兒童期心理虐待對初中生手機依賴的影響：表達抑制與孤獨感的鏈式中介

涂威宇,蔡艷菊,羅莉莉,傅麗萍

(貴州師范大學 心理學院,貴州 貴陽 550025)

0 引言

手機依賴(Mobile phone dependence)是指個體過度和強迫性地使用手機從而對其心理、行為和社會功能造成負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]，其對個體的自我發展、社會適應極為不利，會引發抑郁、焦慮，影響睡眠質量、認知能力下降和人際關系不協調等問題[3-4]。有研究發現，手機依賴相對于傳統的網絡成癮更具有廣泛性和隱蔽性，對個體的身心健康危害更大[5-6]。因此，考察青少年手機依賴的產生機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)是指監護人對兒童采取的長期、具有損害性的不當行為，分為心理虐待與心理忽視2個維度。心理虐待指兒童撫養者做出的長期不恰當且損害兒童認知功能的行為；心理忽視指兒童撫養者長期忽視且不滿足兒童的基本需要并對兒童產生重大危害的行為[7]。根據自我調節缺陷模型(Deficient selfregulation model)，手機依賴作為一種外化負性行為，可能會受到個體早期遭受的負性經歷影響，即個體早期負性經歷會減弱個體自我調控相關負性情緒與負性行為的能力，從而導致手機依賴等外化負性行為增加[8]。也就是說，有過兒童期心理虐待的負性經歷的個體更易產生孤獨感等內化情緒問題，也更易產生攻擊行為、手機依賴等外化問題。郝晨蕊[9]的研究發現，兒童期心理虐待能夠顯著正向預測個體手機依賴水平，遭受兒童期心理虐待個體會更容易產生手機依賴；程浩等[10]研究發現，兒童期心理虐待能夠顯著正向預測個體孤獨感水平，即遭受兒童期心理虐待個體孤獨感水平更高?？梢?，兒童期心理虐待確實會導致個體負性情緒體驗與負性外化行為增加。同時，兒童期心理虐待會影響個體的情緒調節策略使用，表現為遭受兒童期心理虐待的個體更傾向于使用表達抑制策略進行情緒調節[11]。據此，提出假設1：兒童期心理虐待會影響個體孤獨感水平、手機依賴水平及表達抑制策略。

情緒調節策略(Emotion regulation strategies)是指管理自身或他人面對情緒刺激時的情緒體驗及反應的策略，其使用會影響個體孤獨感與手機依賴。目前，廣受研究者關注的是Gross學者分出的認知重評策略(Cognitive reappraisal)和表達抑制策略(Expressive suppression)[12]。認知重評策略是指通過改變對潛在的情緒誘發情境的解釋來進行情緒調節的策略，表達抑制策略是指通過阻止正在發生的情緒表達行為來進行情緒調節的策略。彭小凡等研究發現，兒童使用情緒調節策略的能力越高，同伴關系就越好且孤獨感就越低[13]；李媛等研究發現，在大一新生群體中，表達抑制策略的使用能顯著正向預測個體手機依賴，而認知重評策略的使用不能顯著預測手機依賴[14]。根據補償性網絡使用理論(Compensatory internet use theory)[15]，個體在現實生活中使用表達抑制策略壓抑自己情緒表達來進行情緒調節，會致使個體為了從別的途徑獲得情緒表達或社會交往從而過度使用手機導致手機依賴的產生。據此，提出假設2：表達抑制策略能顯著預測個體孤獨感水平和手機依賴水平。

以往研究顯示，孤獨感也是手機依賴產生的一個重要影響因素，孤獨感與手機依賴關系十分密切，能有效預測個體手機依賴[16-17]。孤獨感(Loneliness)是指由于社會交往能力缺失或社會交往嚴重匱乏產生的一種負性情緒體驗，個體在社交過程中若很難體驗到愉悅感或參與度就會逐漸產生孤獨感[18]，其不僅會影響個體的自我控制等認知功能[19]，也會影響個體手機依賴、攻擊行為等外化問題[20]。除此外，根據Maslow需求層次理論，個體具有交往和尊重的基本需求，當個體因為某種原因產生孤獨感，交往與尊重的基本需求難以在現實社交中得到滿足時，這種現實情境便會促使個體將交往與尊重的需求轉向匿名性、多樣性更強的網絡媒介來間接獲得滿足，這樣不僅會增加個體使用手機或電腦的時間，同時也會加速個體手機依賴、網絡成癮等不良行為的產生。據此，提出假設3：孤獨感能顯著預測個體手機依賴水平。

綜上，兒童期心理虐待會影響個體表達抑制策略、孤獨感及手機依賴，表達抑制策略能顯著預測個體孤獨感與手機依賴，孤獨感會影響個體手機依賴。由此進一步假設：表達抑制、孤獨感在兒童期心理虐待與初中生手機依賴關系中起鏈式中介作用。

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924名青少年作為被試。由于部分答卷缺項太多或作答不認真，故剔除無效問卷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 手機依賴量表

采用王小輝編制的“初中生手機依賴量表”[21]，量表共16個條目，包括戒斷性、突顯性及強迫性3個維度，采用Likert 5點評分，從“極不符合”到“完全符合”分別計1～5分，總分越高，說明個體手機依賴程度越高。在本研究中該量表的內部一致性系數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個條目，包括恐嚇、忽視、貶損、干涉及縱容共5個維度，采用Likert 5點評分，從“無”到“總是”分別計0～4分，分數越高表明受心理虐待程度越高。在本研究中該量表的內部一致性系數α為0.781，在初中生群體中具有良好的效度。

1.2.3 孤獨感量表

采用王登峰修訂的UCLA孤獨感量表[23]，量表共20個條目，其中9個條目為反向計分條目。采用Likert 4點評分，從“從不”到“一直”分別計1～4分，總分越高孤獨感水平越高。在本研究中該量表的內部一致性系數α為0.783，在初中生群體中具有良好的效度。

1.2.4 情緒調節量表

采用Gross等編制，趙鑫等修訂的“情緒調節量表”，情緒調節量表中文版在中學生中具有較好的信、效度[24]。量表共10個條目，包括認知重評及表達抑制2個維度，其中認知重評共6個條目，表達抑制共4個條目，采用Likert 7點評分，在本研究中該量表的內部一致性系數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

采用 Harman 單因子進行共同方法偏差檢驗[25]，對原始量表的全部項目進行探索性因素分析。結果顯示，共有12個特征根大于1的因子，并且第一個公因子的方差解釋變異量為16.89%，遠低于臨界值40%。所以基本可以排除共同方法偏差對本研究的影響。

1.4 數據處理

使用SPSS 24.0對樣本數據進行描述性統計及相關分析；采用Hayes插件PROCESS程序進行中介效應分析，借助偏差矯正的非參數百分位Bootstrap方法，通過抽取5 000個Bootstrap樣本，獲取參數估計的穩健標準誤和Bootstrap置信區間。

2 結果與分析

2.1 各變量間的相關分析

為探討兒童期心理虐待、表達抑制策略、孤獨感與青少年手機依賴的特點，分別用兒童期心理虐待、表達抑制策略、孤獨感與青少年手機依賴均分，然后利用描述統計求得均值與標準差。同時，為探討兒童期心理虐待、表達抑制策略、孤獨感與青少年手機依賴之間的相關性，對其進行相關分析，結果見表1。

表1 各變量的描述性統計分析(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抑制、孤獨感、手機依賴均呈顯著正相關；孤獨感與手機依賴均與表達抑制呈顯著正相關；孤獨感與手機依賴顯著正相關。變量間的關系支持后續假設的檢驗。另外，認知重評策略與兒童期心理虐待、手機依賴、孤獨感均不相關，故未納入表1。

2.2 中介效應檢驗

基于兒童期心理虐待、表達抑制、孤獨感、手機依賴之間均存在顯著正相關，滿足了中介效應檢驗的前提。為了進一步探討4者之間的關系，以兒童期心理虐待為自變量、表達抑制與孤獨感為中介變量、手機依賴為因變量，使用SPSS的宏文件Process，選擇模型6，通過自抽樣程序(Bootstrap)驗證假設的中介作用。自抽樣次數設為5 000，采用偏差矯正的置信區間。結果發現(表2)：兒童期心理虐待正向預測手機依賴(β=0.280,P<0.001)，正向預測表達抑制(β=0.105,P<0.01)，正向預測孤獨感(β=0.166,P<0.01)；表達抑制正向預測孤獨感(β=0.368,P<0.001)，正向預測手機依賴(β=0.311,P<0.001)；孤獨感正向預測手機依賴(β=0.157,P<0.01)。其中，總間接效應及3條中介路徑的間接效應的點估計以及95%的百分位數Bootstrap的置信區間見表2。

表2 Bootstrap 中介效應分析Tab.2 Results of Bootstrap mediating effect analysis

由表2可知：總間接效應95%置信區間為(0.135,0.375)，不包含0，表明總間接效應顯著，其效應值為0.23；兒童期心理虐待→表達抑制→手機依賴的間接效應置信區間為(0.059,0.204)，不包含0，說明表達抑制的簡單中介效應顯著；兒童期心理虐待→孤獨感→手機依賴的間接效應置信區間為(0.034,0.188)，不包含0，說明孤獨感的簡單中介效應顯著；兒童期心理虐待→表達抑制→孤獨感→手機依賴的間接效應置信區間為(0.008,0.046)，不包含0，說明表達抑制與孤獨感的鏈式中介效應顯著。中介效應模型見圖1。

圖1 鏈式中介模型圖Fig.1 Diagram of chain Mediating model

3 討論

研究發現，兒童期心理虐待對青少年手機依賴具有直接影響，并且可以通過表達抑制策略的簡單中介作用、孤獨感的簡單中介作用以及表達抑制策略與孤獨感的鏈式中介作用對青少年手機依賴產生間接影響，研究結果支持了本研究的中介假設模型。

3.1 兒童期心理虐待對初中生手機依賴的總效應

本研究表明，兒童期心理虐待對初中生手機依賴有顯著的總效應，這與Cristina等的研究結果相一致[26]。該結果表明遭受過兒童期心理虐待的個體確實更容易產生手機依賴行為，這可能是因為兒童期心理虐待會對個體產生多種消極影響[27]，其中就包括會減弱個體的社會交往行為與傾向，由此導致個體對于其他外部刺激(如手機、網絡游戲)感覺尋求更為強烈，進而致使個體手機依賴傾向增加。

3.2 表達抑制策略在兒童期心理虐待與初中生手機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抑制策略使用對初中生手機依賴產生預測作用，具體表現為兒童期心理虐待顯著正向預測個體表達抑制策略使用，同時表達抑制策略顯著正向預測初中生手機依賴。范于瀅[11]在中學生被試群體中發現兒童期心理虐待能顯著預測個體情緒調節策略使用；于騰旭等[28]針對8～12歲兒童的研究中，發現認知重評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，認知重評策略與兒童期心理虐待、手機依賴、孤獨感均未發現顯著相關。究其原因：可能是于騰旭等對兒童進行了一個關于認知重評策略使用的指導，而本研究并未進行指導，未經指導訓練的兒童青少年很難自主使用認知重評策略而偏向于使用表達抑制策略；也可能是因為2個研究采用變量的不同而導致的相關關系與中介路徑的不同。

3.3 孤獨感在兒童期心理虐待與初中生手機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感對初中生手機依賴產生預測作用，具體表現為兒童期心理虐待顯著正向預測孤獨感，同時孤獨感顯著正向預測手機依賴。Brandon根據絕望理論解釋了兒童期心理虐待對自殺行為的影響，其中就提到了兒童期心理虐待會增加個體孤獨感致使個體更易出現極端負性行為[29]。根據Maslow的需求層次理論，個體由于現實中的社會交往匱乏而產生孤獨感后，尊重與社會交往的需求無法在現實世界中得到滿足就會轉向網絡世界去尋求社交與尊重，容易產生手機依賴與網絡成癮。張亞利等[30]針對孤獨感與手機依賴的元分析中發現，孤獨感與手機成癮存在中等程度的正相關。本研究結果與上述研究結果一致，支持了補償性網絡使用理論[23]。

3.4 表達抑制與孤獨感在兒童期心理虐待與初中生手機依賴之間的鏈式中介作用

本研究表明，兒童期心理虐待可通過表達抑制和孤獨感的鏈式中介作用對初中生手機依賴產生影響，表現為兒童期心理虐待顯著正向預測表達抑制策略使用，表達抑制策略使用顯著正向預測孤獨感，孤獨感顯著正向預測初中生手機依賴。這可能是因為個體遭受兒童期心理虐待后會產生一系列負面影響，導致個體傾向于使用回避的姿態保護自身，不愿積極主動與人交流，社會交往能力降低，進而對生活中的各種情緒傾向于使用表達抑制策略，增加個體孤獨感并導致個體手機依賴的增加。本研究結果拓展了兒童期心理虐待與手機依賴之間的中介路徑，支持了自我調節缺陷模型與補償性網絡使用理論[23,27]，可為初中生手機依賴的科學預防與有效干預提供參考。

4 建議與啟示

4.1 建議

1)重視兒童期心理虐待對初中生手機依賴的影響作用。遭受兒童期心理虐待的個體會更可能產生諸如手機依賴等問題。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歷的個體，建立動態的監管機制，在他們的生活與學習上提供更多的幫助，以減少他們產生手機依賴等問題的可能性。

2)重視孤獨感對初中生手機依賴的影響作用。孤獨感主要是由于社會交往出現問題而產生，并會影響個體的行為表現導致更多負面行為產生。為此，建議在初中階段的學習與生活中，給初中生多創造一些參與社會交往的機會，以促進初中生能合理排解自身的情緒情感，進而積極地參與學習、生活。

3)幫助初中生習得正確的情緒調節策略。在初中生的心理健康課堂中，建議開設一些情緒情感及其調節策略的相關內容，安排一些課堂教學與模擬訓練以培養初中生正確使用情緒調節策略的能力，讓初中生能夠有效地面對學習與生活中的情緒刺激。

4.2 啟示

本研究是橫斷研究，對于解釋變量之間的因果關系稍有欠佳，未來可通過縱向研究更好的確定兒童期心理虐待與手機依賴及孤獨感、情緒調節策略之間的因果關系。針對情緒調節策略對其他變量的影響，未來還可通過針對情緒調節策略的干預來進行研究。