校園排斥與青少年問題性社交媒體使用的關系：基于潛調(diào)節(jié)結構方程模型 *

劉致宏 張 野 王 凱 許 晴

(1 沈陽師范大學教育科學學院，沈陽 110034) (2 廣東省中山市中等專業(yè)學校德育處，中山 528458)

1 引言

隨著互聯(lián)網(wǎng)的迅猛發(fā)展與普及，在線社交網(wǎng)絡為人們的人際互動提供了重要平臺。調(diào)查顯示，全球約有三分之二的互聯(lián)網(wǎng)用戶活躍于社交媒體平臺(Dixon, 2017)。與線下面對面互動相比，移動社交媒體所具備的匿名性、選擇性自我暴露以及不受時間和地域限制等特征吸引了大量青少年群體(Kormas et al., 2011)。雖然互聯(lián)網(wǎng)可以為青少年提供信息獲取、休閑娛樂及人際溝通等諸多便利，但同時也會引發(fā)其過度或濫用網(wǎng)絡，導致問題性使用甚至成癮。問題性社交媒體使用(problematic social media use)是問題性網(wǎng)絡使用的亞型，指個體長時高頻地使用社交網(wǎng)絡，但尚未達到精神疾病診斷標準的一種問題行為(姜永志,2018)。該行為不僅能引發(fā)青少年抑郁、焦慮等情緒障礙(Keles et al., 2020)，還會導致自傷、自殺意念等一系列嚴重后果(Sedgwick et al., 2019)。同時，鑒于社交媒體用戶中青少年群體所占比重持續(xù)上升的現(xiàn)實狀況(姜永志 等, 2019)，有必要對青少年問題性社交媒體使用的產(chǎn)生機制進行深入探究。

校園是青少年學習與生活的主要場所，校園中的人際互動對青少年的心理與行為發(fā)展具有重要影響。校園排斥是指學生在校園生活中遭受他人或團體忽視或拒絕，難以建立和維持正常人際關系，致使其歸屬需求與關系需求受到阻礙的現(xiàn)象和過程(張野 等, 2019)。研究表明，排斥可引發(fā)青少年焦慮、抑郁等多種負性情緒(黃垣成 等,2021; 王凱, 張野, 2020)。根據(jù)補償性網(wǎng)絡使用模型，如果個體在現(xiàn)實生活中體驗到較多的消極情緒，就會激活其自我補償動機，并采用趨近式行為策略，通過社交媒體主動尋求社交刺激，彌補匱乏的心理資源(Kardefelt-Winther, 2014)。此外，當個體遭受排斥等人際威脅時，大腦中檢測和調(diào)節(jié)疼痛的相關區(qū)域會被激活，引發(fā)社會疼痛(彭蘇浩 等, 2019)。為了減輕被排斥痛苦，個體更易于采用回避式行為策略，沉迷于社交媒體中的虛擬世界中(Lin et al., 2017)。因此，校園排斥可能是青少年問題性社交媒體使用的重要心理機制。據(jù)此，本研究提出假設1：校園排斥能夠正向預測青少年的問題性社交媒體使用。

個人-情感-認知-執(zhí)行(I-PACE)模型指出，問題性社交媒體使用的形成與發(fā)展是個體核心特征、內(nèi)外部觸發(fā)因素、情感和認知反應等相互作用的結果，這些變量之間可能存在潛在的中介和調(diào)節(jié)作用(Brand et al., 2016)。校園排斥是問題性社交媒體使用的重要外部觸發(fā)因素，而個體的應對方式可能在二者間起中介作用。作為一種常見的非適應性應對方式，體驗回避是指個體努力控制或避免引起心理痛苦的不愉快體驗，并采取措施改變體驗的頻率或形式(Hayes et al., 2006)。體驗回避模型進一步指出，負性生活事件能夠誘發(fā)個體消極的情緒體驗，促使其通過回避的應對方式(如飲酒、自傷等)來逃離逆境，繼而緩解內(nèi)心的痛苦感受(Chapman et al., 2006)。遭受校園排斥的青少年由于得不到同伴及教師的接納和認可，就會獲得較多負性人際體驗(王凱, 張野, 2020)，并且試圖回避或壓抑這些負面感受，從而形成體驗回避傾向。實證研究也表明，排斥可以正向預測青少年的回避型情緒應對方式(López Hernández, 2022)。

另一方面，體驗回避在產(chǎn)生和維持問題性社交媒體使用方面起著關鍵作用(Ek?i, 2019)。在面臨刺激性事件時，青少年通常采用吸煙、飲酒等問題性回避行為來緩解負面情緒體驗(Roche et al.,2019)。但在互聯(lián)網(wǎng)信息和通信技術迅速發(fā)展和傳播的今天，青少年的逃避形式極有可能發(fā)生巨大轉變。社交網(wǎng)絡為青少年提供了一個安全的虛擬環(huán)境，有助于他們獲得網(wǎng)絡社會支持、幸福感和愉悅感，緩解消極想法或情緒(Mo et al., 2018)。因此，社交網(wǎng)絡具備的優(yōu)勢便可能吸引青少年使用社交媒體來應對情緒困擾及回避現(xiàn)實中的消極校園人際關系，長此以往則增加了問題性社交媒體使用的風險。據(jù)此，本研究提出假設2：體驗回避在校園排斥與青少年問題性社交媒體使用之間具有中介作用。

體驗回避雖然能夠解釋校園排斥如何影響青少年的問題性社交媒體使用，但這一過程可能受到其他因素的調(diào)節(jié)，即校園排斥在何時對青少年的問題性社交媒體使用影響更強(或更弱)。鑒于校園排斥能夠引發(fā)青少年的消極情緒(王凱, 張野,2020)，有效的情緒調(diào)節(jié)策略則可能緩沖校園排斥對體驗回避和問題性社交媒體使用的不利影響。Gross 和John(2003)提出了兩種具體的情緒調(diào)節(jié)策略：認知重評和表達抑制。基于生理學的研究表明，與表達抑制相比，認知重評降低情緒體驗更加有效且利于身心健康(程利 等, 2009)。認知重評是一種以前因為中心的情緒調(diào)節(jié)策略，通過對可能引發(fā)情緒的情境進行認知解釋，達到改變情緒體驗的目的(Gross, 1998)。研究表明，認知重評能有效緩沖低社會支持對青少年消極應對方式的影響(Ling et al., 2022)。此外，遭受排斥的青少年也可以通過認知策略從被排斥的痛苦中恢復過來(王玉龍 等, 2020)。研究發(fā)現(xiàn)，高水平認知重評有助于青少年從長遠角度看待生活，面對壓力源能夠采取更加積極的應對方式，也就是說，雖然認知重評不能改變壓力源，但卻可以減輕排斥造成的負面情緒影響(Gu et al., 2023)。因此，本研究提出假設3a：認知重評在校園排斥與體驗回避之間具有負向調(diào)節(jié)作用。

在I-PACE 模型中，情緒是影響個體問題性社交媒體使用的一個重要因素(Brand et al., 2016)。如果說人際排斥等負性人際生活事件是引發(fā)青少年沉迷社交媒體的遠端因素(Dwivedi & Lewis,2021)，那么由此產(chǎn)生的消極情緒則成為誘發(fā)問題性社交媒體使用的近端因素(Acar et al., 2022)。由于校園排斥是既發(fā)事件，如果能從近端因素的情緒入手，調(diào)整青少年的消極情緒，便可能解決其沉迷社交媒體的問題。研究發(fā)現(xiàn)，認知重評水平較低的青少年更傾向于通過社交媒體獲得直接益處，如逃避現(xiàn)實等(Trumello et al., 2018)，但卻忽視了過度使用社交媒體導致的長期負面后果(Sedgwick et al., 2019)。相比之下，具有高認知重評技能的個體能夠在情緒過程的早期階段有效地應對負面情緒，因此出現(xiàn)問題性社交媒體使用的風險較低(Fokker et al., 2021)。據(jù)此，本研究提出假設3b：認知重評能夠在校園排斥與問題性社交媒體使用之間起負向調(diào)節(jié)作用。

綜上，本研究以I-PACE 模型為理論核心，建構了一個有調(diào)節(jié)的中介模型(圖1)，探討校園排斥、體驗回避、認知重評和問題性社交媒體使用間的關系，為青少年問題性社交媒體使用的預防與干預提供理論依據(jù)和實證支持。

圖1 理論假設模型

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣法，在遼寧省2 所初中和2 所高中共發(fā)放問卷1229 份，回收有效問卷1185 份，有效率96.42%。其中，男生564 人(47.59%)，女生621 人(52.41%)；初一學生267 人(22.53%)，初二學生219 人(18.48%)，初三學生224 人(18.90%)，高一學生240 人(20.25%)，高二學生235 人(19.83%)。被試平均年齡為14.44±1.52 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年校園排斥問卷

采用張野等人(2019)編制的青少年遭受校園排斥問卷。問卷包括被中傷、被拒絕、被差別對待和被忽視4 個維度，共17 個項目。采用5 點計分，得分越高表示青少年感知受排斥程度越強。本研究中該問卷的合成信度(CR)為0.93，收斂效度(AVE)為0.56，問卷結構效度良好，χ2/df=4.86，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.06，SRMR=0.04。

2.2.2 接納與行動問卷第二版

采用曹靜等人(2013)修訂的接納與行動問卷第二版測量青少年的體驗回避水平。該問卷包含7 個項目，采用7 點計分，得分越高表明體驗回避程度越高。本研究中該問卷的合成信度(CR) 為0.86，收斂效度(AVE) 為0.52，問卷結構效度良好，χ2/df=8.12，CFI=0.97，TLI=0.95，RMSEA=0.08，SRMR=0.03。

2.2.3 認知重評問卷

采用王力等人(2007)修訂的情緒調(diào)節(jié)問卷的認知重評分問卷。該分問卷包含6 個項目，采用7 點計分，得分越高表明認知重評水平越高。本研究中該問卷的合成信度(CR) 為0.85，收斂效度(AVE) 為0.54，問卷結構效度良好，χ2/df=3.64，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.05，SRMR=0.02。

2.2.4 青少年問題性移動社交媒體使用問卷

采用姜永志(2018)編制的青少年問題性移動社交媒體使用評估問卷。問卷包括黏性增加、生理損傷、遺漏焦慮、認知失敗和負罪感5 個維度，共20 個項目。采用5 點計分，得分越高表明問題性社交媒體使用傾向越嚴重。本研究中該問卷的合成信度(CR) 為0.95，收斂效度(AVE) 為0.52，問卷結構效度良好，χ2/df=5.15，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.06，SRMR=0.05。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用湯丹丹和溫忠麟(2020)推薦的ULMC 法檢驗研究中可能存在的共同方法偏差，將各變量維度分數(shù)合成潛變量指標，結果顯示四因子模型擬合良好(CFI=0.96, TLI=0.96, RMSEA=0.05,SRMR=0.04)，加入共同方法因子后模型擬合指數(shù)未得到顯著改善(相對擬合指數(shù)升幅小于0.1，絕對擬合指數(shù)降幅小于0.05)，表明本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 各變量的描述性統(tǒng)計分析

各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)見表1。結果表明，校園排斥、體驗回避、認知重評和問題性社交媒體使用兩兩之間均顯著相關。由于性別和年齡與研究的核心變量具有顯著相關，為了減少虛假效應的影響，在后續(xù)分析中將性別和年齡作為協(xié)變量進行控制。

表1 各變量平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)(n=1185)

3.3 項目打包

由于本研究中模型相對復雜，為簡化模型并減少LMS 法時耗及隨機誤差，對量表題目進行打包處理。根據(jù)吳艷和溫忠麟(2011)的建議，采用因子平衡法對接納與行動問卷和認知重評問卷均打包成三個潛變量指標，并采用內(nèi)部一致性法將校園排斥問卷與問題性移動社交網(wǎng)絡使用評估問卷分別打包成四個和五個潛變量指標，并利用全部指標進行分析。

3.4 體驗回避的中介作用檢驗

在控制性別和年齡后，依據(jù)理論假設建立結構方程模型，結果顯示模型擬合良好：χ2/df=5.18，CFI=0.96，TLI=0.95，RMSEA=0.06，SRMR=0.04。校園排斥顯著正向預測問題性社交媒體使用(γ=0.35,Z=8.97,p＜0.001)，當加入體驗回避后，校園排斥對體驗回避的效應顯著(γ=0.48,Z=12.08,p＜0.001)，體驗回避對問題性社交媒體使用的效應顯著(γ=0.40,Z=10.20,p＜0.001)，體驗回避的中介效應為0.19，Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.15, 0.24]，中介效應占總效應的49.36%。表明校園排斥不僅能夠直接影響問題性社交媒體使用，而且能夠通過體驗回避的中介作用間接影響問題性社交媒體使用。

3.5 有調(diào)節(jié)的中介模型擬合檢驗

傳統(tǒng)方法多采用多元線性回歸進行有調(diào)節(jié)的中介效應分析，這會造成中介和調(diào)節(jié)效應的低估且結果缺乏穩(wěn)健性，而建立潛調(diào)節(jié)結構方程模型既能夠有效控制測量誤差，同時又避免了乘積指標的問題(方杰, 溫忠麟, 2018)。因此，本研究采用潛調(diào)節(jié)結構方程模型檢驗認知重評的調(diào)節(jié)作用。首先，檢驗不含潛調(diào)節(jié)交互項的基準模型，基準SEM 擬合指標均良好：χ2/df=4.46，CFI=0.96，TLI=0.96，RMSEA=0.05，SRMR=0.04。其次，檢驗包含潛調(diào)節(jié)交互項的模型。結果顯示，基準模型AIC=42800.55，加入交互項后，AIC=42774.81，AIC=25.74，表明有調(diào)節(jié)的中介模型有改善。此外，基準模型的Log Likelihood=-21349.27，加入交互項后，Log Likelihood=-21339.59，-2LL=9.68，=2，-2LL 值的卡方檢驗顯著(p＜0.01)，以上結果均表明有調(diào)節(jié)的中介模型優(yōu)于基準模型。最后，檢驗潛調(diào)節(jié)交互項的顯著性。將認知重評納入模型后，如圖2 和表2 所示，校園排斥與認知重評的交互項對體驗回避的預測作用顯著(γ=-0.11,Z=-4.12,p＜0.001)，校園排斥與認知重評的交互項對問題性社交媒體使用的預測作用顯著(γ=-0.10,Z=-3.64,p＜0.001)，說明認知重評在中介過程的前半段路徑以及直接路徑上均起調(diào)節(jié)作用。

表2 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

圖2 有調(diào)節(jié)的中介模型

進一步采用簡單斜率檢驗分析認知重評的調(diào)節(jié)作用。按照認知重評的平均分加減一個標準差將被試分為高、低認知重評組。結果表明(見圖3、圖4)，在低認知重評組，體驗回避的中介作用更加顯著(γ=0.23,Z=9.14,p＜0.001)；高認知重評組，體驗回避的中介效應逐漸降低(γ=0.13,Z=5.86,p＜0.001)。其次，在低認知重評組，校園排斥對問題性社交媒體使用的正向預測作用顯著(γ=0.24,Z=5.95,p＜0.001)，高認知重評組的校園排斥對問題性社交媒體使用的預測作用不顯著(γ=0.04,Z=0.84,p＞0.05)。

圖3 認知重評對校園排斥與體驗回避的調(diào)節(jié)作用

圖4 認知重評對校園排斥與問題性社交媒體使用的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 校園排斥和問題性社交媒體使用的關系

本研究結果表明，校園排斥顯著正向預測青少年問題性社交媒體使用，驗證了假設1。David和Roberts(2017)的研究發(fā)現(xiàn)，社會排斥能夠正向預測社交媒體依戀。根據(jù)需要-威脅時間模型，遭受排斥的青少年會經(jīng)歷反射、反思與退避三個階段(Williams, 2009)。在反射階段，校園排斥阻礙了青少年的歸屬與控制需要，而社交媒體使用可作為個體應對排斥的一種策略，通過微信、抖音等網(wǎng)絡平臺獲得人際聯(lián)系，維持社交紐帶，并提升其對社交互動的控制感(Knausenberger & Echterhoff,2018)。此外，從發(fā)展的角度來看，青少年面臨著建立自我同一性的發(fā)展任務，校園排斥阻礙了個體自我意識的發(fā)展(王凱, 張野, 2020)，而互聯(lián)網(wǎng)恰好為青少年的發(fā)展和實踐提供了舞臺，促使其通過社交媒體探索自我身份以及實現(xiàn)自主性(Borca et al., 2015)。

4.2 體驗回避的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，體驗回避在校園排斥與青少年問題性社交媒體使用之間具有中介作用，驗證了假設2。這與此前揭示的體驗回避在人際關系和社交網(wǎng)絡成癮傾向之間起中介作用結果相一致(Kim & Bae, 2022)?！氨煌g人群體接受”或“逃避”成為青春期階段個體面臨的重要問題之一(Y?ld?z Durak, 2020)。當遭受排斥后，青少年可能會對自身產(chǎn)生一系列負面認知評價(如“我就是一個失敗者”)，如果現(xiàn)實排斥事件與他們有關自身的負面想法融合越多，這些想法就越真實且具有威脅性，并逐漸形成錯誤信念，從而激活了抑制消極認知的動機，減少校園人際互動，形成體驗回避(Shea & Coyne, 2017)。此外，相較于西方，我國青少年更為含蓄內(nèi)斂，他們在遭受排斥后往往不愿意向他人傾訴，并表現(xiàn)出更多的回避行為(彭蘇浩 等, 2019)。另一方面，在遭受校園排斥后，體驗回避的青少年為了避免排斥引發(fā)的不愉快體驗，往往會采取措施逃避負性環(huán)境并緩解消極情緒(López Hernández, 2022)。社交網(wǎng)絡提供了一個安全可接受的環(huán)境，青少年可以通過社交媒體分享照片或表達自己感興趣的領域，并與同齡人互動建立親密的友誼(Y?ld?z Durak, 2020)，從而回避現(xiàn)實中的人際壓力，久而久之，逐漸衍生出社交媒體使用問題。同時，上述行為會逐漸形成條件反射，并經(jīng)不斷強化后引發(fā)自我控制失敗，從而使青少年更加沉迷于社交網(wǎng)絡，加劇問題性社交媒體使用的程度(Seong & Hyun, 2016)。

4.3 認知重評的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，校園排斥與問題性社交媒體使用的直接效應與體驗回避的間接效應在高認知重評的青少年中較弱，在低認知重評的青少年中較強。這一結果與以往關于認知重評在社會排斥的負面影響中的調(diào)節(jié)作用的研究結果基本一致(Li et al., 2022)。這說明如果遭受校園排斥的青少年持有消極的認知方式，他們更傾向于注意敵意性線索并形成敵意性歸因，這將導致其發(fā)展出較多外化問題(劉曉薇 等, 2021)。相反，如果被排斥者認為排斥經(jīng)歷有利于其自身成長與發(fā)展，他們則不會出現(xiàn)消極情緒及問題行為(Li et al., 2022)。因此，采用認知重評策略的青少年會重新解釋校園人際壓力，避免形成體驗回避等消極應對方式。另外，認知重評的調(diào)節(jié)作用也在認知神經(jīng)科學研究中得到證實。研究發(fā)現(xiàn)，排斥可以激活杏仁核并誘發(fā)生理性疼痛(彭蘇浩 等, 2019)，而認知重評不僅有助于避免杏仁核被激活，還能減少個體的生理反應(程利 等, 2009)。此外，本研究結果還表明認知重評可能是預防和干預問題性社交媒體使用的關鍵因素之一。Flouri 和Mavroveli(2013)的研究也發(fā)現(xiàn)，認知重評有助于減少壓力事件對問題行為的影響。I-PACE 模型認為，情緒是問題性社交媒體使用發(fā)生機制的重要一環(huán)(Brand et al.,2016)。作為情緒調(diào)節(jié)策略之一，高認知重評可以促使青少年以更加積極的方式審視校園內(nèi)的人際壓力(Gross, 1998)，擺脫不利狀況和消極情緒，從而避免過度使用社交媒體。相反，低認知重評青少年則很難將注意力從沖動想法和失調(diào)情緒中轉移出來(Gu et al., 2023)，他們更有可能將社交媒體作為逃避現(xiàn)實人際壓力的便捷手段，進而加劇問題性社交媒體使用的程度。

4.4 研究意義與局限

本研究以體驗回避為中介變量，認知重評為調(diào)節(jié)變量，構建了一個有調(diào)節(jié)的中介模型，不僅揭示了校園排斥如何影響青少年問題性社交媒體使用，還對校園排斥在什么條件下影響青少年問題性社交媒體使用更為顯著做出了解釋。本研究仍存在一些局限。首先，近期研究發(fā)現(xiàn)，親子關系也能影響青少年的問題性社交媒體使用(Ali et al., 2022)，未來可在此基礎上采用縱向設計考察不同類型的人際聯(lián)結對青少年問題性社交媒體使用的綜合作用機制。其次，問題性社交媒體使用包含的內(nèi)容較為復雜，可以細分為微信成癮、微博成癮等，未來可從微觀視角深入挖掘和比較問題性社交媒體使用的產(chǎn)生機制，以更加明晰該問題的本質。最后，本研究采用接納與行動問卷第二版(AAQ-II)測量個體的體驗回避水平，然而有研究發(fā)現(xiàn)AAQ-II 中的項目與抑郁、焦慮和應激高度相關，從而在一定程度上降低了判別有效性水平(Tyndall et al., 2019)，未來可以結合使用CompACT進一步評估體驗回避(Francis et al., 2016)。

5 結論

(1)校園排斥顯著正向預測青少年問題性社交媒體使用。(2)體驗回避在校園排斥與問題性社交媒體使用間起中介作用。(3)校園排斥通過體驗回避影響問題性社交媒體使用的間接效應和直接效應受到認知重評的調(diào)節(jié)，認知重評可以有效緩解校園排斥對體驗回避和問題性社交媒體使用的消極影響。