兒童期心理虐待對(duì)初中生手機(jī)依賴的影響：表達(dá)抑制與孤獨(dú)感的鏈?zhǔn)街薪?/h1>
2023-02-27 00:56:16涂威宇蔡艷菊羅莉莉傅麗萍
涂威宇,蔡艷菊,羅莉莉,傅麗萍
(貴州師范大學(xué) 心理學(xué)院,貴州 貴陽(yáng) 550025)
0 引言
手機(jī)依賴(Mobile phone dependence)是指?jìng)€(gè)體過度和強(qiáng)迫性地使用手機(jī)從而對(duì)其心理、行為和社會(huì)功能造成負(fù)面影響的一種成癮行為[1]，包括失控性、戒斷性、逃避性以及低效性等特征[2]，其對(duì)個(gè)體的自我發(fā)展、社會(huì)適應(yīng)極為不利，會(huì)引發(fā)抑郁、焦慮，影響睡眠質(zhì)量、認(rèn)知能力下降和人際關(guān)系不協(xié)調(diào)等問題[3-4]。有研究發(fā)現(xiàn)，手機(jī)依賴相對(duì)于傳統(tǒng)的網(wǎng)絡(luò)成癮更具有廣泛性和隱蔽性，對(duì)個(gè)體的身心健康危害更大[5-6]。因此，考察青少年手機(jī)依賴的產(chǎn)生機(jī)制及其影響因素便顯得十分必要且具有意義。
兒童期心理虐待(Childhood psychological abuse)是指監(jiān)護(hù)人對(duì)兒童采取的長(zhǎng)期、具有損害性的不當(dāng)行為，分為心理虐待與心理忽視2個(gè)維度。心理虐待指兒童撫養(yǎng)者做出的長(zhǎng)期不恰當(dāng)且損害兒童認(rèn)知功能的行為；心理忽視指兒童撫養(yǎng)者長(zhǎng)期忽視且不滿足兒童的基本需要并對(duì)兒童產(chǎn)生重大危害的行為[7]。根據(jù)自我調(diào)節(jié)缺陷模型(Deficient selfregulation model)，手機(jī)依賴作為一種外化負(fù)性行為，可能會(huì)受到個(gè)體早期遭受的負(fù)性經(jīng)歷影響，即個(gè)體早期負(fù)性經(jīng)歷會(huì)減弱個(gè)體自我調(diào)控相關(guān)負(fù)性情緒與負(fù)性行為的能力，從而導(dǎo)致手機(jī)依賴等外化負(fù)性行為增加[8]。也就是說，有過兒童期心理虐待的負(fù)性經(jīng)歷的個(gè)體更易產(chǎn)生孤獨(dú)感等內(nèi)化情緒問題，也更易產(chǎn)生攻擊行為、手機(jī)依賴等外化問題。郝晨蕊[9]的研究發(fā)現(xiàn)，兒童期心理虐待能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴水平，遭受兒童期心理虐待個(gè)體會(huì)更容易產(chǎn)生手機(jī)依賴；程浩等[10]研究發(fā)現(xiàn)，兒童期心理虐待能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體孤獨(dú)感水平，即遭受兒童期心理虐待個(gè)體孤獨(dú)感水平更高?？梢?，兒童期心理虐待確實(shí)會(huì)導(dǎo)致個(gè)體負(fù)性情緒體驗(yàn)與負(fù)性外化行為增加。同時(shí)，兒童期心理虐待會(huì)影響個(gè)體的情緒調(diào)節(jié)策略使用，表現(xiàn)為遭受兒童期心理虐待的個(gè)體更傾向于使用表達(dá)抑制策略進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)[11]。據(jù)此，提出假設(shè)1：兒童期心理虐待會(huì)影響個(gè)體孤獨(dú)感水平、手機(jī)依賴水平及表達(dá)抑制策略。
情緒調(diào)節(jié)策略(Emotion regulation strategies)是指管理自身或他人面對(duì)情緒刺激時(shí)的情緒體驗(yàn)及反應(yīng)的策略，其使用會(huì)影響個(gè)體孤獨(dú)感與手機(jī)依賴。目前，廣受研究者關(guān)注的是Gross學(xué)者分出的認(rèn)知重評(píng)策略(Cognitive reappraisal)和表達(dá)抑制策略(Expressive suppression)[12]。認(rèn)知重評(píng)策略是指通過改變對(duì)潛在的情緒誘發(fā)情境的解釋來(lái)進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)的策略，表達(dá)抑制策略是指通過阻止正在發(fā)生的情緒表達(dá)行為來(lái)進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)的策略。彭小凡等研究發(fā)現(xiàn)，兒童使用情緒調(diào)節(jié)策略的能力越高，同伴關(guān)系就越好且孤獨(dú)感就越低[13]；李媛等研究發(fā)現(xiàn)，在大一新生群體中，表達(dá)抑制策略的使用能顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴，而認(rèn)知重評(píng)策略的使用不能顯著預(yù)測(cè)手機(jī)依賴[14]。根據(jù)補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論(Compensatory internet use theory)[15]，個(gè)體在現(xiàn)實(shí)生活中使用表達(dá)抑制策略壓抑自己情緒表達(dá)來(lái)進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)，會(huì)致使個(gè)體為了從別的途徑獲得情緒表達(dá)或社會(huì)交往從而過度使用手機(jī)導(dǎo)致手機(jī)依賴的產(chǎn)生。據(jù)此，提出假設(shè)2：表達(dá)抑制策略能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體孤獨(dú)感水平和手機(jī)依賴水平。
以往研究顯示，孤獨(dú)感也是手機(jī)依賴產(chǎn)生的一個(gè)重要影響因素，孤獨(dú)感與手機(jī)依賴關(guān)系十分密切，能有效預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴[16-17]。孤獨(dú)感(Loneliness)是指由于社會(huì)交往能力缺失或社會(huì)交往嚴(yán)重匱乏產(chǎn)生的一種負(fù)性情緒體驗(yàn)，個(gè)體在社交過程中若很難體驗(yàn)到愉悅感或參與度就會(huì)逐漸產(chǎn)生孤獨(dú)感[18]，其不僅會(huì)影響個(gè)體的自我控制等認(rèn)知功能[19]，也會(huì)影響個(gè)體手機(jī)依賴、攻擊行為等外化問題[20]。除此外，根據(jù)Maslow需求層次理論，個(gè)體具有交往和尊重的基本需求，當(dāng)個(gè)體因?yàn)槟撤N原因產(chǎn)生孤獨(dú)感，交往與尊重的基本需求難以在現(xiàn)實(shí)社交中得到滿足時(shí)，這種現(xiàn)實(shí)情境便會(huì)促使個(gè)體將交往與尊重的需求轉(zhuǎn)向匿名性、多樣性更強(qiáng)的網(wǎng)絡(luò)媒介來(lái)間接獲得滿足，這樣不僅會(huì)增加個(gè)體使用手機(jī)或電腦的時(shí)間，同時(shí)也會(huì)加速個(gè)體手機(jī)依賴、網(wǎng)絡(luò)成癮等不良行為的產(chǎn)生。據(jù)此，提出假設(shè)3：孤獨(dú)感能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴水平。
綜上，兒童期心理虐待會(huì)影響個(gè)體表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感及手機(jī)依賴，表達(dá)抑制策略能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體孤獨(dú)感與手機(jī)依賴，孤獨(dú)感會(huì)影響個(gè)體手機(jī)依賴。由此進(jìn)一步假設(shè)：表達(dá)抑制、孤獨(dú)感在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
1 研究方法
1.1 被試
采用整群抽樣方法，選取貴州省2所中學(xué)924名青少年作為被試。由于部分答卷缺項(xiàng)太多或作答不認(rèn)真，故剔除無(wú)效問卷51份，共回收有效問卷873份，有效回收率為94.48%。其中男生407人(Mage=13.683,SD=1.120)，女生466人(Mage=13.546,SD=1.045)。
1.2 研究工具
1.2.1 手機(jī)依賴量表
采用王小輝編制的“初中生手機(jī)依賴量表”[21]，量表共16個(gè)條目，包括戒斷性、突顯性及強(qiáng)迫性3個(gè)維度，采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分，從“極不符合”到“完全符合”分別計(jì)1～5分，總分越高，說明個(gè)體手機(jī)依賴程度越高。在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.804，在初中生群體中具有良好的效度。
1.2.2 兒童期心理虐待量表
采用潘辰等編制的“兒童期心理虐待量表[22]”，量表共23個(gè)條目，包括恐嚇、忽視、貶損、干涉及縱容共5個(gè)維度，采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分，從“無(wú)”到“總是”分別計(jì)0～4分，分?jǐn)?shù)越高表明受心理虐待程度越高。在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.781，在初中生群體中具有良好的效度。
1.2.3 孤獨(dú)感量表
采用王登峰修訂的UCLA孤獨(dú)感量表[23]，量表共20個(gè)條目，其中9個(gè)條目為反向計(jì)分條目。采用Likert 4點(diǎn)評(píng)分，從“從不”到“一直”分別計(jì)1～4分，總分越高孤獨(dú)感水平越高。在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.783，在初中生群體中具有良好的效度。
1.2.4 情緒調(diào)節(jié)量表
采用Gross等編制，趙鑫等修訂的“情緒調(diào)節(jié)量表”，情緒調(diào)節(jié)量表中文版在中學(xué)生中具有較好的信、效度[24]。量表共10個(gè)條目，包括認(rèn)知重評(píng)及表達(dá)抑制2個(gè)維度，其中認(rèn)知重評(píng)共6個(gè)條目，表達(dá)抑制共4個(gè)條目，采用Likert 7點(diǎn)評(píng)分，在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.789，在初中生群體中具有良好的效度。
1.3 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用 Harman 單因子進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)[25]，對(duì)原始量表的全部項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果顯示，共有12個(gè)特征根大于1的因子，并且第一個(gè)公因子的方差解釋變異量為16.89%，遠(yuǎn)低于臨界值40%。所以基本可以排除共同方法偏差對(duì)本研究的影響。
1.4 數(shù)據(jù)處理
使用SPSS 24.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析；采用Hayes插件PROCESS程序進(jìn)行中介效應(yīng)分析，借助偏差矯正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法，通過抽取5 000個(gè)Bootstrap樣本，獲取參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤和Bootstrap置信區(qū)間。
2 結(jié)果與分析
2.1 各變量間的相關(guān)分析
為探討兒童期心理虐待、表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感與青少年手機(jī)依賴的特點(diǎn)，分別用兒童期心理虐待、表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感與青少年手機(jī)依賴均分，然后利用描述統(tǒng)計(jì)求得均值與標(biāo)準(zhǔn)差。同時(shí)，為探討兒童期心理虐待、表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感與青少年手機(jī)依賴之間的相關(guān)性，對(duì)其進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果見表1。
表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析(N=873)Tab.1 Descriptive statistical analysis of variables(N=873)
由表1可見：兒童期心理虐待與表達(dá)抑制、孤獨(dú)感、手機(jī)依賴均呈顯著正相關(guān)；孤獨(dú)感與手機(jī)依賴均與表達(dá)抑制呈顯著正相關(guān)；孤獨(dú)感與手機(jī)依賴顯著正相關(guān)。變量間的關(guān)系支持后續(xù)假設(shè)的檢驗(yàn)。另外，認(rèn)知重評(píng)策略與兒童期心理虐待、手機(jī)依賴、孤獨(dú)感均不相關(guān)，故未納入表1。
2.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)
基于兒童期心理虐待、表達(dá)抑制、孤獨(dú)感、手機(jī)依賴之間均存在顯著正相關(guān)，滿足了中介效應(yīng)檢驗(yàn)的前提。為了進(jìn)一步探討4者之間的關(guān)系，以兒童期心理虐待為自變量、表達(dá)抑制與孤獨(dú)感為中介變量、手機(jī)依賴為因變量，使用SPSS的宏文件Process，選擇模型6，通過自抽樣程序(Bootstrap)驗(yàn)證假設(shè)的中介作用。自抽樣次數(shù)設(shè)為5 000，采用偏差矯正的置信區(qū)間。結(jié)果發(fā)現(xiàn)(表2)：兒童期心理虐待正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴(β=0.280,P<0.001)，正向預(yù)測(cè)表達(dá)抑制(β=0.105,P<0.01)，正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感(β=0.166,P<0.01)；表達(dá)抑制正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感(β=0.368,P<0.001)，正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴(β=0.311,P<0.001)；孤獨(dú)感正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴(β=0.157,P<0.01)。其中，總間接效應(yīng)及3條中介路徑的間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)以及95%的百分位數(shù)Bootstrap的置信區(qū)間見表2。
表2 Bootstrap 中介效應(yīng)分析Tab.2 Results of Bootstrap mediating effect analysis
由表2可知：總間接效應(yīng)95%置信區(qū)間為(0.135,0.375)，不包含0，表明總間接效應(yīng)顯著，其效應(yīng)值為0.23；兒童期心理虐待→表達(dá)抑制→手機(jī)依賴的間接效應(yīng)置信區(qū)間為(0.059,0.204)，不包含0，說明表達(dá)抑制的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)顯著；兒童期心理虐待→孤獨(dú)感→手機(jī)依賴的間接效應(yīng)置信區(qū)間為(0.034,0.188)，不包含0，說明孤獨(dú)感的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)顯著；兒童期心理虐待→表達(dá)抑制→孤獨(dú)感→手機(jī)依賴的間接效應(yīng)置信區(qū)間為(0.008,0.046)，不包含0，說明表達(dá)抑制與孤獨(dú)感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。中介效應(yīng)模型見圖1。
圖1 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨DFig.1 Diagram of chain Mediating model
3 討論
研究發(fā)現(xiàn)，兒童期心理虐待對(duì)青少年手機(jī)依賴具有直接影響，并且可以通過表達(dá)抑制策略的簡(jiǎn)單中介作用、孤獨(dú)感的簡(jiǎn)單中介作用以及表達(dá)抑制策略與孤獨(dú)感的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)青少年手機(jī)依賴產(chǎn)生間接影響，研究結(jié)果支持了本研究的中介假設(shè)模型。
3.1 兒童期心理虐待對(duì)初中生手機(jī)依賴的總效應(yīng)
本研究表明，兒童期心理虐待對(duì)初中生手機(jī)依賴有顯著的總效應(yīng)，這與Cristina等的研究結(jié)果相一致[26]。該結(jié)果表明遭受過兒童期心理虐待的個(gè)體確實(shí)更容易產(chǎn)生手機(jī)依賴行為，這可能是因?yàn)閮和谛睦砼按龝?huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生多種消極影響[27]，其中就包括會(huì)減弱個(gè)體的社會(huì)交往行為與傾向，由此導(dǎo)致個(gè)體對(duì)于其他外部刺激(如手機(jī)、網(wǎng)絡(luò)游戲)感覺尋求更為強(qiáng)烈，進(jìn)而致使個(gè)體手機(jī)依賴傾向增加。
3.2 表達(dá)抑制策略在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴之間的中介作用
本研究表明，兒童期心理虐待通過表達(dá)抑制策略使用對(duì)初中生手機(jī)依賴產(chǎn)生預(yù)測(cè)作用，具體表現(xiàn)為兒童期心理虐待顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體表達(dá)抑制策略使用，同時(shí)表達(dá)抑制策略顯著正向預(yù)測(cè)初中生手機(jī)依賴。范于瀅[11]在中學(xué)生被試群體中發(fā)現(xiàn)兒童期心理虐待能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體情緒調(diào)節(jié)策略使用；于騰旭等[28]針對(duì)8～12歲兒童的研究中，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評(píng)能夠成為兒童期心理虐待與攻擊行為中的中介變量。而在本研究中，認(rèn)知重評(píng)策略與兒童期心理虐待、手機(jī)依賴、孤獨(dú)感均未發(fā)現(xiàn)顯著相關(guān)。究其原因：可能是于騰旭等對(duì)兒童進(jìn)行了一個(gè)關(guān)于認(rèn)知重評(píng)策略使用的指導(dǎo)，而本研究并未進(jìn)行指導(dǎo)，未經(jīng)指導(dǎo)訓(xùn)練的兒童青少年很難自主使用認(rèn)知重評(píng)策略而偏向于使用表達(dá)抑制策略；也可能是因?yàn)?個(gè)研究采用變量的不同而導(dǎo)致的相關(guān)關(guān)系與中介路徑的不同。
3.3 孤獨(dú)感在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴之間的中介作用
本研究表明，兒童期心理虐待可通過孤獨(dú)感對(duì)初中生手機(jī)依賴產(chǎn)生預(yù)測(cè)作用，具體表現(xiàn)為兒童期心理虐待顯著正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感，同時(shí)孤獨(dú)感顯著正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴。Brandon根據(jù)絕望理論解釋了兒童期心理虐待對(duì)自殺行為的影響，其中就提到了兒童期心理虐待會(huì)增加個(gè)體孤獨(dú)感致使個(gè)體更易出現(xiàn)極端負(fù)性行為[29]。根據(jù)Maslow的需求層次理論，個(gè)體由于現(xiàn)實(shí)中的社會(huì)交往匱乏而產(chǎn)生孤獨(dú)感后，尊重與社會(huì)交往的需求無(wú)法在現(xiàn)實(shí)世界中得到滿足就會(huì)轉(zhuǎn)向網(wǎng)絡(luò)世界去尋求社交與尊重，容易產(chǎn)生手機(jī)依賴與網(wǎng)絡(luò)成癮。張亞利等[30]針對(duì)孤獨(dú)感與手機(jī)依賴的元分析中發(fā)現(xiàn)，孤獨(dú)感與手機(jī)成癮存在中等程度的正相關(guān)。本研究結(jié)果與上述研究結(jié)果一致，支持了補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論[23]。
3.4 表達(dá)抑制與孤獨(dú)感在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
本研究表明，兒童期心理虐待可通過表達(dá)抑制和孤獨(dú)感的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)初中生手機(jī)依賴產(chǎn)生影響，表現(xiàn)為兒童期心理虐待顯著正向預(yù)測(cè)表達(dá)抑制策略使用，表達(dá)抑制策略使用顯著正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感，孤獨(dú)感顯著正向預(yù)測(cè)初中生手機(jī)依賴。這可能是因?yàn)閭€(gè)體遭受兒童期心理虐待后會(huì)產(chǎn)生一系列負(fù)面影響，導(dǎo)致個(gè)體傾向于使用回避的姿態(tài)保護(hù)自身，不愿積極主動(dòng)與人交流，社會(huì)交往能力降低，進(jìn)而對(duì)生活中的各種情緒傾向于使用表達(dá)抑制策略，增加個(gè)體孤獨(dú)感并導(dǎo)致個(gè)體手機(jī)依賴的增加。本研究結(jié)果拓展了兒童期心理虐待與手機(jī)依賴之間的中介路徑，支持了自我調(diào)節(jié)缺陷模型與補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論[23,27]，可為初中生手機(jī)依賴的科學(xué)預(yù)防與有效干預(yù)提供參考。
4 建議與啟示
4.1 建議
1)重視兒童期心理虐待對(duì)初中生手機(jī)依賴的影響作用。遭受兒童期心理虐待的個(gè)體會(huì)更可能產(chǎn)生諸如手機(jī)依賴等問題。為此，建議在初中生心理健康管理中篩選出有兒童期心理虐待經(jīng)歷的個(gè)體，建立動(dòng)態(tài)的監(jiān)管機(jī)制，在他們的生活與學(xué)習(xí)上提供更多的幫助，以減少他們產(chǎn)生手機(jī)依賴等問題的可能性。
2)重視孤獨(dú)感對(duì)初中生手機(jī)依賴的影響作用。孤獨(dú)感主要是由于社會(huì)交往出現(xiàn)問題而產(chǎn)生，并會(huì)影響個(gè)體的行為表現(xiàn)導(dǎo)致更多負(fù)面行為產(chǎn)生。為此，建議在初中階段的學(xué)習(xí)與生活中，給初中生多創(chuàng)造一些參與社會(huì)交往的機(jī)會(huì)，以促進(jìn)初中生能合理排解自身的情緒情感，進(jìn)而積極地參與學(xué)習(xí)、生活。
3)幫助初中生習(xí)得正確的情緒調(diào)節(jié)策略。在初中生的心理健康課堂中，建議開設(shè)一些情緒情感及其調(diào)節(jié)策略的相關(guān)內(nèi)容，安排一些課堂教學(xué)與模擬訓(xùn)練以培養(yǎng)初中生正確使用情緒調(diào)節(jié)策略的能力，讓初中生能夠有效地面對(duì)學(xué)習(xí)與生活中的情緒刺激。
4.2 啟示
本研究是橫斷研究，對(duì)于解釋變量之間的因果關(guān)系稍有欠佳，未來(lái)可通過縱向研究更好的確定兒童期心理虐待與手機(jī)依賴及孤獨(dú)感、情緒調(diào)節(jié)策略之間的因果關(guān)系。針對(duì)情緒調(diào)節(jié)策略對(duì)其他變量的影響，未來(lái)還可通過針對(duì)情緒調(diào)節(jié)策略的干預(yù)來(lái)進(jìn)行研究。
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涂威宇,蔡艷菊,羅莉莉,傅麗萍
(貴州師范大學(xué) 心理學(xué)院,貴州 貴陽(yáng) 550025)
0 引言
手機(jī)依賴(Mobile phone dependence)是指?jìng)€(gè)體過度和強(qiáng)迫性地使用手機(jī)從而對(duì)其心理、行為和社會(huì)功能造成負(fù)面影響的一種成癮行為[1]，包括失控性、戒斷性、逃避性以及低效性等特征[2]，其對(duì)個(gè)體的自我發(fā)展、社會(huì)適應(yīng)極為不利，會(huì)引發(fā)抑郁、焦慮，影響睡眠質(zhì)量、認(rèn)知能力下降和人際關(guān)系不協(xié)調(diào)等問題[3-4]。有研究發(fā)現(xiàn)，手機(jī)依賴相對(duì)于傳統(tǒng)的網(wǎng)絡(luò)成癮更具有廣泛性和隱蔽性，對(duì)個(gè)體的身心健康危害更大[5-6]。因此，考察青少年手機(jī)依賴的產(chǎn)生機(jī)制及其影響因素便顯得十分必要且具有意義。
兒童期心理虐待(Childhood psychological abuse)是指監(jiān)護(hù)人對(duì)兒童采取的長(zhǎng)期、具有損害性的不當(dāng)行為，分為心理虐待與心理忽視2個(gè)維度。心理虐待指兒童撫養(yǎng)者做出的長(zhǎng)期不恰當(dāng)且損害兒童認(rèn)知功能的行為；心理忽視指兒童撫養(yǎng)者長(zhǎng)期忽視且不滿足兒童的基本需要并對(duì)兒童產(chǎn)生重大危害的行為[7]。根據(jù)自我調(diào)節(jié)缺陷模型(Deficient selfregulation model)，手機(jī)依賴作為一種外化負(fù)性行為，可能會(huì)受到個(gè)體早期遭受的負(fù)性經(jīng)歷影響，即個(gè)體早期負(fù)性經(jīng)歷會(huì)減弱個(gè)體自我調(diào)控相關(guān)負(fù)性情緒與負(fù)性行為的能力，從而導(dǎo)致手機(jī)依賴等外化負(fù)性行為增加[8]。也就是說，有過兒童期心理虐待的負(fù)性經(jīng)歷的個(gè)體更易產(chǎn)生孤獨(dú)感等內(nèi)化情緒問題，也更易產(chǎn)生攻擊行為、手機(jī)依賴等外化問題。郝晨蕊[9]的研究發(fā)現(xiàn)，兒童期心理虐待能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴水平，遭受兒童期心理虐待個(gè)體會(huì)更容易產(chǎn)生手機(jī)依賴；程浩等[10]研究發(fā)現(xiàn)，兒童期心理虐待能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體孤獨(dú)感水平，即遭受兒童期心理虐待個(gè)體孤獨(dú)感水平更高?？梢?，兒童期心理虐待確實(shí)會(huì)導(dǎo)致個(gè)體負(fù)性情緒體驗(yàn)與負(fù)性外化行為增加。同時(shí)，兒童期心理虐待會(huì)影響個(gè)體的情緒調(diào)節(jié)策略使用，表現(xiàn)為遭受兒童期心理虐待的個(gè)體更傾向于使用表達(dá)抑制策略進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)[11]。據(jù)此，提出假設(shè)1：兒童期心理虐待會(huì)影響個(gè)體孤獨(dú)感水平、手機(jī)依賴水平及表達(dá)抑制策略。
情緒調(diào)節(jié)策略(Emotion regulation strategies)是指管理自身或他人面對(duì)情緒刺激時(shí)的情緒體驗(yàn)及反應(yīng)的策略，其使用會(huì)影響個(gè)體孤獨(dú)感與手機(jī)依賴。目前，廣受研究者關(guān)注的是Gross學(xué)者分出的認(rèn)知重評(píng)策略(Cognitive reappraisal)和表達(dá)抑制策略(Expressive suppression)[12]。認(rèn)知重評(píng)策略是指通過改變對(duì)潛在的情緒誘發(fā)情境的解釋來(lái)進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)的策略，表達(dá)抑制策略是指通過阻止正在發(fā)生的情緒表達(dá)行為來(lái)進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)的策略。彭小凡等研究發(fā)現(xiàn)，兒童使用情緒調(diào)節(jié)策略的能力越高，同伴關(guān)系就越好且孤獨(dú)感就越低[13]；李媛等研究發(fā)現(xiàn)，在大一新生群體中，表達(dá)抑制策略的使用能顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴，而認(rèn)知重評(píng)策略的使用不能顯著預(yù)測(cè)手機(jī)依賴[14]。根據(jù)補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論(Compensatory internet use theory)[15]，個(gè)體在現(xiàn)實(shí)生活中使用表達(dá)抑制策略壓抑自己情緒表達(dá)來(lái)進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)，會(huì)致使個(gè)體為了從別的途徑獲得情緒表達(dá)或社會(huì)交往從而過度使用手機(jī)導(dǎo)致手機(jī)依賴的產(chǎn)生。據(jù)此，提出假設(shè)2：表達(dá)抑制策略能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體孤獨(dú)感水平和手機(jī)依賴水平。
以往研究顯示，孤獨(dú)感也是手機(jī)依賴產(chǎn)生的一個(gè)重要影響因素，孤獨(dú)感與手機(jī)依賴關(guān)系十分密切，能有效預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴[16-17]。孤獨(dú)感(Loneliness)是指由于社會(huì)交往能力缺失或社會(huì)交往嚴(yán)重匱乏產(chǎn)生的一種負(fù)性情緒體驗(yàn)，個(gè)體在社交過程中若很難體驗(yàn)到愉悅感或參與度就會(huì)逐漸產(chǎn)生孤獨(dú)感[18]，其不僅會(huì)影響個(gè)體的自我控制等認(rèn)知功能[19]，也會(huì)影響個(gè)體手機(jī)依賴、攻擊行為等外化問題[20]。除此外，根據(jù)Maslow需求層次理論，個(gè)體具有交往和尊重的基本需求，當(dāng)個(gè)體因?yàn)槟撤N原因產(chǎn)生孤獨(dú)感，交往與尊重的基本需求難以在現(xiàn)實(shí)社交中得到滿足時(shí)，這種現(xiàn)實(shí)情境便會(huì)促使個(gè)體將交往與尊重的需求轉(zhuǎn)向匿名性、多樣性更強(qiáng)的網(wǎng)絡(luò)媒介來(lái)間接獲得滿足，這樣不僅會(huì)增加個(gè)體使用手機(jī)或電腦的時(shí)間，同時(shí)也會(huì)加速個(gè)體手機(jī)依賴、網(wǎng)絡(luò)成癮等不良行為的產(chǎn)生。據(jù)此，提出假設(shè)3：孤獨(dú)感能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體手機(jī)依賴水平。
綜上，兒童期心理虐待會(huì)影響個(gè)體表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感及手機(jī)依賴，表達(dá)抑制策略能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體孤獨(dú)感與手機(jī)依賴，孤獨(dú)感會(huì)影響個(gè)體手機(jī)依賴。由此進(jìn)一步假設(shè)：表達(dá)抑制、孤獨(dú)感在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
1 研究方法
1.1 被試
采用整群抽樣方法，選取貴州省2所中學(xué)924名青少年作為被試。由于部分答卷缺項(xiàng)太多或作答不認(rèn)真，故剔除無(wú)效問卷51份，共回收有效問卷873份，有效回收率為94.48%。其中男生407人(Mage=13.683,SD=1.120)，女生466人(Mage=13.546,SD=1.045)。
1.2 研究工具
1.2.1 手機(jī)依賴量表
采用王小輝編制的“初中生手機(jī)依賴量表”[21]，量表共16個(gè)條目，包括戒斷性、突顯性及強(qiáng)迫性3個(gè)維度，采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分，從“極不符合”到“完全符合”分別計(jì)1～5分，總分越高，說明個(gè)體手機(jī)依賴程度越高。在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.804，在初中生群體中具有良好的效度。
1.2.2 兒童期心理虐待量表
采用潘辰等編制的“兒童期心理虐待量表[22]”，量表共23個(gè)條目，包括恐嚇、忽視、貶損、干涉及縱容共5個(gè)維度，采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分，從“無(wú)”到“總是”分別計(jì)0～4分，分?jǐn)?shù)越高表明受心理虐待程度越高。在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.781，在初中生群體中具有良好的效度。
1.2.3 孤獨(dú)感量表
采用王登峰修訂的UCLA孤獨(dú)感量表[23]，量表共20個(gè)條目，其中9個(gè)條目為反向計(jì)分條目。采用Likert 4點(diǎn)評(píng)分，從“從不”到“一直”分別計(jì)1～4分，總分越高孤獨(dú)感水平越高。在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.783，在初中生群體中具有良好的效度。
1.2.4 情緒調(diào)節(jié)量表
采用Gross等編制，趙鑫等修訂的“情緒調(diào)節(jié)量表”，情緒調(diào)節(jié)量表中文版在中學(xué)生中具有較好的信、效度[24]。量表共10個(gè)條目，包括認(rèn)知重評(píng)及表達(dá)抑制2個(gè)維度，其中認(rèn)知重評(píng)共6個(gè)條目，表達(dá)抑制共4個(gè)條目，采用Likert 7點(diǎn)評(píng)分，在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0.789，在初中生群體中具有良好的效度。
1.3 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用 Harman 單因子進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)[25]，對(duì)原始量表的全部項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果顯示，共有12個(gè)特征根大于1的因子，并且第一個(gè)公因子的方差解釋變異量為16.89%，遠(yuǎn)低于臨界值40%。所以基本可以排除共同方法偏差對(duì)本研究的影響。
1.4 數(shù)據(jù)處理
使用SPSS 24.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析；采用Hayes插件PROCESS程序進(jìn)行中介效應(yīng)分析，借助偏差矯正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法，通過抽取5 000個(gè)Bootstrap樣本，獲取參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤和Bootstrap置信區(qū)間。
2 結(jié)果與分析
2.1 各變量間的相關(guān)分析
為探討兒童期心理虐待、表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感與青少年手機(jī)依賴的特點(diǎn)，分別用兒童期心理虐待、表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感與青少年手機(jī)依賴均分，然后利用描述統(tǒng)計(jì)求得均值與標(biāo)準(zhǔn)差。同時(shí)，為探討兒童期心理虐待、表達(dá)抑制策略、孤獨(dú)感與青少年手機(jī)依賴之間的相關(guān)性，對(duì)其進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果見表1。
表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析(N=873)Tab.1 Descriptive statistical analysis of variables(N=873)
由表1可見：兒童期心理虐待與表達(dá)抑制、孤獨(dú)感、手機(jī)依賴均呈顯著正相關(guān)；孤獨(dú)感與手機(jī)依賴均與表達(dá)抑制呈顯著正相關(guān)；孤獨(dú)感與手機(jī)依賴顯著正相關(guān)。變量間的關(guān)系支持后續(xù)假設(shè)的檢驗(yàn)。另外，認(rèn)知重評(píng)策略與兒童期心理虐待、手機(jī)依賴、孤獨(dú)感均不相關(guān)，故未納入表1。
2.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)
基于兒童期心理虐待、表達(dá)抑制、孤獨(dú)感、手機(jī)依賴之間均存在顯著正相關(guān)，滿足了中介效應(yīng)檢驗(yàn)的前提。為了進(jìn)一步探討4者之間的關(guān)系，以兒童期心理虐待為自變量、表達(dá)抑制與孤獨(dú)感為中介變量、手機(jī)依賴為因變量，使用SPSS的宏文件Process，選擇模型6，通過自抽樣程序(Bootstrap)驗(yàn)證假設(shè)的中介作用。自抽樣次數(shù)設(shè)為5 000，采用偏差矯正的置信區(qū)間。結(jié)果發(fā)現(xiàn)(表2)：兒童期心理虐待正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴(β=0.280,P<0.001)，正向預(yù)測(cè)表達(dá)抑制(β=0.105,P<0.01)，正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感(β=0.166,P<0.01)；表達(dá)抑制正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感(β=0.368,P<0.001)，正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴(β=0.311,P<0.001)；孤獨(dú)感正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴(β=0.157,P<0.01)。其中，總間接效應(yīng)及3條中介路徑的間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)以及95%的百分位數(shù)Bootstrap的置信區(qū)間見表2。
表2 Bootstrap 中介效應(yīng)分析Tab.2 Results of Bootstrap mediating effect analysis
由表2可知：總間接效應(yīng)95%置信區(qū)間為(0.135,0.375)，不包含0，表明總間接效應(yīng)顯著，其效應(yīng)值為0.23；兒童期心理虐待→表達(dá)抑制→手機(jī)依賴的間接效應(yīng)置信區(qū)間為(0.059,0.204)，不包含0，說明表達(dá)抑制的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)顯著；兒童期心理虐待→孤獨(dú)感→手機(jī)依賴的間接效應(yīng)置信區(qū)間為(0.034,0.188)，不包含0，說明孤獨(dú)感的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)顯著；兒童期心理虐待→表達(dá)抑制→孤獨(dú)感→手機(jī)依賴的間接效應(yīng)置信區(qū)間為(0.008,0.046)，不包含0，說明表達(dá)抑制與孤獨(dú)感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。中介效應(yīng)模型見圖1。
圖1 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨DFig.1 Diagram of chain Mediating model
3 討論
研究發(fā)現(xiàn)，兒童期心理虐待對(duì)青少年手機(jī)依賴具有直接影響，并且可以通過表達(dá)抑制策略的簡(jiǎn)單中介作用、孤獨(dú)感的簡(jiǎn)單中介作用以及表達(dá)抑制策略與孤獨(dú)感的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)青少年手機(jī)依賴產(chǎn)生間接影響，研究結(jié)果支持了本研究的中介假設(shè)模型。
3.1 兒童期心理虐待對(duì)初中生手機(jī)依賴的總效應(yīng)
本研究表明，兒童期心理虐待對(duì)初中生手機(jī)依賴有顯著的總效應(yīng)，這與Cristina等的研究結(jié)果相一致[26]。該結(jié)果表明遭受過兒童期心理虐待的個(gè)體確實(shí)更容易產(chǎn)生手機(jī)依賴行為，這可能是因?yàn)閮和谛睦砼按龝?huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生多種消極影響[27]，其中就包括會(huì)減弱個(gè)體的社會(huì)交往行為與傾向，由此導(dǎo)致個(gè)體對(duì)于其他外部刺激(如手機(jī)、網(wǎng)絡(luò)游戲)感覺尋求更為強(qiáng)烈，進(jìn)而致使個(gè)體手機(jī)依賴傾向增加。
3.2 表達(dá)抑制策略在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴之間的中介作用
本研究表明，兒童期心理虐待通過表達(dá)抑制策略使用對(duì)初中生手機(jī)依賴產(chǎn)生預(yù)測(cè)作用，具體表現(xiàn)為兒童期心理虐待顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體表達(dá)抑制策略使用，同時(shí)表達(dá)抑制策略顯著正向預(yù)測(cè)初中生手機(jī)依賴。范于瀅[11]在中學(xué)生被試群體中發(fā)現(xiàn)兒童期心理虐待能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體情緒調(diào)節(jié)策略使用；于騰旭等[28]針對(duì)8～12歲兒童的研究中，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評(píng)能夠成為兒童期心理虐待與攻擊行為中的中介變量。而在本研究中，認(rèn)知重評(píng)策略與兒童期心理虐待、手機(jī)依賴、孤獨(dú)感均未發(fā)現(xiàn)顯著相關(guān)。究其原因：可能是于騰旭等對(duì)兒童進(jìn)行了一個(gè)關(guān)于認(rèn)知重評(píng)策略使用的指導(dǎo)，而本研究并未進(jìn)行指導(dǎo)，未經(jīng)指導(dǎo)訓(xùn)練的兒童青少年很難自主使用認(rèn)知重評(píng)策略而偏向于使用表達(dá)抑制策略；也可能是因?yàn)?個(gè)研究采用變量的不同而導(dǎo)致的相關(guān)關(guān)系與中介路徑的不同。
3.3 孤獨(dú)感在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴之間的中介作用
本研究表明，兒童期心理虐待可通過孤獨(dú)感對(duì)初中生手機(jī)依賴產(chǎn)生預(yù)測(cè)作用，具體表現(xiàn)為兒童期心理虐待顯著正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感，同時(shí)孤獨(dú)感顯著正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴。Brandon根據(jù)絕望理論解釋了兒童期心理虐待對(duì)自殺行為的影響，其中就提到了兒童期心理虐待會(huì)增加個(gè)體孤獨(dú)感致使個(gè)體更易出現(xiàn)極端負(fù)性行為[29]。根據(jù)Maslow的需求層次理論，個(gè)體由于現(xiàn)實(shí)中的社會(huì)交往匱乏而產(chǎn)生孤獨(dú)感后，尊重與社會(huì)交往的需求無(wú)法在現(xiàn)實(shí)世界中得到滿足就會(huì)轉(zhuǎn)向網(wǎng)絡(luò)世界去尋求社交與尊重，容易產(chǎn)生手機(jī)依賴與網(wǎng)絡(luò)成癮。張亞利等[30]針對(duì)孤獨(dú)感與手機(jī)依賴的元分析中發(fā)現(xiàn)，孤獨(dú)感與手機(jī)成癮存在中等程度的正相關(guān)。本研究結(jié)果與上述研究結(jié)果一致，支持了補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論[23]。
3.4 表達(dá)抑制與孤獨(dú)感在兒童期心理虐待與初中生手機(jī)依賴之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
本研究表明，兒童期心理虐待可通過表達(dá)抑制和孤獨(dú)感的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)初中生手機(jī)依賴產(chǎn)生影響，表現(xiàn)為兒童期心理虐待顯著正向預(yù)測(cè)表達(dá)抑制策略使用，表達(dá)抑制策略使用顯著正向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感，孤獨(dú)感顯著正向預(yù)測(cè)初中生手機(jī)依賴。這可能是因?yàn)閭€(gè)體遭受兒童期心理虐待后會(huì)產(chǎn)生一系列負(fù)面影響，導(dǎo)致個(gè)體傾向于使用回避的姿態(tài)保護(hù)自身，不愿積極主動(dòng)與人交流，社會(huì)交往能力降低，進(jìn)而對(duì)生活中的各種情緒傾向于使用表達(dá)抑制策略，增加個(gè)體孤獨(dú)感并導(dǎo)致個(gè)體手機(jī)依賴的增加。本研究結(jié)果拓展了兒童期心理虐待與手機(jī)依賴之間的中介路徑，支持了自我調(diào)節(jié)缺陷模型與補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論[23,27]，可為初中生手機(jī)依賴的科學(xué)預(yù)防與有效干預(yù)提供參考。
4 建議與啟示
4.1 建議
1)重視兒童期心理虐待對(duì)初中生手機(jī)依賴的影響作用。遭受兒童期心理虐待的個(gè)體會(huì)更可能產(chǎn)生諸如手機(jī)依賴等問題。為此，建議在初中生心理健康管理中篩選出有兒童期心理虐待經(jīng)歷的個(gè)體，建立動(dòng)態(tài)的監(jiān)管機(jī)制，在他們的生活與學(xué)習(xí)上提供更多的幫助，以減少他們產(chǎn)生手機(jī)依賴等問題的可能性。
2)重視孤獨(dú)感對(duì)初中生手機(jī)依賴的影響作用。孤獨(dú)感主要是由于社會(huì)交往出現(xiàn)問題而產(chǎn)生，并會(huì)影響個(gè)體的行為表現(xiàn)導(dǎo)致更多負(fù)面行為產(chǎn)生。為此，建議在初中階段的學(xué)習(xí)與生活中，給初中生多創(chuàng)造一些參與社會(huì)交往的機(jī)會(huì)，以促進(jìn)初中生能合理排解自身的情緒情感，進(jìn)而積極地參與學(xué)習(xí)、生活。
3)幫助初中生習(xí)得正確的情緒調(diào)節(jié)策略。在初中生的心理健康課堂中，建議開設(shè)一些情緒情感及其調(diào)節(jié)策略的相關(guān)內(nèi)容，安排一些課堂教學(xué)與模擬訓(xùn)練以培養(yǎng)初中生正確使用情緒調(diào)節(jié)策略的能力，讓初中生能夠有效地面對(duì)學(xué)習(xí)與生活中的情緒刺激。
4.2 啟示
本研究是橫斷研究，對(duì)于解釋變量之間的因果關(guān)系稍有欠佳，未來(lái)可通過縱向研究更好的確定兒童期心理虐待與手機(jī)依賴及孤獨(dú)感、情緒調(diào)節(jié)策略之間的因果關(guān)系。針對(duì)情緒調(diào)節(jié)策略對(duì)其他變量的影響，未來(lái)還可通過針對(duì)情緒調(diào)節(jié)策略的干預(yù)來(lái)進(jìn)行研究。
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