

df

=5.44。根據(jù)模型擬合良好的標(biāo)準(zhǔn), RMSEA和SRMR均小于0.08, NNFI、CFI和GFI均大于0.90, 擬合良好。一般認(rèn)為, χ/

df

小于5表示模型擬合良好, 不過, 當(dāng)樣本量較大時,該指標(biāo)會有增大的傾向(侯杰泰, 溫忠麟, 成子娟,2004)。在本模型中, χ/

df

稍大于5, 仍在可接受的范圍內(nèi)。因此, 總體而言, 該測量模型擬合良好。另外, 數(shù)據(jù)分析也支持了基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期兩個概念之間的區(qū)分。具體而言, 驗(yàn)證性因子分析表明, 當(dāng)兩個概念的題目各自負(fù)荷到所對應(yīng)的因子上時, 模型對數(shù)據(jù)的擬合可以接受, 各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.93, CFI=0.94, GFI=0.91,RMSEA=0.077, SRMR=0.062。但是, 當(dāng)兩個概念的題目全部負(fù)荷到一個因子上時, 模型無法擬合數(shù)據(jù), 各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.75, CFI=0.78, GFI=0.68, RMSEA=0.170, SRMR=0.140, 表明兩個概念具有一定的區(qū)分性。

3.4 直接效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究首先檢驗(yàn)累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的直接預(yù)測作用。根據(jù)統(tǒng)計學(xué)家的建議, 在累積生態(tài)風(fēng)險一次項(xiàng)基礎(chǔ)上納入相應(yīng)的二次項(xiàng), 以檢驗(yàn)變量關(guān)系的函數(shù)形式(Cohen, Cohen, West, & Aiken,2003)。結(jié)果表明, 在控制學(xué)校、性別、年齡和社會經(jīng)濟(jì)地位的影響后, 模型對數(shù)據(jù)擬合良好, NNFI=0.98, CFI=0.99, GFI=0.99, RMSEA=0.034,SRMR=0.011, χ/

df

=2.15。由于該模型中部分人口學(xué)變量到網(wǎng)絡(luò)成癮的路徑系數(shù)不顯著, 于是將其刪除, 得到簡潔模型。該模型對數(shù)據(jù)的擬合依然良好,各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.98, CFI=0.99, GFI=0.99, RMSEA=0.032, SRMR=0.013, χ/

df

=2.03。盡管部分?jǐn)M合指標(biāo)略有變化, 但模型擬合未顯著惡化, Δχ=3.94, Δ

df

=3,

p

> 0.05。在簡潔模型中, 累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng))顯著正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮, 標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)γ=0.35,

p

< 0.001。另外, 累積生態(tài)風(fēng)險(二次項(xiàng))對網(wǎng)絡(luò)成癮具有顯著的負(fù)向預(yù)測作用,γ=–0.10,

p

< 0.01。因此, 與假設(shè)H1相一致, 累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮具有顯著的不利影響, 且這種不利影響呈“負(fù)加速模式” (見圖1a)。

另外, 參考MacKenzie, Kotch和Lee (2011)的做法, 本研究將每種生態(tài)風(fēng)險因素先單獨(dú)納入回歸方程, 再將其與不包含該生態(tài)風(fēng)險因素的累積生態(tài)風(fēng)險指數(shù)同時納入回歸方程, 通過比較每種生態(tài)風(fēng)險因素在前后兩種情況下回歸系數(shù)的變化, 可以確定每種生態(tài)風(fēng)險因素對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響在多大程度上是由該生態(tài)風(fēng)險因素自身所提供, 在多大程度上由與該生態(tài)風(fēng)險因素相伴發(fā)生的其他風(fēng)險因素所提供。如表3所示, 在控制了其他生態(tài)風(fēng)險因素的總數(shù)目后, 原本全部顯著的9種生態(tài)風(fēng)險因素中,只有3種因素(師生關(guān)系、越軌同伴交往、同伴侵害)的預(yù)測作用依然顯著。但是, 此時沒有任何單一風(fēng)險因素對網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)測作用超過累積生態(tài)風(fēng)險。因此, 累積生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)測作用要比單一生態(tài)風(fēng)險更顯著。

3.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在直接效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上, 本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。

3.5.1 基本心理需要滿足的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先, 采用協(xié)方差結(jié)構(gòu)模型的極大似然法檢驗(yàn)基本心理需要滿足在累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用, 得到飽和模型(包含學(xué)校、性別、年齡和社會經(jīng)濟(jì)地位等人口學(xué)變量的飽和模型)。該模型對數(shù)據(jù)擬合良好, 各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.93, CFI=0.97, GFI=0.98, RMSEA=0.058,SRMR=0.034, χ/

df

=4.37。由于該模型中部分變量到基本心理需要滿足和網(wǎng)絡(luò)成癮的路徑系數(shù)不顯著, 于是將其刪除, 得到簡潔模型M1 (見圖2)。該模型對數(shù)據(jù)的擬合同樣良好, 各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.94, CFI=0.97, GFI=0.97, RMSEA=0.053, SRMR=0.035, χ/

df

=3.85。盡管部分?jǐn)M合指標(biāo)略有變化, 但模型擬合沒有顯著惡化, Δχ=11.61, Δ

df

=9,

p

> 0.05。如圖2所示, 累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng))顯著正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮, 標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)γ=0.17,

p

< 0.001,累積生態(tài)風(fēng)險(二次項(xiàng))顯著負(fù)向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮, γ=–0.09,

p

< 0.01。另外, 累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng))顯著負(fù)向預(yù)測基本心理需要滿足, γ=–0.61,

p

< 0.001, 其函數(shù)形式符合“梯度效應(yīng)” (見圖1b)。最后, 基本心理需要滿足顯著負(fù)向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮, β=–0.30,

p

<0.001。因此, 與假設(shè)H2相一致, 基本心理需要滿足在累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng))與網(wǎng)絡(luò)成癮之間具有部分中介作用, 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的52.29%。累積生態(tài)風(fēng)險和基本心理需要滿足聯(lián)合起來可以解釋網(wǎng)絡(luò)成癮20%的變異。

3.5.2 積極結(jié)果預(yù)期的中介作用檢驗(yàn)

圖1 累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮、基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期的函數(shù)形式

表3 九種生態(tài)風(fēng)險因素對網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)測作用(控制其他生態(tài)風(fēng)險因素總數(shù)目前后對比)

圖2 累積生態(tài)風(fēng)險通過基本心理需要滿足對網(wǎng)絡(luò)成癮起作用的簡潔模型(M1)

其次, 檢驗(yàn)積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。飽和模型對數(shù)據(jù)擬合良好,各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.95, CFI=0.98, GFI=0.98, RMSEA=0.056, SRMR=0.019, χ/

df

=4.05。由于該模型中部分變量到積極結(jié)果預(yù)期和網(wǎng)絡(luò)成癮的路徑系數(shù)不顯著, 于是將其刪除, 得到簡潔模型M2 (見圖3)。該模型對數(shù)據(jù)的擬合依然良好, 各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.96, CFI=0.98, GFI=0.98,RMSEA=0.049, SRMR=0.022, χ/

df

=3.36。盡管模型更加簡潔, 但模型擬合沒有顯著惡化, Δχ=9.04, Δ

df

=9,

p

> 0.05。相反, NNFI、RMSEA和χ/

df

等擬合指數(shù)有所改善。如圖3所示, 累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng))顯著正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮, 標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)γ=0.14,

p

<0.001。另外, 累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng))顯著正向預(yù)測積極結(jié)果預(yù)期, γ=0.30,

p

< 0.001, 累積生態(tài)風(fēng)險(二次項(xiàng))顯著負(fù)向預(yù)測積極結(jié)果預(yù)期, γ=–0.13,

p

<0.01。因此, 累積生態(tài)風(fēng)險對積極結(jié)果預(yù)期的促進(jìn)作用呈“負(fù)加速模式” (見圖1c)。最后, 積極結(jié)果預(yù)期對網(wǎng)絡(luò)成癮具有顯著的正向預(yù)測作用, β=0.69,

p

< 0.001。因此, 與假設(shè)H3相一致, 積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng))與網(wǎng)絡(luò)成癮之間具有部分中介作用, 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的59.14%; 積極結(jié)果預(yù)期也在累積生態(tài)風(fēng)險(二次項(xiàng))與網(wǎng)絡(luò)成癮之間具有完全中介作用。累積生態(tài)風(fēng)險和積極結(jié)果預(yù)期聯(lián)合起來可以解釋網(wǎng)絡(luò)成癮55%的變異。

圖3 累積生態(tài)風(fēng)險通過積極結(jié)果預(yù)期對網(wǎng)絡(luò)成癮起作用的簡潔模型(M2)

3.5.3 基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期的中介作用檢驗(yàn)

接下來, 本研究將綜合檢驗(yàn)基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。在同時包含兩個中介變量的模型中,如果基本心理需要滿足對積極結(jié)果預(yù)期的預(yù)測作用顯著, 且累積生態(tài)風(fēng)險對基本心理需要滿足以及積極結(jié)果預(yù)期對網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)測作用顯著, 則表明鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)得到支持。相反, 如果基本心理需要滿足對積極結(jié)果預(yù)期的預(yù)測作用不顯著, 而兩者各自的中介作用顯著, 則表明并行中介效應(yīng)得到支持。具體分析過程如下。

模型檢驗(yàn)表明, 飽和模型對數(shù)據(jù)擬合良好, NNFI=0.93, CFI=0.97, GFI=0.97, RMSEA=0.061,SRMR=0.035, χ/

df

=4.71?？紤]到模型簡潔性, 對飽和模型中不顯著的路徑按逐步刪除原則進(jìn)行修正。首先, 刪除人口學(xué)變量到核心變量的不顯著路徑, 得到簡潔模型(M3-1)。模型M3-1的各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.94, CFI=0.97, GFI=0.96,RMSEA=0.056, SRMR=0.037, χ/

df

=4.13。與飽和模型相比, 簡潔模型M3-1沒有出現(xiàn)顯著的惡化,Δχ=17.98, Δ

df

=13,

p

> 0.05。不過, 該模型中累積生態(tài)風(fēng)險(一次項(xiàng)、二次項(xiàng))到網(wǎng)絡(luò)成癮、累積生態(tài)風(fēng)險(二次項(xiàng))到基本心理需要滿足以及基本心理需要滿足到積極結(jié)果預(yù)期等多條路徑系數(shù)依然不顯著。于是, 先刪除累積生態(tài)風(fēng)險到基本心理需要滿足和網(wǎng)絡(luò)成癮的不顯著路徑, 得到簡潔模型(M3-2)。模型M3-2的各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.94, CFI=0.97, GFI=0.96, RMSEA=0.055,SRMR=0.037, χ/

df

=3.99。與簡潔模型M3-1相比,簡潔模型M3-2沒有出現(xiàn)顯著的惡化, Δχ=1.32,Δ

df

=3,

p

> 0.05。同時, 在其他系數(shù)保持基本不變的前提下, χ/

df

仍有所下降, 模型進(jìn)一步改善。雖然模型M3-2擬合良好, 但基本心理需要滿足到積極結(jié)果預(yù)期的路徑系數(shù)依然不顯著, 于是將其刪除,得到簡潔模型M3 (見圖4)。模型M3的各項(xiàng)擬合指數(shù)如下：NNFI=0.95, CFI=0.97, GFI=0.96,RMSEA=0.054, SRMR=0.038, χ/

df

=3.96。與模型M3-2相比, 模型M3沒有出現(xiàn)顯著的惡化, Δχ=1.79, Δ

df

=1,

p

> 0.05。同時, 模型M3中χ/

df

的值仍有所下降, 模型進(jìn)一步改善, 成為擬合最佳的模型。變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如圖4所示。其中,基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期完全中介了累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響。各變量聯(lián)合起來可以解釋網(wǎng)絡(luò)成癮57%的變異。

圖4 累積生態(tài)風(fēng)險通過基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期對網(wǎng)絡(luò)成癮起作用的簡潔模型(M3)

從擬合指標(biāo)來看, 模型M1、M2和M3都是擬合良好的模型。但是, 在只有一個中介變量的模型(M1和M2)中, 累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響都只是被部分中介, 而在模型M3中, 累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響被完全中介。該模型更好地解釋了累積生態(tài)風(fēng)險怎樣影響網(wǎng)絡(luò)成癮的內(nèi)在機(jī)制, 即網(wǎng)絡(luò)成癮的形成不僅是內(nèi)在需要的“推動”, 也有誘因的“拉動”。因此, 模型M3為最終接受的模型。從模型M3可以看出, 基本心理需要滿足對積極結(jié)果預(yù)期沒有顯著的預(yù)測作用, 即“累積生態(tài)風(fēng)險→基本心理需要滿足→積極結(jié)果預(yù)期→網(wǎng)絡(luò)成癮”的鏈?zhǔn)街薪榧僭O(shè)并未得到支持。相反, 累積生態(tài)風(fēng)險分別通過基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期兩條并行中介路徑對網(wǎng)絡(luò)成癮產(chǎn)生間接影響, 即“累積生態(tài)風(fēng)險→基本心理需要滿足→網(wǎng)絡(luò)成癮”和“累積生態(tài)風(fēng)險→積極結(jié)果預(yù)期→網(wǎng)絡(luò)成癮”的并行中介假設(shè)得到支持。兩條并行中介路徑的效應(yīng)分解情況如表4所示。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 兩條并行中介路徑的效應(yīng)沒有顯著差異,

Z

=–1.06,

p

> 0.05。當(dāng)然, 從理論上講, 積極結(jié)果預(yù)期可能調(diào)節(jié)累積生態(tài)風(fēng)險影響網(wǎng)絡(luò)成癮的直接和/或間接路徑,也即累積生態(tài)風(fēng)險通過降低基本心理需要滿足進(jìn)而促進(jìn)網(wǎng)絡(luò)成癮的中介路徑可能在高積極結(jié)果預(yù)期的個體中要比在低積極結(jié)果預(yù)期的個體中更顯著。為了檢驗(yàn)這種可能性, 本研究在對有關(guān)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的基礎(chǔ)上, 構(gòu)造了“累積生態(tài)風(fēng)險×積極結(jié)果預(yù)期”以及“基本心理需要滿足×積極結(jié)果預(yù)期”的乘積項(xiàng), 考察其對網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)測作用。結(jié)果表明, 所有交互效應(yīng)均未達(dá)到統(tǒng)計顯著水平(

p

s >0.05)。因此, 積極結(jié)果預(yù)期更適合作為累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介變量而非調(diào)節(jié)變量。

4 討論

青少年網(wǎng)絡(luò)成癮并非在真空中產(chǎn)生, 而是與個體所處的生態(tài)背景密切相關(guān)。現(xiàn)有研究往往關(guān)注單一或少數(shù)生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的作用。相比之下, 本研究在較為全面地選取具有典型性和代表性的生態(tài)風(fēng)險因素的基礎(chǔ)上, 首次運(yùn)用累積風(fēng)險模型考察了累積生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的影響及其內(nèi)在作用機(jī)制, 獲得了一些有意義的發(fā)現(xiàn)。

4.1 累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn), 累積生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮具有顯著的不利影響, 且這種不利影響比任何單一生態(tài)風(fēng)險因素的作用都更顯著。該結(jié)果支持了以往有關(guān)累積生態(tài)風(fēng)險與其他心理病理學(xué)問題的研究(Doan et al., 2012; Trentacosta et al., 2008), 說明累積生態(tài)風(fēng)險對青少年心理病理學(xué)問題的不利影響具有跨領(lǐng)域的一般性。該發(fā)現(xiàn)可以這樣來解釋。累積生態(tài)風(fēng)險本質(zhì)上反映了青少年所處環(huán)境支持性資源的匱乏以及無結(jié)構(gòu)社會化特征的突出性。對青少年而言, 來自家庭、學(xué)校和同伴的支持是其健康成長的關(guān)鍵。如果各領(lǐng)域均充斥大量的不利因素,個體在現(xiàn)實(shí)生活中將缺少必要的“舒適場所”(Mortimer & Call, 2001), 這將推動他們到其他背景中(如虛擬的網(wǎng)絡(luò)世界)尋求滿足。另外, 環(huán)境的無結(jié)構(gòu)化意味著青少年網(wǎng)絡(luò)使用較少受家長和老師監(jiān)督, 這種監(jiān)督既可以是重要他人直接的行為監(jiān)控,又可以是他們間接的社會控制(如青少年擔(dān)心沉迷網(wǎng)絡(luò)及其不良后果會導(dǎo)致重要他人傷心因而減少了網(wǎng)絡(luò)使用)。此外, 環(huán)境的無結(jié)構(gòu)化也意味著同伴因素(如越軌同伴交往)在增加網(wǎng)絡(luò)的可獲得性、增強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)使用普遍性的信念、對網(wǎng)絡(luò)使用的示范和強(qiáng)化等方面作用突出。這些因素均是青少年沉迷網(wǎng)絡(luò)的重要風(fēng)險因素。本研究的發(fā)現(xiàn)提示我們, 具有協(xié)同發(fā)生特點(diǎn)的多重風(fēng)險因素所構(gòu)成的生態(tài)風(fēng)險因素網(wǎng)絡(luò)是誘發(fā)青少年沉迷網(wǎng)絡(luò)的重要土壤。

表4 累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的效應(yīng)分解

盡管累積風(fēng)險模型并不識別生態(tài)背景中哪一因素最容易導(dǎo)致青少年網(wǎng)絡(luò)成癮, 但該模型確實(shí)表明, 沒有任何單一生態(tài)風(fēng)險因素對網(wǎng)絡(luò)成癮的形成具有決定性作用。相反, 多重生態(tài)風(fēng)險因素的累積對個體的影響最為不利。這一理念源自于心理病理學(xué)研究中風(fēng)險因素與發(fā)展結(jié)果之間的“殊途同歸性” (equifinality), 即不同生態(tài)風(fēng)險因素均可能引致相同的發(fā)展結(jié)果, 沒有任何單一風(fēng)險因素是心理病理學(xué)問題的必要條件(Cicchetti & Rogosch, 1996)。事實(shí)上, McMahon, Grant, Compas, Thurm和Ey(2003)對不同領(lǐng)域風(fēng)險因素與兒童青少年問題行為之間是否具有特異性聯(lián)系的文獻(xiàn)進(jìn)行回顧發(fā)現(xiàn), 目前很少有證據(jù)支持特異性聯(lián)系, 而更多支持“一果多因”的非特異性聯(lián)系。

另外, 本研究也發(fā)現(xiàn), 累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間并不是簡單的線性關(guān)系, 而是呈現(xiàn)“負(fù)加速模式”。換言之, 隨著生態(tài)風(fēng)險因素總數(shù)目的增加, 青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的可能性也隨之增加, 但是, 當(dāng)生態(tài)風(fēng)險因素總數(shù)目達(dá)到某個臨界值(4個)時, 上述增長趨勢有所放緩。在累積生態(tài)風(fēng)險與發(fā)展心理病理學(xué)領(lǐng)域, 不少研究往往假定二者呈線性關(guān)系因而未對非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。在為數(shù)不多進(jìn)行了正式檢驗(yàn)的研究中, 所得結(jié)論仍有較大分歧。例如, 有研究發(fā)現(xiàn)了“線性模式” (Appleyard et al., 2005;Gerard & Buehler, 2004), 也有研究發(fā)現(xiàn)了“正加速模式” (Farrell, Danish, & Howard, 1992; Forehand,Biggar, & Kotchick, 1998), 還有研究發(fā)現(xiàn)了“負(fù)加速模式” (Gerard & Buehler, 1999; Mrug, Loosier, &Windle, 2008)。由于不同研究在研究設(shè)計、數(shù)據(jù)來源、亞群體身份、結(jié)果指標(biāo)(以往沒有研究關(guān)注網(wǎng)絡(luò)成癮)等方面差異較大, 難以直接地進(jìn)行比較。本研究中, 累積生態(tài)風(fēng)險對網(wǎng)絡(luò)成癮的影響呈“負(fù)加速模式”, 可能是由于少數(shù)生態(tài)風(fēng)險因素的累積足以推動個體接觸和使用網(wǎng)絡(luò), 因而這些風(fēng)險因素的作用達(dá)到了相對“飽和”的狀態(tài), 更多風(fēng)險因素加入進(jìn)來時所起作用就不那么突出。這在當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)迅猛發(fā)展、青少年容易接觸和使用網(wǎng)絡(luò)的新形勢下似乎不難理解。

總之, 上述發(fā)現(xiàn)提示我們, 采用系統(tǒng)和綜合的眼光審視青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的病因?qū)W因素十分必要。實(shí)際上, 這種超越簡化的單一風(fēng)險模型的理念近年來在發(fā)展心理病理學(xué)研究中備受重視(e.g., MacKenzie et al., 2011)。運(yùn)用累積風(fēng)險模型考察青少年網(wǎng)絡(luò)成癮是本研究較之以往單一或少數(shù)生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮研究的重要拓展。

4.2 基本心理需要滿足的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn), 基本心理需要滿足在累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間具有中介作用, 即累積生態(tài)風(fēng)險通過降低基本心理需要滿足, 進(jìn)而增加青少年網(wǎng)絡(luò)成癮。因此, 基本心理需要滿足是累積生態(tài)風(fēng)險影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的重要中介機(jī)制。

具體而言, 本研究發(fā)現(xiàn), 累積生態(tài)風(fēng)險會導(dǎo)致青少年基本心理需要得不到滿足, 其結(jié)果模式符合“梯度效應(yīng)”。也就是說, 隨著生態(tài)風(fēng)險因素總數(shù)目的增加, 青少年基本心理需要滿足的程度隨之下降。但是, 生態(tài)風(fēng)險因素的總數(shù)目并不存在某一臨界值, 在此之后風(fēng)險因素數(shù)目增加對基本心理需要滿足的阻礙急劇惡化(“正加速模式”)或者趨于平緩(“負(fù)加速模式”)。盡管這種“線性模式”在解釋累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮的“負(fù)加速模式”方面似乎作用不大, 但它確實(shí)表明當(dāng)個體所處生態(tài)背景充滿多重風(fēng)險因素時, 青少年基本心理需要難以得到滿足。該結(jié)果支持了以往的實(shí)證研究(Corrales et al.,2016; 夏扉, 葉寶娟, 2014; 葉寶娟, 余樹英, 胡竹菁,2013)。因此, 在實(shí)踐工作中, 我們能減少的每一種風(fēng)險因素都至關(guān)重要, 都有助于促進(jìn)青少年基本心理心理需要的滿足。

另外, 本研究發(fā)現(xiàn), 青少年在現(xiàn)實(shí)生活中基本心理需要未被滿足是網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險因素。自我決定理論認(rèn)為, 人類的基本動力就是尋求心理需要的滿足(Deci & Ryan, 2000)。如果青少年在現(xiàn)實(shí)生活中長期不能滿足基本心理需要, 他們很可能轉(zhuǎn)向網(wǎng)絡(luò)尋求補(bǔ)償, 最終導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)成癮。近年來, 隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展, 各種網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用在滿足青少年基本心理需要方面扮演著越來越重要的角色。例如, 社交網(wǎng)站(如人人網(wǎng)和Facebook)有助于滿足個體的關(guān)系需要, 網(wǎng)絡(luò)游戲(特別是大型多人聯(lián)機(jī)游戲)有助于滿足個體的自主、能力和關(guān)系等多種需要(Ryan et al., 2006)。本研究的發(fā)現(xiàn)也與以往研究相一致(Shen, Liu, & Wang, 2013)。例如, Shen等人(2013)發(fā)現(xiàn), 網(wǎng)絡(luò)最能吸引那些在現(xiàn)實(shí)生活中只有較低心理需要滿足而在網(wǎng)絡(luò)中則獲得較高滿足的青少年。由于青少年在現(xiàn)實(shí)生活中不能滿足的需要可以在網(wǎng)絡(luò)中獲得滿足, 這種愉悅體驗(yàn)可以強(qiáng)化個體對網(wǎng)絡(luò)的過度依賴(萬晶晶, 張錦濤, 劉勤學(xué), 鄧林園,方曉義, 2010; Ko, Cho, & Roberts, 2005)。

4.3 積極結(jié)果預(yù)期的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn), 積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間具有中介作用, 即累積生態(tài)風(fēng)險通過增加青少年的積極結(jié)果預(yù)期導(dǎo)致青少年網(wǎng)絡(luò)成癮。該發(fā)現(xiàn)與Davis (2001)提出的“生態(tài)風(fēng)險因素→積極結(jié)果預(yù)期→網(wǎng)絡(luò)成癮”的理論模型相一致。

具體而言, 本研究發(fā)現(xiàn), 累積生態(tài)風(fēng)險會導(dǎo)致個體對網(wǎng)絡(luò)使用產(chǎn)生積極結(jié)果預(yù)期, 這種作用遵循“負(fù)加速模式”。隨著生態(tài)風(fēng)險因素總數(shù)目的增加,青少年的積極結(jié)果預(yù)期也隨之增長, 但是, 當(dāng)生態(tài)風(fēng)險因素總數(shù)目達(dá)到某個臨界值(3個)時, 這種增長趨勢有所放緩。該結(jié)果較好地解釋了累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮之間關(guān)系的“負(fù)加速模式”。一般來說,積極結(jié)果預(yù)期的產(chǎn)生是基于一定的網(wǎng)絡(luò)使用經(jīng)歷以及對網(wǎng)絡(luò)和現(xiàn)實(shí)世界的對比之后(Davis, 2001)。在多重生態(tài)風(fēng)險因素累積的現(xiàn)實(shí)環(huán)境下, 能幫助青少年有效應(yīng)對壓力的支持性資源十分有限, 往往使青少年感到壓力重重。與之形成鮮明對比的是, 網(wǎng)絡(luò)能幫助青少年逃避現(xiàn)實(shí)生活中的壓力, 甚至給予其現(xiàn)實(shí)生活中沒有的支持(Bozoglan et al., 2014)。在此情況下, 青少年容易形成偏好網(wǎng)絡(luò)的積極結(jié)果預(yù)期。

另外, 本研究發(fā)現(xiàn), 積極結(jié)果預(yù)期是網(wǎng)絡(luò)成癮形成和保持的關(guān)鍵風(fēng)險因素。該結(jié)果證實(shí)了結(jié)果預(yù)期模型(Kouimtsidis et al., 2007), 同時也與以往實(shí)證研究相一致(Lee et al., 2015; Wu et al., 2016)。青少年認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)世界比現(xiàn)實(shí)好的不恰當(dāng)認(rèn)知, 作為一種強(qiáng)大的拉動力量驅(qū)使青少年更多地使用網(wǎng)絡(luò), 而網(wǎng)絡(luò)使用又在一定程度上強(qiáng)化積極結(jié)果預(yù)期, 使其更加穩(wěn)固, 如此循環(huán)下去, 容易導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)成癮。

4.4 兩種中介機(jī)制的整合

總體而言, 本研究支持了基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期在累積生態(tài)風(fēng)險與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮之間的并行中介作用, 沒有支持二者的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｔ摻Y(jié)果主要是因?yàn)榛拘睦硇枰獫M足并不能顯著預(yù)測個體對網(wǎng)絡(luò)使用的積極結(jié)果預(yù)期。該結(jié)果可以從兩個方面進(jìn)行解釋：一方面, 現(xiàn)實(shí)生活中的基本心理需要未被滿足是導(dǎo)致積極結(jié)果預(yù)期的遠(yuǎn)端(vs. 近端)因素, 也就是說, 現(xiàn)實(shí)生活中的基本心理需要未被滿足, 并不能直接預(yù)測對網(wǎng)絡(luò)使用的積極結(jié)果預(yù)期, 而是基本心理需要在網(wǎng)絡(luò)世界被滿足之后, 才能形成對網(wǎng)絡(luò)使用的積極結(jié)果預(yù)期。另一方面, 從動機(jī)理論來看, 盡管誘因是與個體需要相適宜的目標(biāo)物, 但“需要”本身并不能直接預(yù)測或者引起“誘因”。也就是說, 基本心理需要滿足對積極結(jié)果預(yù)期的作用不顯著, 可能具有一定的合理性。當(dāng)然, 考慮到兩者的關(guān)系屬于不顯著的陰性結(jié)果,未來仍需更多研究在不同背景下加以驗(yàn)證。

基于上述發(fā)現(xiàn), 本研究嘗試建構(gòu)累積生態(tài)風(fēng)險影響青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的“動機(jī)雙機(jī)制模型”。該模型提出, 累積生態(tài)風(fēng)險偏高本質(zhì)上隱含著個體生存環(huán)境中支持性資源的缺乏以及高度的非結(jié)構(gòu)化。這些特征既可能導(dǎo)致個體基本心理需要難以在現(xiàn)實(shí)生活中得到滿足, 從而“推動”個體沉迷網(wǎng)絡(luò); 也可能導(dǎo)致個體有更多機(jī)會接觸本身極具吸引力的網(wǎng)絡(luò)世界, 從而“拉動”個體沉迷網(wǎng)絡(luò)。通常情況下, 兩種機(jī)制聯(lián)合作用更可能導(dǎo)致青少年網(wǎng)絡(luò)成癮。這兩種動機(jī)機(jī)制具有相對的互補(bǔ)性, 更好地整合了以往有關(guān)需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期作為網(wǎng)絡(luò)成癮影響因素的研究, 能更有效地解釋累積生態(tài)風(fēng)險影響網(wǎng)絡(luò)成癮的內(nèi)在過程, 還能在一定程度上澄清以往研究中的爭議。例如, 以往有研究者提出網(wǎng)絡(luò)成癮是一種“補(bǔ)償性應(yīng)對行為” (Kardefelt-Winther, 2014),但也有研究者主張網(wǎng)絡(luò)成癮是一種“沖動控制障礙” (Yau, Crowley, Mayes, & Potenza, 2012)。本研究的動機(jī)雙機(jī)制模型提示我們, 這兩種觀點(diǎn)可能并不矛盾。網(wǎng)絡(luò)成癮現(xiàn)象既可以看作是個體心理需要未得到滿足時的“補(bǔ)償性應(yīng)對”行為, 又可以理解為個體過分專注網(wǎng)絡(luò)使用積極結(jié)果而相對忽視其負(fù)面效應(yīng)時的“沖動控制障礙” (Li, Nan, et al., 2016;李琦, 齊玥, 田莫千, 張侃, 劉勛, 2015; Li, Tian, et al.,2016)。只有綜合考慮兩類機(jī)制, 才能更加完善地理解網(wǎng)絡(luò)成癮形成過程的復(fù)雜性和多面性, 才能更有效地開展相關(guān)的預(yù)防和干預(yù)工作。

4.5 實(shí)踐意義

本研究的發(fā)現(xiàn)對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)防和干預(yù)仍具有重要的啟示。首先, 青少年網(wǎng)絡(luò)成癮深深根植于個體所處的生態(tài)背景, 隨著生態(tài)風(fēng)險因素數(shù)目的增加, 青少年網(wǎng)絡(luò)成癮也隨之增加, 并呈現(xiàn)“負(fù)加速模式”。因此, 采用兼具系統(tǒng)性和復(fù)雜性的眼光, 綜合考慮家庭、學(xué)校、同伴等生態(tài)子系統(tǒng)中的多重風(fēng)險因素, 有助于準(zhǔn)確識別和篩選網(wǎng)絡(luò)成癮高風(fēng)險群體, 尤其應(yīng)對面臨4種或以上生態(tài)風(fēng)險因素的個體保持高度關(guān)注。此外, 應(yīng)盡可能全面減少家庭、學(xué)校、同伴等多個生態(tài)子系統(tǒng)中過高風(fēng)險因素的總數(shù)目, 營造有利于青少年健康成長的高結(jié)構(gòu)化、高支持性生態(tài)背景。雖然綜合性干預(yù)方案任務(wù)艱巨, 但卻有利于從源頭上降低青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險。事實(shí)上, 這類方案近年來在青少年網(wǎng)絡(luò)成癮干預(yù)中備受重視且已初見成效(方曉義等, 2015)。

其次, 考慮到基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期都是累積生態(tài)風(fēng)險影響網(wǎng)絡(luò)成癮的內(nèi)在機(jī)制, 實(shí)踐工作中同時針對兩大因素進(jìn)行干預(yù)就十分必要。在現(xiàn)有青少年網(wǎng)絡(luò)成癮預(yù)防和干預(yù)方案中, 針對積極結(jié)果預(yù)期進(jìn)行“認(rèn)知行為治療”比較有效且占據(jù)主導(dǎo)地位(Winkler, D?rsing, Rief, Shen, & Glombiewski,2013)。這類方案具有一定的優(yōu)越性, 但本研究同時也提示, 僅僅改變對網(wǎng)絡(luò)使用的非適應(yīng)性認(rèn)知仍不足以充分阻斷累積生態(tài)風(fēng)險與網(wǎng)絡(luò)成癮的聯(lián)系。相比之下, 提升青少年在現(xiàn)實(shí)生活中基本心理需要的滿足, 雖然更加困難, 但卻同等重要。因此, 一方面, 家長和教師應(yīng)重視培養(yǎng)青少年對網(wǎng)絡(luò)使用結(jié)果的合理認(rèn)知, 在強(qiáng)調(diào)互聯(lián)網(wǎng)好處和重要性的同時,讓他們認(rèn)識到網(wǎng)絡(luò)使用潛在的不利后果, 如過度使用網(wǎng)絡(luò)可能導(dǎo)致不良的時間管理、不健康的生活方式以及心理健康問題。另一方面, 應(yīng)盡可能營造良好的現(xiàn)實(shí)生活環(huán)境, 滿足青少年的多種心理需要。綜合運(yùn)用上述干預(yù)思路好比“疏堵結(jié)合、標(biāo)本兼治”,可能更富有成效。

4.6 局限和展望

本研究也存在一些不足, 需要在今后的研究中加以改進(jìn)。首先, 本研究屬于橫斷研究, 不能推斷變量間的因果關(guān)系。未來研究可采用追蹤研究和干預(yù)實(shí)驗(yàn), 更好地檢驗(yàn)本研究建立的并行中介模型。其次, 本研究所有數(shù)據(jù)均來自青少年自我報告。盡管基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期適合青少年自我報告, 盡管共同方法偏差在本研究中并不明顯且已在多元統(tǒng)計分析中得到校正(Luthar, Crossman,& Small, 2015), 未來的研究仍應(yīng)從多個信息源(父母、教師、青少年)收集數(shù)據(jù), 更好地測查有關(guān)變量。第三, 盡管本研究所選生態(tài)風(fēng)險因素具有一定的典型性和代表性, 但并未納入所有潛在的風(fēng)險因素,未來研究可在納入這些風(fēng)險因素的基礎(chǔ)上更好地檢驗(yàn)本研究的發(fā)現(xiàn)。最后, 本研究只檢驗(yàn)了生態(tài)風(fēng)險因素對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的直接和間接影響, 未考慮個體自身保護(hù)性因素對累積生態(tài)風(fēng)險的緩沖作用。雖然有研究指出, 在青少年面臨累積生態(tài)風(fēng)險時, 個體因素只能起到有限的保護(hù)作用(鮑振宙等,2014), 未來研究仍應(yīng)同時關(guān)注生態(tài)風(fēng)險因素與個人因素的聯(lián)合作用, 從而回答“為什么部分青少年盡管面臨累積生態(tài)風(fēng)險卻并未網(wǎng)絡(luò)成癮”的心理韌性問題。

5 結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：

(1)累積生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮具有顯著的正向預(yù)測作用(呈“負(fù)加速模式”)。

(2)累積生態(tài)風(fēng)險通過顯著降低基本心理需要滿足(表現(xiàn)出“梯度效應(yīng)”), 進(jìn)而促進(jìn)青少年網(wǎng)絡(luò)成癮。

(3)累積生態(tài)風(fēng)險通過顯著提升積極結(jié)果預(yù)期(呈“負(fù)加速模式”), 進(jìn)而促進(jìn)青少年網(wǎng)絡(luò)成癮。

(4)累積生態(tài)風(fēng)險對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的影響被基本心理需要滿足和積極結(jié)果預(yù)期兩條并行路徑完全中介。

American Psychiatric Association. (2013).

Diagnostic a nd statistical manual of mental disorders

(5th ed.). Arlington,VA: American Psychiatric Association.Appleyard, K., Egeland, B., van Dulmen, M. H. M., & Sroufe,L. A. (2005). When more is not better: The role of cumulative risk in child behavior outcomes.

Journal of Child Psychology and Psychiatry, 46

(3), 235–245.Bandura, A. (1977).

Social learning theory

. New York, NY:General Learning Press.Bao, Z. Z., Li, D. P., Zhang, W., & Wang, Y. H. (2015). School climate and delinquency among Chinese adolescents:Analyses of effortful control as a moderator and deviant peer affiliation as a mediator.

Journal of Abnormal Child Psychology,43

(1), 81–93.Bao, Z. Z., Li, D. P., Zhang, W., Wang, Y. H., Sun, W. Q., &Zhao, L. Y. (2014). Cumulative ecological risk and adolescents’academic and social competence: The compensatory and moderating effects of sense of responsibility to parents.

Psychological Development and Education, 30

(5), 482–495.[鮑振宙, 李董平, 張衛(wèi), 王艷輝, 孫文強(qiáng), 趙力燕. (2014).累積生態(tài)風(fēng)險與青少年的學(xué)業(yè)和社交能力: 子女責(zé)任感的風(fēng)險補(bǔ)償與調(diào)節(jié)效應(yīng).

心理發(fā)展與教育, 30

(5), 482–495.]Bao, Z. Z., Zhang, W., Li, D. P., Li, D. L., & Wang, Y. H.(2013). School climate and academic achievement among adolescents: A moderated mediation model.

Psychological Development and Education, 29

(1), 61–70.[鮑振宙, 張衛(wèi), 李董平, 李丹黎, 王艷輝. (2013). 校園氛圍與青少年學(xué)業(yè)成就的關(guān)系: 一個有調(diào)節(jié)的中介模型.

心理發(fā)展與教育, 29

(1), 61–70.]Bozoglan, B., Demirer, V., & Sahin, I. (2014). Problematic Internet use: Functions of use, cognitive absorption, and depression.

Computers in Human Behavior, 37

, 117–123.Bronfenbrenner, U. (1979). Contexts of child rearing: Problems and prospects.

American Psychologist, 34

(10), 844–850.Bronfenbrenner, U., & Morris, P. A. (1998). The ecology of developmental processes. In W. Damon & R. M. Lerner(Eds.),

Handbook of child psychology

(5th ed., Vol. 1, pp.993–1028). New York, NY: Wiley.Caplan, S. E. (2003). Preference for online social interaction:A theory of problematic Internet use and psychosocial well-being.

Communication Research, 30

(6), 625–648.Carli, V., Durkee, T., Wasserman, D., Hadlaczky, G., Despalins, R.,Kramarz, E., … Kaess, M. (2013). The association between pathological Internet use and comorbid psychopathology: A systematic review.

Psychopathology, 46

(1), 1–13.Chang, F. C., Chiu, C. H., Lee, C. M., Chen, P. H., & Miao, N.F. (2014). Predictors of the initiation and persistence of Internet addiction among adolescents in Taiwan.

Addictive Behaviors, 39

(10), 1434–1440.Chen, W., Li, D. P., Bao, Z. Z., Yan, Y. W., & Zhou, Z. K. (2015).The impact of parent-child attachment on adolescent problematic Internet use: A moderated mediation model.

Acta Psychologica Sinica, 47

(5), 611–623.[陳武, 李董平, 鮑振宙, 閆昱文, 周宗奎. (2015). 親子依戀與青少年的問題性網(wǎng)絡(luò)使用: 一個有調(diào)節(jié)的中介模型.

心理學(xué)報, 47

(5), 611–623.]Cheng, C., & Li, A. Y. (2014). Internet addiction prevalence and quality of (real) life: A meta-analysis of 31 nations across seven world regions.

Cyberpsychology, Be havior,and Social Networking, 17

(12), 755–760.Chi, L. P., & Xin, Z. Q. (2003). The revision of children’s perception of marital conflict scale.

Chinese Mental Health Journal, 17

(8), 554–556.[池麗萍, 辛自強(qiáng). (2003). 兒童對婚姻沖突的感知量表修訂.

中國心理衛(wèi)生雜志, 17

(8), 554–556.]Ciarrochi, J., Parker, P., Sahdra, B., Marshall, S., Jackson, C.,Gloster, A. T., & Heaven, P. (2016). The development of compulsive Internet use and mental health: A four-year study of adolescence.

Developmental Psychology, 52

(2), 272–283.Cicchetti, D., & Rogosch, F. A. (1996). Equifinality and multifinality in developmental psychopathology.

Development and Psychopathology, 8

(4), 597–600.Cohen, J., Cohen, P., West, S. G., & Aiken, L. S. (2003).

Applied m ultiple r egression/correlation analysis f or the behavioral sc iences

(3rd ed.). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates, Inc.Corrales, T., Waterford, M., Goodwin-Smith, I., Wood, L.,Yourell, T., & Ho, C. (2016). Childhood adversity, sense of belonging and psychosocial outcomes in emerging adulthood:A test of mediated pathways.

Children and Youth Services Review, 63

, 110–119.Davis, R. A. (2001). A cognitive-behavioral model of pathological Internet use.

Computers in Human Behavior, 17

(2), 187–195.Deci, E. L., & Ryan, R. M. (2000). The “what” and “why” of goal pursuits: Human needs and the self-determination of behavior.

Psychological Inquiry, 11

(4), 227–268.Deng, L. Y., Zhang, J. T., Fang, X. Y., Liu, Q. X., Tang, H. Y.,& Lan, J. (2012). Perceived parental conflict and adolescents’ Internet addiction: The mediating effect of adolesncents’ conflict appraisal and emotional management.

Psychological Development and Education, 28

(5), 539–544.[鄧林園, 張錦濤, 方曉義, 劉勤學(xué), 湯海艷, 蘭菁. (2012).父母沖突與青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系: 沖突評價和情緒管理的中介作用.

心理發(fā)展與教育, 28

(5), 539–544.]Doan, S. N., Fuller-Rowell, T. E., & Evans, G. W. (2012).Cumulative risk and adolescent’s internalizing and externalizing problems: The mediating roles of maternal responsiveness and self-regulation.

Developmental Psychology,48

(6), 1529–1539.Ellis, B. J., Figueredo, A. J., Brumbach, B. H., & Schlomer, G.L. (2009). Fundamental dimensions of environmental risk.

Human Nature, 20

(2), 204–268.Evans, G. W., Li, D. P., & Whipple, S. S. (2013). Cumulative risk and child development.

Psychological Bulletin, 139

(6),1342–1396.Fang, X. Y., Liu, L., Deng, L. Y., Liu, Q. X., Su, W. L., & Lan,J. (2015). The prevention and intervention on adolescent Internet addiction.

Psychological Development and Education,31

(1), 100–107.[方曉義, 劉璐, 鄧林園, 劉勤學(xué), 蘇文亮, 蘭菁. (2015). 青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的預(yù)防與干預(yù)研究.

心理發(fā)展與教育,31

(1), 100–107.]Farrell, A. D., Danish, S. J., & Howard, C. W. (1992). Risk factors for drug use in urban adolescents: Identification and cross-validation.

American Journal of Community Psychology,20

(3), 263–286.Forehand, R., Biggar, H., & Kotchick, B. A. (1998). Cumulative risk across family stressors: Short- and long-term effects for adolescents.

Journal of Abnormal Ch ild Psychology,26

(2), 119–128.Gao, W. B., & Chen, Z. Y. (2006). A study on psychopathology and psychotherapy of Internet addiction.

Advances in Psychological Science, 14

(4), 596–603.[高文斌, 陳祉妍. (2006). 網(wǎng)絡(luò)成癮病理心理機(jī)制及綜合心理干預(yù)研究.

心理科學(xué)進(jìn)展, 14

(4), 596–603.]Gerard, J. M., & Buehler, C. (1999). Multiple risk factors in the family environment and youth problem behaviors.

Journal of Marriage and the Family, 61

(2), 343–361.Gerard, J. M., & Buehler, C. (2004). Cumulative environmental risk and youth problem behavior.

Journal of Marriage and Family, 66

(3), 702–720.Goldberg, I. (1996).

Internet addiction dis order: Dia gnostic criteria

.http://users.rider.edu/～suler/psycyber/supportgp.htmlHau, K. T., Wen, Z. L., & Cheng, Z. J. (2004).

Structural equation m odel a nd its applications

. Beijing, China:Educational Science Publishing House.[侯杰泰, 溫忠麟, 成子娟. (2004).

結(jié)構(gòu)方程模型及其應(yīng)用

.北京: 教育科學(xué)出版社.]He, N., & Hong, J. Z. (2013). The causes and countermeasures of adolescent Internet addiction from the perspective of ecological system theory.

Survey of Education, 2

(7), 5–8.[何念, 洪建中. (2013). 生態(tài)系統(tǒng)理論視角下青少年網(wǎng)絡(luò)成癮原因及對策淺論.

教育觀察, 2

(7), 5–8.]Jin, C. C., Zou, H., & Li, X. W. (2011). Protective and risk factors and their cumulative effect of adolescents’ social adjustment.

Journal of Beijing Normal University (Social Sciences),

(1), 12–20.[金燦燦, 鄒泓, 李曉巍. (2011). 青少年的社會適應(yīng): 保護(hù)性和危險性因素及其累積效應(yīng).

北京師范大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),

(1), 12–20.]Johnston, M. M., & Finney, S. J. (2010). Measuring basic needs satisfaction: Evaluating previous research and conducting new psychometric evaluations of the Basic Needs Satisfaction in General Scale.

Contemporary Educational Psychology, 35

(4), 280–296.Kalat, J. W. (2008).

Introduction t o psychology

(8th ed.).Belmont, CA: Thomson.Kardefelt-Winther, D. (2014). Problematizing excessive online gaming and its psychological predictors.

Computers i n Human Behavior, 31

, 118–122.Ko, C. H., Wang, P. W., Liu, T. L., Yen, C. F., Chen, C. S., &Yen, J. Y. (2015). Bidirectional associations between family factors and Internet addiction among adolescents in a prospective investigation.

Psychiatry and Clinical Neurosciences,69

(4), 192–200.Ko, C. H., Yen, J. Y., Yen, C. F., Chen, C. S., & Chen, C. C. (2012).The association between Internet addiction and psychiatric disorder: A review of the literature.

European Psychiatry,27

(1), 1–8.Ko, H., Cho, C. H., & Roberts, M. S. (2005). Internet uses and gratifications: A structural equation model of interactive advertising.

Journal of Advertising, 34

(2), 57–70.Kouimtsidis, C., Reynolds, M., Drummond, C., Davis, P., &Tarrier, N. (2007).

Cognitive-behavioural th erapy in th e treatment of addiction

. Chichester, UK: Wiley.Kuss, D. J., Griffiths, M. D., Karila, L., & Billieux, J. (2014).Internet addiction: A systematic review of epidemiological research for the last decade.

Current Ph armaceutical Design, 20

(25), 4026–4052.Kuss, D. J., & Lopez-Fernandez, O. (2016). Internet addiction and problematic Internet use: A systematic review of clinical research.

World Journal of Psychiatry, 6

(1), 143–176.Lee, Y. H., Ko, C. H., & Chou, C. (2015). Re-visiting Internet addiction among Taiwanese students: A cross-sectional comparison of students’ expectations, online gaming, and online social interaction.

Journal o f A bnormal Child Psychology, 43

(3), 589–599.Lei, L. (2010). Exploration of adolescents’ Internet addiction.

Psychological Development and Education, 26

(5), 554–560.[雷靂. (2010). 青少年“網(wǎng)絡(luò)成癮”探析.

心理發(fā)展與教育,26

(5), 554–560.]Li, D. L., Zhang, W., Wang, Y. H., & Li, D. P. (2013). Maternal psychological control and adolescents’ problematic Internet use: The mediating role of maladaptive cognition.

Journal of Psychological Science, 36

(2), 411–416.[李丹黎, 張衛(wèi), 王艷輝, 李董平. (2013). 母親心理控制與青少年問題性網(wǎng)絡(luò)使用: 非適應(yīng)性認(rèn)知的中介作用.

心理科學(xué), 36

(2), 411–416.]Li, D. P., He, D., Chen, W., Bao, Z. Z., Wang, Y. H., & Zhao, L.Y. (2015). School climate and adolescent problem behaviors:The mediating role of peer victimization.

Journal o f Psychological Science, 38

(4), 896–904.[李董平, 何丹, 陳武, 鮑振宙, 王艷輝, 趙力燕. (2015). 校園氛圍與青少年問題行為的關(guān)系: 同伴侵害的中介作用.

心理科學(xué), 38

(4), 896–904.]Li, D. P., Li, X., Wang, Y. H., & Bao, Z. Z. (2016). Parenting and Chinese adolescent suicidal ideation and suicide attempts: The mediating role of hopelessness.

Journal of Child and Family Studies, 25

(5), 1397–1407.Li, D. P., Li, X., Wang, Y. H., Zhao, L. Y., Bao, Z. Z., & Wen,F. F. (2013). School connectedness and problematic Internet use in adolescents: A moderated mediation model of deviant peer affiliation and self-control.

Journal of Abnormal Child Psychology, 41

(8), 1231–1242.Li, D. P., Zhang, W., Li, X., Zhen, S. J., & Wang, Y. H. (2010).Stressful life events and problematic Internet use by adolescent females and males: A mediated moderation model.

Computers in Human Behavior, 26

(5), 1199–1207.Li, Q., Nan, W., Taxer, J., Dai, W., Zheng, Y., & Liu, X. (2016).Problematic Internet users show impaired inhibitory control and risk taking with losses: Evidence from stop signal and mixed gambles tasks.

Frontiers in Psychology, 7

, 370.Li, Q., Qi, Y., Tian, M. Q., Zhang, K., & Liu, X. (2015).Neural mechanisms of reward seeking behavior and cognitive control in individuals with Internet addiction.

Progress in Biochemistry and Biophysics, 42

(1), 32–40.[李琦, 齊玥, 田莫千, 張侃, 劉勛. (2015). 網(wǎng)絡(luò)成癮者獎賞系統(tǒng)和認(rèn)知控制系統(tǒng)的神經(jīng)機(jī)制.

生物化學(xué)與生物物理進(jìn)展, 42

(1), 32–40.]Li, Q., Tian, M. Q., Taxer, J., Zheng, Y., Wu, H. Y., Sun, S. Y.,& Liu, X. (2016). Problematic Internet users’ discounting behaviors reflect an inability to delay gratification, not risk taking.

Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking,19

(3), 172–178.Li, W., Garland, E. L., & Howard, M. O. (2014). Family factors in Internet addiction among Chinese youth: A review of English-and Chinese-language studies.

Computers in Human Behavior, 31

, 393–411.Li, X., Newman, J., Li, D. P., & Zhang, H. Y. (2016).Temperament and adolescent problematic Internet use: The mediating role of deviant peer affiliation.

Computers i n Human Behavior, 60

, 342–350.Li, Y. J., Zhang, X. H., Lu, F. R., Zhang, Q., & Wang, Y.(2014). Internet addiction among elementary and middle school students in china: A nationally representative sample study.

Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking,17

(2), 111–116.Liu, S. S., & Ling, W. Q. (2009). Multiple mediation models and their applications.

Psychological Science, 32

(2), 433–435.[柳士順, 凌文輇. (2009). 多重中介模型及其應(yīng)用.

心理科學(xué), 32

(2), 433–435.]Luthar, S. S., Crossman, E. J., & Small, P. J. (2015). Resilience and adversity. In R. M. Lerner & M. E. Lamb (Eds.),

Handbook of child psychology and developmental science:Vol. 3, So cioemotional processes

(7th ed., pp. 247–286).New York, NY: Wiley.MacKenzie, M. J., Kotch, J. B., & Lee, L. C. (2011). Toward a cumulative ecological risk model for the etiology of child maltreatment.

Children and Youth Services Review, 33

(9),1638–1647.McEwen, B. S. (1998). Stress, adaptation, and disease: Allostasis and allostatic load.

Annals of t he N ew York A cademy o f Sciences, 840

(1), 33–44.McMahon, S. D., Grant, K. E., Compas, B. E., Thurm, A. E.,& Ey, S. (2003). Stress and psychopathology in children and adolescents: Is there evidence of specificity?

Journal of Child Psychology and Psychiatry, 44

(1), 107–133.Mortimer, J. T., & Call, K. T. (2001).

Arenas of comfort in adolescence: A study of adjustment in context

. Mahwah, NJ:Lawrence Erlbaum Associates.Mrug, S., Loosier, P. S., & Windle, M. (2008). Violence exposure across multiple contexts: Individual and joint effects on adjustment.

American Journal of Or thopsychiatry,78

(1), 70–84.Nigela, A., Xia, B., Yan, Y. W., & Li, D. P. (2015). The direct and indirect impacts of parental control on adolescent depression.

Chinese Journal of Clinical Psychology, 23

(3),494–497.[尼格拉·阿合買提江, 夏冰, 閆昱文, 李董平. (2015). 父母控制對青少年抑郁的直接和間接效應(yīng).

中國臨床心理學(xué)雜志, 23

(3), 494–497.]Plotnik, R., & Kouyoumdjian, H. (2013).

Introduction to psychology

(10th ed.). Belmont, CA: Wadsworth.Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J. Y., & Podsakoff,N. P. (2003). Common method biases in behavioral research:A critical review of the literature and recommended remedies.

Journal of Applied Psychology, 88

(5), 879–903.Preacher, K. J., & Hayes, A. F. (2008). Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models.

Behavior Re search Methods, 40

(3), 879–891.Rauer, A. J., Karney, B. R., Garvan, C. W., & Hou, W. (2008).Relationship risks in context: A cumulative risk approach to understanding relationship satisfaction.

Journal of Marriage and Family, 70

(5), 1122–1135.Ryan, R. M., Rigby, C. S., & Przybylski, A. (2006). The motivational pull of video games: A self-determination theory approach.

Motivation and Emotion, 30

(4), 344–360.Sheldon, K. M., Abad, N., & Hinsch, C. (2011). A two-process view of Facebook use and relatedness need-satisfaction:Disconnection drives use, and connection rewards it.

Journal of Personality and Social Psychology, 100

(4), 766–775.Sheldon, K. M., & Gunz, A. (2009). Psychological needs as basic motives, not just experiential requirements.

Journal of Personality, 77

(5), 1467–1492.Shen, C. X., Liu, R. D., & Wang, D. (2013). Why are children attracted to the Internet? The role of need satisfaction perceived online and perceived in daily real life.

Computers in Human Behavior, 29

(1), 185–192.Steinberg, L., Lamborn, S. D., Dornbusch, S. M., & Darling, N.(1992). Impact of parenting practices on adolescent achievement:Authoritative parenting, school involvement, and encouragement to succeed.

Child De velopment, 63

(5),1266–1281.Suler, J. R. (1999). To get what you need: Healthy and pathological Internet use.

CyberPsychology and Behavior,2

(5), 385–393.Taylor, I. M., & Lonsdale, C. (2010). Cultural differences in the relationships among autonomy support, psychological need satisfaction, subjective vitality, and effort in British and Chinese physical education.

Journal o f S port and Exercise Psychology, 32

(5), 655–673.Trentacosta, C. J., Hyde, L. W., Shaw, D. S., Dishion, T. J.,Gardner, F., & Wilson, M. (2008). The relations among cumulative risk, parenting, and behavior problems during early childhood.

Journal of Child Psychology and Psychiatry,49

(11), 1211–1219.Tzavela, E. C., Karakitsou, C., Dreier, M., Mavromati, F.,W?lfling, K., Halapi, E., … Tsitsika, A. K. (2015).Processes discriminating adaptive and maladaptive Internet use among European adolescents highly engaged online.

Journal of Adolescence, 40

, 34–47.van Den Eijnden, R. J. J. M., Spijkerman, R., Vermulst, A. A.,van Rooij, T. J., & Engels, R. C. M. E. (2010). Compulsive Internet use among adolescents: Bidirectional parent-child relationships.

Journal of Abnormal Child Psychology, 38

(1),77–89.Vansteenkiste, M., & Ryan, R. M. (2013). On psychological growth and vulnerability: Basic psychological need satisfaction and need frustration as a unifying principle.

Journal of Psychotherapy Integration, 23

(3), 263–280.Wade, M., Moore, C., Astington, J. W., Frampton, K., &Jenkins, J. M. (2015). Cumulative contextual risk, maternal responsivity, and social cognition at 18 months.

Development and Psychopathology, 27

(1), 189–203.Wan, J. J., Zhang, J. T., Liu, Q. X., Deng, L. Y., & Fang, X. Y.(2010). Development of college students’ psychological need Internet gratification questionnaire.

Studies o f Psychology and Behavior, 8

(2), 118–125.][萬晶晶, 張錦濤, 劉勤學(xué), 鄧林園, 方曉義. (2010). 大學(xué)生心理需求網(wǎng)絡(luò)滿足問卷的編制.

心理與行為研究, 8

(2),118–125.]Wang, H., Zhou, X. L., Lu, C. Y., Wu, J., Deng, X. Q., & Hong,L. Y. (2011). Problematic Internet use in high school students in Guangdong province, China.

PLoS One, 6

(5),e19660.Wartberg, L., Aden, A., Thomsen, M., & Thomasius, R. (2015).Relationships between family interactions and pathological Internet use in adolescents: An review.

Zeitschrift f ur Kinder- und Jugendpsychiatrie und Psychotherapie, 43

(1),9–17, quiz 18–19.Weinstein, A., Feder, L. C., Rosenberg, K. P., & Dannon, P.(2014). Internet addiction disorder: Overview and controversies.In K. P. Rosenberg & L. C. Feder (Eds.),

Behavioral addictions:Criteria, evidence, and treatment

(pp. 99–117). New York,NY: Academic Press.Weiten, W. (2016).

Psychology: Themes and variations

(10th ed.). Boston, MA: Cengage Learning.Winkler, A., D?rsing, B., Rief, W., Shen, Y. H., & Glombiewski, J.A. (2013). Treatment of Internet addiction: A meta-analysis.

Clinical Psychology Review, 33

(2), 317–329.Wong, T. Y., Yuen, K. S. L., & Li, W. O. (2014). A basic need theory approach to problematic Internet use and the mediating effect of psychological distress.

Frontiers i n Psychology, 5

, 1562.Wu, J. Y. W., Ko, H. C., Wong, T. Y., Wu, L. A., & Oei, T. P. (2016).Positive outcome expectancy mediates the relationship between peer influence and Internet gaming addiction among adolescents in Taiwan.

Cyberpsychology, Behavior,and Social Networking, 19

(1), 49–55.Wu, Y., & Wen, Z. L. (2011). Item parceling strategies in structural equation modeling.

Advances i n Psychological Science, 19

(12), 1859–1867.[吳艷, 溫忠麟. (2011). 結(jié)構(gòu)方程建模中的題目打包策略.

心理科學(xué)進(jìn)展, 19

(12), 1859–1867.]Xia, F., & Ye, B. J. (2014). The effect of stressful life events on adolescents’ tobacco and alcohol use: The chain mediating effect of basic psychological needs and coping style.

Journal of Psychological Science, 37

(6), 1385–1391.[夏扉, 葉寶娟. (2014). 壓力性生活事件對青少年煙酒使用的影響: 基本心理需要和應(yīng)對方式的鏈?zhǔn)街薪樽饔?

心理科學(xué), 37

(6), 1385–1391.]Yau, Y. H. C., Crowley, M. J., Mayes, L. C., & Potenza, M. N.(2012). Are Internet use and video-game-playing addictive behaviors? Biological, clinical and public health implications for youths and adults.

Minerva Psichiatrica, 53

(3), 153–170.Ye, B. J., Yu, S. Y., & Hu, Z. J. (2013). The effect of stress,gratitude and satisfaction of basic psychological needs on drug use among reform school students.

Psychological Development and Education, 29

(4), 415–423.[葉寶娟, 余樹英, 胡竹菁. (2013). 壓力、感恩和基本心理需要滿足對工讀生毒品使用的影響機(jī)制.

心理發(fā)展與教育,29

(4), 415–423.]Yen, C. F., Ko, C. H., Yen, J. Y., Chang, Y. P., & Cheng, C. P.(2009). Multi-dimensional discriminative factors for Internet addiction among adolescents regarding gender and age.

Psychiatry and Clinical Neurosciences, 63

(3), 357–364.Yen, J. Y., Yen, C. F., Chen, C. C., Chen, S. H., & Ko, C. H.(2007). Family factors of Internet addiction and substance use experience in Taiwanese adolescents.

Cyberpsychology& Behavior, 10

(3), 323–329.Young, K. S. (1996, August).

Internet addiction: The emergence of a new cl inical di sorder

. Paper presented at the 104th Annual Meeting of the American Psychological Association,Toronto, Ontario, Canada.Young, K. (2015). The evolution of Internet addiction disorder.In C. Montag & M. Reuter (eds.),

Internet ad diction:Neuroscientific approaches and therapeutical interventions

(pp. 3–17). Switzerland: Springer International Publishing.Yu, C. F., Li, X., & Zhang, W. (2015). Predicting adolescent problematic online game use from teacher autonomy support, basic psychological needs satisfaction, and school engagement: A 2-year longitudinal study.

Cyberpsychology,Behavior, and Social Networking, 18

(4), 228–233.Yu, C. F., Zhang, W., Zeng, Y. Y., Ye, T., Hu, J. P., & Li, D. L.(2012). Gratitude, basic psychological needs, and problematic Internet use in adolescence.

Psychological D evelopment and Education, 28

(1), 83–90.[喻承甫, 張衛(wèi), 曾毅茵, 葉婷, 胡諫萍, 李丹黎. (2012). 青少年感恩、基本心理需要與病理性網(wǎng)絡(luò)使用的關(guān)系.

心理發(fā)展與教育, 28

(1), 83–90.]Zhang, H. Y., Li, D. P., & Li, X. (2015). Temperament and problematic Internet use in adolescents: A moderated mediation model of maladaptive cognition and parenting styles.

Journal of Child and Family Studies, 24

(7), 1886–1897.Zhang, J. T., Liu, Q. X., Deng, L. Y., Fang, X. Y., Liu, C. Y., &Lan, J. (2011). Parent-adolescents relations and adolescent’s Internet addiction: The mediation effect of loneliness.

Psychological Development and Education, 27

(6), 641–647.[張錦濤, 劉勤學(xué), 鄧林園, 方曉義, 劉朝瑩, 蘭菁. (2011).青少年親子關(guān)系與網(wǎng)絡(luò)成癮: 孤獨(dú)感的中介作用.

心理發(fā)展與教育, 27

(6), 641–647.]Zhang, M., & Pan, X. Q. (2012). Association between middle school students subject to bullying behavior and Internet addiction.

Chinese Journal of School Health, 33

(6), 689–690, 693.[張熳, 潘曉群. (2012). 江蘇省中學(xué)生受欺侮行為與網(wǎng)絡(luò)成癮的相關(guān)性.

中國學(xué)校衛(wèi)生, 33

(6), 689–690, 693.]Zhu, J. J., Zhang, W., Yu, C. F., & Bao, Z. Z. (2015). Early adolescent Internet game addiction in context: How parents,school, and peers impact youth.

Computers i n H uman Behavior, 50

, 159–168.