累积生态风险与青少年手机依赖的纵向联系:情绪调节自我效能感的调节作用及性别差异*

孔 旭 熊思成 张 斌 贺 艺

湖南中医药大学人文与管理学院心理系(长沙) 410208 △通信作者 E-mail:2579798864@qq.com

随着移动终端的出现,青少年网络生活从传统电脑扩展到手机,移动互联网已逐渐成为青少年获取信息和社交娱乐的主要途径之一。尽管手机给个体带来诸多的便利,但手机也是一把双刃剑,可能会引发个体对其的过度使用甚至依赖。手机依赖是目前学术界备受关注的社会问题之一,它是指由于对手机的过度使用而导致个体社会功能受损、并带来心理和生理问题的一种技术依赖行为[1]。尤其对于青少年而言,青春期个体在成长过程中伴随着自我实现的矛盾促使其不断寻求外界的心理补偿和慰藉,而手机使用正逐渐成为他们满足心理需求最快捷的途径之一[2]。研究显示,全球青少年手机依赖的流行率已高达25.7%[3]。因此,探究青少年手机依赖的影响因素及其具体机制,对规范青少年手机使用行为具有重大现实意义。

在影响手机依赖的众多生态风险因素中,家庭因素近年来备受关注。研究发现,青春期个体伴随着身心快速发展和社会角色的转变,往往更容易产生一系列社会适应问题,若此时青少年与其家庭成员未形成积极的互动模式,便可能通过其他非适应行为(如手机依赖)来寻求补偿[4]。除家庭因素外,学校因素也可能在青少年手机依赖形成过程中扮演者重要角色。研究指出,青少年对学校的归属感越低,越容易对学校和社会的各项规范产生抵触情绪,进而导致个体出现更多的违纪、手机依赖等问题行为[5]。最后,作为一种共同活动并相互影响的平行关系,同伴交往对个体手机依赖的影响也不容忽视。研究发现,消极的同伴关系会增加青少年的人际敏感性和社交焦虑,进而导致个体通过过度使用手机来弥补现实生活中同伴友谊的缺失[6]。尽管以上证据均表明不同生态风险因素与个体的手机依赖存在一定关联性,但以往研究多是基于横断面,仅能初步探讨手机依赖与某一生态风险因素的相关联系[7-9],难以对其动态变化以及变量间的准因果关系作出准确解释。其次,现有的研究多是考察某单一生态因素与手机依赖的关系,较少关注多领域风险因素对手机依赖的协同发展作用。根据生物生态学理论,发展中的个体嵌套于相互影响的多个生态子系统中,个体与各个生态子系统的相互作用均会对其心理与行为产生影响[10]。因此,若仅关注其中某一个生态因素,而忽略了其它因素的累积效应,不但不符合生活实际,还易造成该因素的效应量被高估[11]。受该理论的启发,近年来研究者尝试了多种方法评估多重风险对个体的影响。其中,累积风险模型受到了国内外学者的广泛关注。累积生态风险模型主张多种风险因素是协同发生的,并以相互叠加的形式对个体的心理及行为适应产生破坏性影响。具体建模方法是先对每个连续型风险因素进行二分类别转换,再将所有因素得分相加得到总指数[12]。尽管也有学者指出对连续变量进行二分编码可能会丢失信息,但每种多重风险建模方法都有其优缺点,必须辩证加以看待。相比之下,累积生态风险模型的优点更加突出。首先,对变量进行二分编码的方式较为严格,只有中高分段风险才会被判定为有风险,有助于筛选出真正的风险因素。其次,该方法不对风险因素进行加权,可提供稳健的参数估计并提高统计功效。最后,二分编码相比于连续指数更易于解释,方便与普通民众、教育管理者交流[12]。总而言之,累积风险模型具备边界严格、参数稳健、易于解释等优点,在心理、社会学研究领域得到了广泛应用[12-13]。因此,本研究基于生物生态学理论和相关实证研究,拟探讨累积生态风险与手机依赖的纵向联系,并提出假设H1:累积生态风险正向预测青少年手机依赖。

尽管累积生态风险导致青少年手机依赖,但这种影响在不同个体间也可能存在一定差异性。作为一种积极的心理特质,情绪调节自我效能感近年来受到国内外学者的广泛关注。情绪调节自我效能感是指个体对自己能否有效调节自身情绪的自信程度,这种信心会影响个体的情绪状态,以及情绪调节的实际效果[14]。个体-情境交互作用理论指出,个体行为的发展是环境因素和个体特质因素合力作用的结果[15]。因此,情绪调节自我效能感作为积极的个体特质,可能对累积生态风险与手机依赖的关系起到“风险缓冲”的作用。尽管目前尚缺乏探讨情绪调节自我效能感调节高风险情境与手机依赖的直接证据,但有研究指出,情绪调节自我效能感能够有效缓冲生活压力事件对个体心理和行为问题的不利影响。例如,Yuan等人[16]对烟草成瘾的研究发现,高情绪调节自我效能感的个体在面临工作压力时,更倾向于采取问题定向的应对策略,即他们相信自己有能力通过问题解决的方式缓解负面情绪,从而较少借助烟草来逃避压力。另有研究表明,情绪调节自我效能感能有效缓冲负性生活事件和对个体冲动性和自杀意念的影响[17]。因此,本研究推测情绪调节自我效能感作为积极的个体特质,可以帮助暴露于累积生态风险的青少年维持对自身情绪调节能力的效能信念,从而促使其选择积极的应对策略来抵御外界风险,这将有助于减少手机依赖等非适应性行为的发生。基于以上论述,本研究提出假设H2:情绪调节自我效能感能降低累积生态风险对青少年手机依赖的影响。

最后,在手机依赖的研究中,性别差异也是研究者重点关注的问题之一。相关研究发现,在手机依赖的青少年中,女性的手机更多是用于语音通话和社交网络;而男性使用手机更多是基于视频和游戏应用程序,且相比于男性,女性表现出更高的使用频率[3]。关于生态风险的研究也发现,女性同伴支持[7]、亲子依恋[18]和父母监管[8]的水平显著高于男性;而男性更易受到越轨同伴[19]和师生关系冲突[20]的负面影响。此外,情绪调节自我效能感也存在性别差异,女性在调节和表达积极情绪方面的效能感高于男性;而男性对调节愤怒、悲伤等消极情绪的效能信念更高[21]。鉴于上述性别差异的存在,本研究将进一步对三者整体关系的性别差异进行探索,并提出假设H3:情绪调节自我效能感对累积生态风险与手机依赖关系的调节作用存在性别差异。

综上所述,本研究拟基于生物生态学模型,采用追踪设计系统考察累积生态风险对青少年手机依赖的影响,并深入探讨情绪调节自我效能感在其中的保护机制以及整个过程中的性别差异,以期深入剖析青少年手机依赖的形成机理,为科学有效地预防和干预青少年手机依赖提供实证依据。

1 对象与方法

1.1 对象

采用整群抽样调查方式,选取湖南省两所中学的青少年进行间隔6个月的追踪调查,以期探析累积生态风险对青少年手机依赖的纵向影响及其潜在调节机制。首次测试(T1)共发放问卷580份,用于测量人口学因素、累积生态风险因素(亲子依恋、父母监控、同伴交往、同伴关系、师生关系、学校联结)、情绪调节自我效能感和手机依赖。剔除无效问卷26份,回收有效问卷554份(95.5%)。其中,女性254人(45.8%);平均年龄12.81±0.75岁;日均使用手机时间1.77小时。6个月后(T2),有468名被试(84.5%)继续参与了调查,测量其人口学因素和手机依赖。剔除无效问卷16份,最终得到有效问卷452份。参与追踪调查的被试中,女性211人(46.7%);平均年龄12.62±0.65岁;日均使用手机时间1.71小时。

1.2 方法

1.2.1 累积生态风险 本研究参考生物生态学模型以及以往关于累积生态风险领域的相关研究[10,12,22],在家庭、同伴、学校3个生态子系统中,选取与手机依赖密切相关的风险因素。其中家庭包括亲子依恋、父母监控;同伴包括越轨同伴交往、同伴关系;学校包括师生关系、学校联结。采用累积风险模型对多种生态风险因素进行建模,具体做法是,先对每个风险因素进行二分编码(0=无风险,1=有风险),再将每个因素的得分相加,最终得到累积生态风险指数(范围从0到6分),分数越高表示个体经历的生态风险因素程度越严重[23]。①亲子依恋采用李霓霓等人[24]编制的亲子依恋问卷。包含13个题目,采用5级计分,分数越高代表个体与其父母的关系越融洽。将得分低于或等于25百分位数的被试编码为1,其余编码为0。本研究中,问卷在T1时段的Cronbach's α系数为0.92。②父母监控采用李董平等人[12]编制的父母知情量表。包含8个题目,采用5级计分,分数越高反映个体受到父母监管的程度越高。将得分低于或等于25百分位数的被试编码为1,其余编码为0。本研究中,量表在T1时段的Cronbach's α系数为0.86。③越轨同伴交往采用李董平等人[12]编制的越轨同伴交往问卷。包含8个题目,采用5级计分,分数越高表示个体结交的同伴的偏差行为越多。将高于或等于75百分位数的被试编码为1,其余编码为0。本研究中,问卷在T1时段的Cronbach's α系数为0.76。④同伴关系采用江光荣编制[25]的我的班级问卷中的同伴关系分问卷,考虑到青少年的同伴虽然主要分布在学校,但也可能包含来自社区或老家的同伴,因此将原问卷中的“同学”统一改为“同伴”。该分问卷包含8个题目,采用5级计分,总分越高表明同伴关系越和谐。将得分低于或等于25百分位数的被试编码为1,其余编码为0。本研究中,问卷在T1时段的Cronbach's α系数为0.87。⑤师生关系采用江光荣[25]编制的我的班级问卷中的师生关系分问卷。包含8个题目,采用5级计分,总分越高表明师生关系越融洽。将得分低于或等于25百分位数的被试编码为1,其余编码为0。本研究中,问卷在T1时段的Cronbach's α系数为0.97。⑥学校联结采用喻承甫等人[26]修订的学校联结中文版量表。包含10个题目,采用5级计分,分数越高表示学生对学校的态度越积极,归属感越高。将得分低于或等于25百分位数的被试编码为1,其余编码为0。本研究中,量表T1时段Cronbach's α系数为0.88。

1.2.2 情绪调节自我效能感 采用文书锋等人[27]修订的情绪调节自我效能量表中文版。包含12个题目,采用5级计分,分数越高表示个体对自我情绪调节能力的信心越强。本研究中,量表在T1时段的Cronbach's α系数为0.90。

1.2.3 手机依赖 采用项明强等人[28]修订的智能手机依赖量表中文版,包含10个题目,采用6级计分,得分越高表明个体手机依赖程度越严重。本研究中,量表在T2时段的Cronbach's α系数为0.91。

1.3 统计处理

本研究运用期望最大化法对缺失数据进行补差。采用SPSS 26.0对数据进行描述性统计、相关分析。采用Hayes开发的PROCESS程序中的模型1对调节作用进行检验。此外,考虑到青少年对手机的使用可能会受到学校和父母的管控而产生差异,因此将日均手机使用时间作为控制变量。

2 结 果

2.1 共同方法偏差的控制与检验

为减少共同方法偏差效应,首先,在施测时通过给主试培训、告知被试问卷填写匿名、设置反向计分题等方式在程序上进行控制。其次,运用Harman单因素检验分别对2次测得的数据进行共同方法偏差的检验。结果表明,2次测量的最大因子方差解释率分别为16.7%(T1)和17.6%(T2),均小于40%的临界标准,表明本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.2 各变量的描述统计和相关分析

描述及相关分析结果表明,累积生态风险与手机依赖呈显著正相关,与情绪调节自我效能感呈显著负相关,情绪调节自我效能感与手机依赖呈显著负相关,见表1。

2.3 累积生态风险对手机依赖的影响及情绪调节自我效能感的调节作用检验

采用PROCESS程序中的Model 1检验累积生态风险对手机依赖的影响以及情绪调节自我效能感的调节作用。为减少多重共线性,对回归分析中的所有变量进行标准化处理。表2显示,在控制了日均手机使用时间后,T1累积生态风险对T2手机依赖具有显著的正向预测作用(β=0.24,P<0.001)。同时,T1累积生态风险与T1情绪调节自我效能感的交互项也对T2手机依赖具有显著的正向预测作用(β=0.10,P=0.009)。

进一步通过简单斜率分析直观呈现结果(见图1),对于低情绪调节自我效能感的青少年,累积生态风险对手机依赖的预测作用不显著(simple slope=0.09,t=1.92,P=0.056);而高情绪调节自我效能感的青少年,累积生态风险对手机依赖具有显著的正向预测作用(simple slope=0.28,t=5.43,P<0.001),表明随着情绪调节自我效能感水平的提高,累积生态风险对手机依赖的预测作用呈上升趋势。

2.4 调节模型的性别差异检验

对调节模型的性别差异进行分析,表3显示,在控制了日均手机使用时后,无论在男性还是女性中,T1累积生态风险对T2手机依赖的正向预测作用均显著。在对调节效应的检验中发现,T1累积生态风险与T1情绪调节自我效能感的交互项能显著预测女性T2手机依赖;而交互项对男性T2手机依赖的预测作用不显著,说明情绪调节自我效能感只能在累积生态风险对女性手机依赖的预测中起调节作用。

表1 各变量的平均数、标准差和相关(r)

表2 调节模型检验

表3 不同性别间的调节模型检验

进一步通过简单斜率分析检验女性累积生态风险与情绪调节自我效能感的交互效应。结果如图2所示,对于低情绪调节自我效能感的女性,累积生态风险对手机依赖的预测作用显著(simple slope=0.15,t=2.87,P<0.01);而对于高情绪调节自我效能感的女性,累积生态风险对手机依赖也具有显著的预测作用,但其预测作用相对较大(simple slope=0.27,t=4.20,P<0.001)。这表明随着女性情绪调节自我效能感水平的提高,累积生态风险对手机依赖的预测作用逐渐增大。

图1 情绪调节自我效能感的调节作用

图2 情绪调节自我效能感在女性中调节作用

3 讨 论

在青春期阶段,个体心理发展与行为的塑造与其所处生态、社会环境存在密切关联。与以往研究大多关注某单一或少数生态风险因素与手机依赖关系不同,本研究基于生物生态学理论,通过为期6个月的追踪调查,综合选取了家庭、学校、同伴3个生态子系统中具有代表性的风险因素,探讨了累积生态风险对青少年手机依赖的纵向影响,并基于个体-情境交互作用理论考察了情绪调节自我效能感的调节作用及性别差异。结果发现,累积生态风险显著正向预测青少年手机依赖,该结果验证了假设1,并支持了以往有关累积生态风险与其它行为问题之间关系的研究[12,13,22]。在青少年心理发展的过程中,来自家庭、学校和同伴的支持是其健康成长的关键。若长期暴露于多个领域的风险情境下,将导致安全、希望和亲密等基本心理需求得不到正常的满足。而正是这些心理需求的缺失,奠定了青少年发展为手机依赖的基础[9]。通过沉迷于手机营造的虚拟世界,高累积生态风险的青少年不仅能回避现实中的各种负性刺激,还能享受游戏、视频等应用程序带来的愉悦情感体验,这种补偿又进一步导致个体对于手机的使用产生强烈渴求,强化了手机使用行为。

本研究还发现,情绪调节自我效能感在累积生态风险和青少年手机依赖关系中起到“风险增强”作用,即情绪调节自我效能感的保护功效仅能在低累积生态风险下发挥作用,在高累积风险因素下将不复存在,未能验证假设2。产生该结果的原因可能有两点。首先,这可能与情绪调节自我效能感的易损特性有关。压力易损假说提示,当生活中的压力性事件较少时,积极心理特质能够帮助个体有效对抗风险,但当压力事件积累到一定水平,一些积极心理特质对抗风险的能力会迅速衰减甚至丧失[29]。因此,对于处于低累积生态风险的青少年而言,情绪调节自我效能感能激活个体对自身情绪调节能力的效能信念,促使其相信自己有能力通过问题解决的方式缓解负性情绪[15],从而有助于减少手机依赖等非适应性行为的发生。但当累积生态风险因素不断叠加,乃至超出青少年调控限度时,易造成情绪调节过载。此时情绪调节自我效能感作为压力易损因子,将无力继续抵御累积生态风险的消极影响,致使累积生态风险和手机依赖之间的关系变相得到了“增强”。其次,当个体周围环境充斥着大量的风险因素时,极端的累积生态风险将对个体造成持久而深远的伤害,这种伤害长期存在且无论个体的调控能力和信心如何都很难一时缓解[12,30]。个体为了摆脱不利的处境,便愈发离群索居,只能通过过度使用手机来寻求心理慰藉。总之,本研究结果揭示了情绪调节自我效能感的保护作用是有限度的。因此,除了认识到情绪调节自我效能感的积极作用外,也要注意不要过分夸大其效能。一方面。可以积极探寻其它积极特质,通过多种保护因子的协同互补,共同抵御外界风险情境对个体的不利影响;另一方面,还需从减少生态风险因素本身出发,从根源上杜绝手机依赖现象。

此外,研究结果进一步发现情绪调节自我效能感的“风险增强”作用仅在女性中起作用,说明情绪调节自我效能感的易损特性在女性中体现得更为明显,验证了假设3。这可能与女性在调节消极情绪方面的效能感较弱有关。在传统文化中,鼓励男性要坚毅、忍耐,因此男性对消极情绪往往有更强的控制力[21];而女性虽然在调节积极情绪的效能感方面优于男性,但对消极情绪的易感性较高,一旦遇到重大负性事件或生活压力,女性更容易对自己处理消极情绪的能力缺乏信心[27]。因此,在面临高累积生态风险时,女性情绪调节自我效能感的保护限度更容易被突破,导致情绪调节自我效能感的保护功效在高累积风险因素下将不复存在。这也提示研究者,应该重点培养女性青少年调控消极情绪的能力和信心,从而有效减轻累积生态风险对个体造成的伤害,预防并降低手机依赖现象。

本研究结果首次将累积生态风险模型应用到手机依赖领域,为全面、深入地理解手机依赖的发展过程提供了新的视角。同时进一步揭示了情绪调节自我效能感的易损特性,有助于实践工作者认识到,要弱化累积生态风险对手机依赖的消极影响,单靠培养个体的保护资源是远远不够的,需要同时改善青少年所处的生态风险环境。此外,研究结果还明确了调节作用的性别差异,识别出女性青少年作为重点干预群体,应着力提升其情绪韧性,培养调控消极情绪的信心,以便更有效地减轻累积生态风险因素给个体带来的消极影响,引导其合理使用手机。