無聊傾向對青少年網絡成癮的影響：一個有調節的中介模型 *

張一林 周姿言 劉雨佳 辛素飛

(魯東大學教育科學學院，煙臺 264011)

1 引言

隨著互聯網的蓬勃發展，我國未成年人的互聯網使用已經相當普及。截至2020年底，我國未成年網民達到1.83億人，互聯網普及率為94.9%（中國互聯網絡信息中心, 2021）。伴隨著青少年網絡使用的高度普及，網絡成癮低齡化問題也日趨嚴峻。網絡成癮可能會危害青少年的身心健康，導致學習成績下降、社會功能受損等嚴重后果（雷靂, 2012; 李董平 等, 2016; Young, 1998）。因此，青少年網絡成癮得到了眾多研究者的關注。大量研究從個體心理和家庭、同伴環境等多個角度對網絡成癮的形成機制進行了綜合探討，其中I-PACE模型（the interaction of person-affectcognition-execution model）整合了大量已有實證研究和理論模型基礎，該模型認為網絡成癮是誘發變量、調節變量、中介變量之間相互作用的結果（Brand et al., 2016）。相較于已有的各種理論，IPACE模型更為全面地包含了網絡成癮形成的各種因素。然而，目前鮮有將I-PACE模型用于青少年網絡成癮形成機制的實證研究。此外，I-PACE模型缺乏對各種因素之間交互作用模式的探討，與已有的各種理論較為脫節。因此，本研究將在IPACE模型的框架下，考察多種因素對青少年網絡成癮的影響及作用機制。同時，將I-PACE模型與其他理論模型相結合，進一步探討青少年網絡成癮的綜合過程，并為干預調節青少年群體網絡成癮提供決策依據。

1.1 無聊傾向與網絡成癮的關系

網絡成癮行為受到生理、心理、社會多種因素的影響，其中包括人格在內的心理因素是成癮行為重要的易感和維持因素（徐四華, 2012）。無聊傾向（boredom proneness）是手機成癮的預測因素之一（童媛添 等, 2019; Wang et al., 2020）。而手機成癮和網絡成癮同屬于行為成癮范疇，概念內涵上存在部分重疊，且現有相關理論在討論成癮機制時并不對二者進行嚴格區分（劉勤學 等,2017）。無聊傾向是相對持久的人格特征中無聊情緒反應和行為上的穩定的個體差異，是一種消極的人格特質（黃時華 等, 2011; 俞國良, 張亞利,2021）。無聊傾向對個體的影響主要集中在對環境刺激的感知能力和程度上（周浩 等, 2012）。高無聊傾向者對內外部刺激的感知較為貧乏，經常感到無聊（黃時華 等, 2011）。而根據感覺尋求理論和喚醒理論（Mercer-Lynn et al., 2014; Zuckerman et al.,1978），個體健康生存必須與各種刺激適量接觸以達到最佳喚醒水平。較高的無聊傾向會使個體感覺到的刺激貧乏，喚醒水平降低，從而產生動機尋求有意義的刺激，以提高喚醒水平。網絡行為新穎刺激的體驗，可能滿足個體尋求有意義刺激、提高喚醒水平的需要（王潔 等, 2013）。因此，本研究推測無聊傾向能正向預測青少年的網絡成癮。

1.2 學習倦怠的中介作用

無聊傾向與網絡成癮的關系并非單純的線性關系，而是可能通過其他變量間接影響成癮行為。根據Davis（2001）的認知–行為理論，網絡成癮的形成除需生理因素或易患素質作為必要條件之外，還需要非適應性認知的形成作為充分條件。而根據I-PACE模型，除認知改變外，情感反應也是生理因素與網絡成癮中間過程的一個重要環節（Brand et al., 2016）。如前所述，無聊傾向可能會影響青少年的情緒調節過程。根據無聊傾向的注意理論（Harris, 2000），高無聊傾向的個體可能無法維持和調節注意力，導致認知功能的損害（Eastwood et al., 2012）。這表明無聊傾向能對青少年的認知和情感產生影響。而學習倦怠這一同時包含情感（情緒耗竭）和認知（學習低效能感）成分的變量符合I-PACE模型中“認知和情感反應”作為中介變量的特征（胡俏, 戴春林,2007）。已有研究表明無聊傾向可能引發青少年的學習倦怠（俞國良, 張亞利, 2021）。此外，高學習倦怠的青少年也更容易形成網絡成癮（李鳳娟 等,2017）。而根據網絡成癮的ACE模型（Young,1998），網絡特有的匿名性、逃避現實性能給面臨學業壓力的青少年逃避現實、宣泄情緒的途徑。綜上，本研究認為學習倦怠在青少年無聊傾向與網絡成癮之間起中介作用。

1.3 積極應對方式的調節作用

除心理因素與認知和情感反應的直接或間接作用外，個體執行功能因素可能會在其他因素間起調節作用，從而促進或抑制網絡成癮的形成（Brand et al., 2016）。無聊傾向引發的無意義感、注意力渙散、情感失調等能給個體帶來更大的壓力（Lee & Zelman, 2019）。而壓力–應對模型（stress-coping model）認為個體的應對方式對其面臨壓力時產生的反應有重要影響（Wills et al.,2001）。應對方式（coping style）是指個體面臨壓力時為減輕其負面影響而做出的認知與行為的努力過程（黃希庭 等, 2000）。根據I-PACE模型的觀點，作為執行功能因素的應對方式通常在人格特質（即無聊傾向）與情感和認知成分（即學習倦怠）之間起作用（Brand et al., 2016）。而相關研究同樣發現，相比于傾向采取消極應對方式的青少年，傾向采取積極應對方式的青少年的學習倦怠水平更低（程思傲, 孫亞菲, 2012）。在檢驗無聊傾向和學習倦怠兩個消極因素對網絡成癮的直接和間接作用的同時，本研究選取積極應對方式而非消極應對方式作為調節變量有助于體現青少年的主觀能動性，并為網絡成癮干預提供主動性的對策建議。因此本研究推測積極應對方式在無聊傾向與學習倦怠之間起調節作用，具體來說，積極應對方式能減弱無聊傾向對學習倦怠的負面影響。

綜上，本研究將依據網絡成癮的I-PACE模型，選取無聊傾向、學習倦怠、積極應對方式分別作為人格特質、情感和認知反應以及執行功能層面的變量，通過有調節的中介模型的構建（見圖1），探討青少年網絡成癮的形成機制與影響因素，驗證I-PACE模型的合理性與適用性，并嘗試將I-PACE模型與現有的網絡成癮相關理論模型進行整合，增強其共同解釋力，在拓展理論基礎的同時，為干預調節青少年群體網絡成癮提供決策依據。

圖1 有調節的中介模型圖

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，于2021年5月到6月對山東省4所中學及云南省1所中學的在校學生隨機發放1573份問卷，回收有效問卷1553份（有效率98.73%）。其中男生712人，女生835人，性別信息缺失6人；初中生725人（46.70%），高中生828人（53.30%）；被試年齡范圍為11～17歲，平均年齡為14.67歲（SD=1.59歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 簡版無聊傾向量表

采用Vodanovich等（2005）編制、李曉敏等（2016）修訂的簡版無聊傾向量表，共12個項目，采用7級計分（1=“完全不同意”，7=“完全同意”），得分越高代表無聊傾向越高。該量表在青少年群體中的信效度較高（田志鵬 等,2014）。本研究中該量表的內部一致性系數為0.72。量表的效度指標擬合良好（χ2/df=3.15, CFI=0.98,IFI=0.98, GFI=0.99, TLI=0.96, RMSEA=0.04）。

2.2.2 學習倦怠量表

采用胡俏和戴春林（2007）編制的中學生學習倦怠量表，共21個項目，采用5級計分（1=“完全不符合”，5=“完全符合”），得分越高代表學習倦怠程度越嚴重。該量表廣泛用于青少年群體學習倦怠的測量（胡俏, 戴春林,2007）。本研究中該量表的內部一致性系數為0.91。量表的效度指標擬合良好（χ2/df=2.02, CFI=0.99,IFI=0.99, GFI=0.98, TLI=0.98, RMSEA=0.03）。

2.2.3 網絡成癮量表

采用Young（1998）編制、況小雪等（2011）修訂的網絡成癮量表，共8個項目，采用5級計分（1=“完全不符合”，5=“完全符合”），得分越高代表網絡成癮水平越高。在以往青少年網絡成癮的研究中表現出較高的信效度（梅松麗 等,2015）。本研究中該量表的內部一致性系數為0.85。量表的效度指標擬合良好（χ2/df=1.79, CFI=0.99,IFI=0.99, GFI=0.99, TLI=0.99, RMSEA=0.02）。

2.2.4 簡易應對方式問卷

采用解亞寧（1998）編制的簡易應對方式問卷中的積極應對方式分量表，共12個項目，采用4級計分（1=“不采取”，4=“經常采取”），得分越高代表應對方式越積極。該量表的信效度在青少年群體應對方式的測量中得到了驗證（方菁等, 2018）。本研究中該量表的內部一致性系數為0.85。量表的效度指標擬合良好（χ2/df=2.87,CFI=0.99, IFI=0.99, GFI=0.99, TLI=0.98,RMSEA=0.04）。

2.3 數據處理

采用SPSS26.0對數據進行共同方法偏差檢驗、各變量描述性統計分析和相關分析等，并使用SPSS宏程序PROCESS插件來檢驗學習倦怠在無聊傾向與網絡成癮之間的中介效應和積極應對方式的調節效應。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法對被試自我報告可能產生的共同方法偏差進行檢驗（周浩, 龍立榮,2004）。結果表明，在析出的眾多因子中有11個特征值大于1的公因子，最大因子的方差解釋率為24.13%（小于40%）。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 各變量之間的關系

如表1所示，無聊傾向、學習倦怠與網絡成癮兩兩顯著正相關；積極應對方式與無聊傾向、學習倦怠和網絡成癮均呈顯著負相關。

表1 各變量的描述統計與相關分析結果（n=1553）

3.3 有調節的中介效應檢驗

首先，采用PROCESS中的Model 4檢驗學習倦怠在無聊傾向與網絡成癮之間的中介作用。無聊傾向可以顯著正向預測網絡成癮（β=0.45,t=21.90,p＜0.001），即總效應顯著。隨后納入學習倦怠為中介變量，結果顯示，無聊傾向對網絡成癮的直接效應依然顯著（β=0.16,t=6.64,p＜0.001），95%的置信區間為[0.11, 0.20]。此外，無聊傾向顯著正向預測學習倦怠（β=0.55,t=31.48,p＜0.001），學習倦怠顯著正向預測網絡成癮（β=0.53,t=20.10,p＜0.001）。因此，學習倦怠在無聊傾向對青少年網絡成癮的影響中起部分中介作用（中介效應值為0.29）。

然后，采用PROCESS中的Model 7對積極應對方式的調節作用進行檢驗。結果如表2所示，無聊傾向正向預測網絡成癮，且無聊傾向和積極應對方式的交互項顯著（β=-0.04,t=-2.34,p＜0.05），表明積極應對方式調節無聊傾向對學習倦怠的影響路徑，即存在有調節的中介效應。為了進一步探究積極應對方式與無聊傾向之間交互作用的本質，將積極應對方式高低分組進行簡單斜率檢驗分析（見圖2）發現，對低積極應對方式的青少年而言，無聊傾向對學習倦怠的影響較大（Bsimple=0.52,t=20.25,p＜0.001）；對于高積極應對方式的青少年，無聊傾向對學習倦怠的影響較小（Bsimple=0.44,t=17.74,p＜0.001）。由此可見，積極應對方式可以弱化無聊傾向對學習倦怠的負面影響。

表2 有調節的中介效應檢驗（n=1553）

圖2 積極應對方式在無聊傾向和學習倦怠間的調節作用

4 討論

本研究在I-PACE模型的基礎上，構建了一個有調節的中介模型，結果發現，無聊傾向能顯著正向預測青少年的網絡成癮，學習倦怠在無聊傾向與網絡成癮之間起中介作用，積極應對方式在無聊傾向與學習倦怠之間起調節作用。

4.1 無聊傾向對網絡成癮的影響

本研究發現，無聊傾向是青少年網絡成癮的重要預測因素之一。高無聊傾向的個體通常處于低喚醒狀態，需要尋求新奇刺激達到最佳喚醒水平（俞國良, 張亞利, 2021; Zuckerman et al., 1978）。網絡恰好能夠為青少年提供大量的刺激。同時，高無聊傾向者的情緒判斷能力較差，更容易受到消極情緒的影響（王琦 等, 2014）。而負性情緒加工模型認為，逃避負性情緒是成癮的動機之一（Baker et al., 2004）。此外，無聊傾向高的個體生活滿意度更低，對現實的不滿使其更向往虛擬的網絡世界（王琦 等, 2014）。當青少年被網絡吸引后，無聊傾向增加了青少年的自我損耗，減弱了其對后續行為的自我抑制和應對執行能力，使其難以自我控制網絡行為（俞國良, 張亞利, 2021）。根據有限自制力理論，缺乏自我控制資源會誘發包括成癮在內的各種適應問題（Muraven &Baumeister, 2000）。綜上所述，高無聊傾向的青少年尋求刺激、調節情緒、逃避現實的需要能在網絡中得到滿足，而其自我控制能力較差，容易陷入網絡中無法自拔，進而導致了網絡成癮的形成。

4.2 學習倦怠在無聊傾向與網絡成癮間的中介作用

本研究發現，學習倦怠在青少年無聊傾向與網絡成癮之間起到中介作用。從外顯特征來看，高學習倦怠的青少年體現出情緒耗竭（情感）、學習低效能感（認知）、生理耗竭（身體）、師生疏離（人際）的特征（胡俏, 戴春林, 2007）。而無聊同樣具有獨特的情感、認知、生理、表達和動機特征（Nett et al., 2010）。具體來說，無聊傾向水平較高的個體自我損耗水平高，認知功能下降，導致認知失敗頻現（張亞利 等, 2020）。因此高無聊傾向的青少年更容易產生學業不良，進而降低效能感。同樣，無聊傾向使個體對環境刺激有較強的渴求，當他們無法獲得足夠刺激時，就容易產生消極情感反應（Sommers & Vodanovich,2000）。而從內部機制出發，學習倦怠引發網絡成癮的本質可能是需求的不滿足。自我決定理論指出青少年成長需要滿足的三種心理需求：自主需求、能力需求和歸屬需求（Deci & Ryan, 2000）。高無聊傾向的青少年可能難以自主調整學習狀態，存在注意力渙散和記憶障礙，且人際關系存在問題。因此無聊傾向可能妨礙了青少年基本需要的滿足。根據網絡成癮的失補償假說和使用–滿足理論，心理需求未能得到滿足的青少年可能通過網絡進行病理性補償（高文斌, 陳祉妍, 2006;Morris & Ogan, 1996）。因此學習倦怠的青少年可能會轉向互聯網，通過網絡對缺失的需要進行病理性補償，并形成網絡成癮。

4.3 積極應對方式在無聊傾向和學習倦怠之間的調節作用

在網絡成癮形成過程中，個體執行功能調節著各種因素之間相互作用的強度與模式，本研究發現積極應對方式能削弱無聊傾向對學習倦怠的負面影響。無聊傾向使個體產生的消極情緒體驗屬于壓力源（周浩 等, 2012）。而壓力的應激理論說明壓力源作用于個體后產生的壓力主要取決于應對方式，積極應對方式能支持情緒與認知的穩定（陳秋燕, 2016）。因此高無聊傾向的個體若傾向于采取積極應對方式應對無聊感帶來的壓力，則其情感和認知反應（即學習倦怠）水平會更低。以往研究發現，傾向于采取積極應對方式的青少年可能重新評估無聊的原因并采取相關行為與周圍環境進行良性有效的互動，因此更容易擺脫無聊（Tze et al., 2013）。這也使其重新激發學習動機，降低學習倦怠。此外，無聊傾向作為網絡成癮的風險因子，作用強度能被作為保護因子的積極應對方式削弱，且積極應對方式的作用產生于無聊傾向引發網絡成癮的內在機制過程（即中介路徑的前半段）。這表明在網絡成癮的形成過程中積極因素能以保護因子的形式在風險因子存在的早期發揮作用。

4.4 研究啟示及局限

本研究驗證了網絡成癮的I-PACE模型在青少年中的適用性。I-PACE模型將網絡成癮形成過程中各種類型的因素進行了整合，但本身并未對各種因素之間的作用模式進行過多探討，且未能兼容現有的各種理論。因此，本研究從網絡成癮的形成過程出發，在I-PACE框架下構建出青少年網絡成癮的形成過程模型（圖3）。根據該模型，不同的理論在青少年網絡成癮形成過程中的某一部分分別起解釋作用。

圖3 基于I-PACE框架的網絡成癮形成過程模型

基于上述理論探討與本研究構建的模型，提出以下針對青少年網絡成癮的干預建議：首先，為青少年創設豐富多彩的學校和家庭環境滿足其心理需求，避免無聊傾向的形成。其次，在推進“雙減”政策的過程中，應重視提升教學質量，打造全面培養德智體美勞的課程內容，避免學習倦怠的出現（馬開劍 等, 2021），適時開展網絡成癮和學習倦怠的結合干預。最后，開展培養積極應對方式主題的相關課程活動，發揮青少年的主觀能動性和積極應對方式的保護作用。

本研究仍存在一些不足之處。首先，本研究雖然整合了與青少年網絡成癮相關的模型，但只涉及個體相關的心理變量，并未探討環境因素的作用。未來研究可將環境變量納入模型。其次，某些變量并不能嚴格納入本模型中的某一特定部分，其可能同時具有多個部分的屬性或起多種作用。后續應當綜合考慮各個變量產生影響的多種途徑和作用方式。最后，本研究并未對其他額外變量（網齡、每周上網時間等）進行控制，也未檢驗積極應對方式調節其他路徑的作用。未來研究可以采用多維度測量工具并控制其他額外變量，確保結果準確有效，在構建模型時探討調節變量的其他作用路徑。

5 結論

（1）作為人格特質之一的無聊傾向是青少年網絡成癮的重要預測因素。（2）作為一種包含情感和認知成分的復雜變量，學習倦怠在青少年無聊傾向與網絡成癮之間起到中介作用。（3）無聊傾向與學習倦怠之間的關系受到積極應對方式的調節，即積極應對方式能削弱無聊傾向對學習倦怠的負面影響。