陳詩(shī)韻 屈笛揚(yáng) 卜 禾 梁凱欣 張沛超 遲新麗

迷“網(wǎng)”的少年：網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)青少年的癥狀演化*

陳詩(shī)韻1,2屈笛揚(yáng)3卜 禾4梁凱欣1張沛超5遲新麗1

(1深圳大學(xué)心理學(xué)院, 深圳 518061) (2香港理工大學(xué)應(yīng)用社會(huì)科學(xué)系, 香港) (3清華大學(xué)萬(wàn)科公共衛(wèi)生與健康學(xué)院, 北京 100091) (4華東理工大學(xué)社會(huì)與公共管理學(xué)院, 上海 200237) (5武漢大學(xué)現(xiàn)代心理學(xué)研究中心, 武漢 430072)

本研究對(duì)深圳市1279名初一學(xué)生進(jìn)行連續(xù)3年追蹤測(cè)量, 采用增長(zhǎng)混合模型和網(wǎng)絡(luò)分析方法, 識(shí)別網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)青少年及其網(wǎng)癮癥狀的演化規(guī)律。增長(zhǎng)混合模型結(jié)果顯示, 根據(jù)青少年網(wǎng)癮的發(fā)展趨勢(shì)可以將青少年區(qū)分為正常組和風(fēng)險(xiǎn)組。網(wǎng)絡(luò)分析結(jié)果表明, 風(fēng)險(xiǎn)組青少年的網(wǎng)癮在不同階段呈現(xiàn)不同的核心癥狀：在初一時(shí), “強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用”、“滿足感缺失”、“情緒失控”和“戒斷反應(yīng)”的中心性均較高; 在初二時(shí), “滿足感缺失”成為了該時(shí)間點(diǎn)中心性最高的核心癥狀; 在初三時(shí), “戒斷反應(yīng)”成為了中心性最高的核心癥狀。本研究拓寬了對(duì)青少年網(wǎng)癮動(dòng)態(tài)變化性的認(rèn)識(shí), 擴(kuò)充了識(shí)別網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)青少年的方法, 為未來(lái)設(shè)計(jì)有針對(duì)性的干預(yù)方案提供實(shí)證依據(jù)。

網(wǎng)癮, 網(wǎng)絡(luò)分析, 發(fā)展軌跡, 縱向研究, 癥狀演化

1 前言

現(xiàn)代社會(huì), 互聯(lián)網(wǎng)已成為人們生活中不可或缺的一部分。其中, 青少年儼然已成為網(wǎng)絡(luò)主要用戶群體之一。據(jù)《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》(2022)顯示, 截止2022年6月, 青少年網(wǎng)民已高達(dá)13.5% (CNNIC, 2022)。盡管適當(dāng)?shù)木W(wǎng)絡(luò)使用會(huì)給青少年帶來(lái)積極影響(比如, 促進(jìn)信息傳遞和交流, 建立更豐富的社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)), 但不可否認(rèn)的是, 過(guò)度依賴互聯(lián)網(wǎng)可能會(huì)對(duì)青少年產(chǎn)生諸多負(fù)面影響, 如網(wǎng)絡(luò)成癮(以下簡(jiǎn)稱“網(wǎng)癮”; Chi et al., 2020; Pan et al., 2020)。網(wǎng)癮指的是個(gè)體在無(wú)其它成癮物質(zhì)的影響時(shí)對(duì)上網(wǎng)的過(guò)度依賴, 并因此導(dǎo)致學(xué)業(yè)、人際和社會(huì)功能等的損害(Young, 1998)。由于青少年的身心發(fā)展尚不成熟, 對(duì)網(wǎng)絡(luò)中良莠不齊的信息缺乏辨識(shí)能力(Kuss et al., 2013), 且對(duì)于網(wǎng)絡(luò)使用行為缺乏足夠的自制力(Tokunaga, 2015), 導(dǎo)致這部分群體成為了網(wǎng)癮的高風(fēng)險(xiǎn)人群。據(jù)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)信息中心報(bào)道, 中國(guó)青少年的網(wǎng)癮檢出率已高達(dá)19.5% (CNNIC, 2022), 這意味著我國(guó)將近3315萬(wàn)青少年被檢出網(wǎng)癮。大量研究表明, 網(wǎng)癮對(duì)青少年的身體健康(Güzel et al., 2018)、學(xué)業(yè)表現(xiàn)(Kuss et al., 2014)以及心理健康問(wèn)題(Singh & Barmola, 2016)有不良影響。鑒于青少年網(wǎng)癮的高檢出率和高危害性, 迫切需要拓寬和加深對(duì)青少年網(wǎng)癮的認(rèn)識(shí), 為青少年網(wǎng)癮評(píng)估和預(yù)警提供新的視角和解決思路。

青春期是個(gè)體身心都會(huì)經(jīng)歷急劇變化的階段。已有研究指出, 網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)青少年的識(shí)別和評(píng)估需要考量青少年網(wǎng)癮的動(dòng)態(tài)變化性(Bu et al., 2021)。例如, Chang等(2014)追蹤了2315名10年級(jí)的臺(tái)灣高中生, 發(fā)現(xiàn)其中有六分之一的學(xué)生, 在一年后(11年級(jí))被檢出有網(wǎng)癮, 而七分之一學(xué)生的網(wǎng)癮水平在一年后顯著降低。隨后, 在我國(guó)不同地區(qū)的青少年中開(kāi)展的研究也相繼驗(yàn)證了青少年網(wǎng)癮在不同階段的動(dòng)態(tài)變化性, 如Bu等(2021)在深圳青少年的追蹤研究中發(fā)現(xiàn), 初一表現(xiàn)出網(wǎng)癮的青少年群體中, 有59.3%的網(wǎng)癮水平會(huì)隨著時(shí)間的推移降低至臨界值以下。在初一時(shí)未出現(xiàn)網(wǎng)癮的青少年中, 10.2%在初二時(shí)發(fā)展出網(wǎng)癮。然而, 上述研究?jī)H采用兩波次追蹤數(shù)據(jù), 無(wú)法呈現(xiàn)青少年網(wǎng)癮發(fā)展的趨勢(shì)和重要拐點(diǎn)。此外, 僅通過(guò)臨界值標(biāo)準(zhǔn)區(qū)分“有”和“無(wú)”網(wǎng)癮類別, 再以不同時(shí)間點(diǎn)的青少年所屬的類別變化來(lái)定義其網(wǎng)癮的發(fā)展態(tài)勢(shì), 可能會(huì)忽略網(wǎng)癮發(fā)展存在的異質(zhì)性, 即具有相同類別變化的青少年可能表現(xiàn)出完全不同的發(fā)展軌跡。例如, 根據(jù)臨界值標(biāo)準(zhǔn), 一部分青少年在兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)均被歸于無(wú)網(wǎng)癮類別, 往往會(huì)被認(rèn)為是沒(méi)有風(fēng)險(xiǎn), 但是這部分群體可能正呈現(xiàn)向風(fēng)險(xiǎn)發(fā)展的態(tài)勢(shì)。因此, 納入網(wǎng)癮發(fā)展軌跡異質(zhì)性的考量, 可以在臨界值識(shí)別網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)組的基礎(chǔ)上, 更全面且清晰地揭示青少年網(wǎng)癮發(fā)展特點(diǎn)。

研究發(fā)現(xiàn)采用增長(zhǎng)混合模型(Growth Mixture Model, 以下簡(jiǎn)稱GMM)考察網(wǎng)癮發(fā)展軌跡, 能夠有效彌補(bǔ)上述不足(Choo et al., 2021)。已有研究證實(shí)了GMM分析方法在識(shí)別網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)群組中的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)。例如, Choo等(2021)研究者通過(guò)4次的追蹤調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn), 基于臨界值標(biāo)準(zhǔn), 在一個(gè)或以上時(shí)間點(diǎn)被定義為有網(wǎng)癮的青少年群體中, 能夠區(qū)分3個(gè)異質(zhì)性群組：網(wǎng)癮邊緣組(在第一個(gè)時(shí)間點(diǎn)時(shí)網(wǎng)癮水平達(dá)到臨界值, 隨后網(wǎng)癮水平波動(dòng)于臨界值附近)、網(wǎng)癮改善組(在第一個(gè)時(shí)間點(diǎn)時(shí)網(wǎng)癮水平遠(yuǎn)高于臨界值, 隨后網(wǎng)癮水平波動(dòng)于臨界值附近)和網(wǎng)癮波動(dòng)組(在其中兩個(gè)非連續(xù)時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮水平遠(yuǎn)高于臨界值, 而另外3個(gè)時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮水平在臨界值以下)。此外, 學(xué)者Hong等(2014)和Zhou等(2018)分別在韓國(guó)青少年和中國(guó)經(jīng)歷了創(chuàng)傷事件的青少年群體中考察網(wǎng)癮發(fā)展軌跡, 也同樣發(fā)現(xiàn)在某一個(gè)及以上時(shí)間點(diǎn)表現(xiàn)出較高網(wǎng)癮水平的青少年中具有群體差異性, 既包括網(wǎng)癮逐步上升至高水平的群組, 也包括網(wǎng)癮在高水平緩慢下降的群組。由此可見(jiàn), 相比于臨界值區(qū)分方式, 通過(guò)發(fā)展軌跡區(qū)分風(fēng)險(xiǎn)組青少年更佳。此外, 根據(jù)“失補(bǔ)償”假說(shuō), 上網(wǎng)行為是青少年在心理發(fā)展過(guò)程中受阻時(shí)的一種補(bǔ)償表現(xiàn)。在這一過(guò)程中, 青少年如果采用“建設(shè)性補(bǔ)償”的方式, 例如通過(guò)網(wǎng)絡(luò)社交平臺(tái)改善或修復(fù)同伴關(guān)系、適度通過(guò)網(wǎng)絡(luò)游戲緩解壓力來(lái)滿足發(fā)展受阻所產(chǎn)生的需求, 則意味著順利完成補(bǔ)償, 從階段性過(guò)度上網(wǎng)恢復(fù)到正常水平, 即屬于正常上網(wǎng)行為; 如果采用的是“病態(tài)性補(bǔ)償”, 例如為逃避現(xiàn)實(shí)生活中的問(wèn)題而沉迷網(wǎng)絡(luò), 或網(wǎng)絡(luò)成為個(gè)體獲得滿足和支持的唯一途徑, 則意味著失補(bǔ)償?shù)漠a(chǎn)生, 導(dǎo)致青少年發(fā)展偏差或中斷, 即形成網(wǎng)癮行為(高文斌, 陳祉妍, 2006)。該理論提示我們, 基于不同的補(bǔ)償方式, 青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡可能存在異質(zhì)性群組?；诖? 本研究首先采用GMM分析方法, 以3年三波次的縱向研究數(shù)據(jù)識(shí)別青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡的異質(zhì)性群組, 并提出以下假設(shè)：青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡存在群組異質(zhì)性, 且存在網(wǎng)絡(luò)使用行為不斷增加并最終發(fā)展成為網(wǎng)癮的風(fēng)險(xiǎn)組青少年(假設(shè)1)。

此外, 對(duì)于呈現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)發(fā)展態(tài)勢(shì)的風(fēng)險(xiǎn)組青少年, 本研究將進(jìn)一步關(guān)注該群體的網(wǎng)癮癥狀表現(xiàn)。由于網(wǎng)癮尚未被世界衛(wèi)生組織(WHO)、精神疾病診斷和統(tǒng)計(jì)手冊(cè)(DSM-IV)或國(guó)際疾病分類(ICD-11)定義為一種心理疾病, 因此目前學(xué)術(shù)界對(duì)于網(wǎng)癮及其癥狀的界定仍然存在一定的爭(zhēng)議。普遍認(rèn)為, 網(wǎng)癮是成癮行為的一種, 并通過(guò)參考其它成癮行為的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)網(wǎng)癮癥狀進(jìn)行識(shí)別。其中, Young (1998)提出的以下8個(gè)癥狀作為識(shí)別網(wǎng)癮的標(biāo)準(zhǔn)最廣為應(yīng)用, 具體包括：(1)強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用; (2)保證滿足感; (3)反復(fù)嘗試減少上網(wǎng)行為; (4)當(dāng)網(wǎng)絡(luò)使用受限時(shí), 產(chǎn)生易怒、抑郁或情緒不穩(wěn)定等情況; (5)過(guò)度時(shí)間消耗; (6)為了上網(wǎng)甚至危害工作或社會(huì)關(guān)系; (7)隱瞞上網(wǎng)行為; (8)逃避現(xiàn)實(shí)。根據(jù)這8項(xiàng)評(píng)判標(biāo)準(zhǔn), 不同學(xué)者分別發(fā)展出了7條目(Griffiths, 1998)、8條目(Suler, 2004)、10條目(Young, 1998)及20條目(Young, 1998)的網(wǎng)絡(luò)成癮量表。然而, 最初發(fā)展出來(lái)的7條目和9條目的網(wǎng)絡(luò)成癮量表并非針對(duì)網(wǎng)癮行為本身制定,而是參照DSM-IV中的賭博成癮和精神活性物質(zhì)依賴的標(biāo)準(zhǔn)制定, 所以在后續(xù)的研究中使用較少(Griffiths, 1998; Suler, 2004)。隨后, Shek等人(2008)通過(guò)比較中文版Goldberg網(wǎng)絡(luò)成癮量表和Young的10條目網(wǎng)絡(luò)成癮量表(Internet Addiction Test-10, IAT-10), 確認(rèn)了Young的10條目網(wǎng)絡(luò)成癮量表在香港青少年中表現(xiàn)出較好的信效度。10條目的網(wǎng)絡(luò)成癮量表在Young (1998)提出的8個(gè)網(wǎng)癮癥狀基礎(chǔ)上, 將“反復(fù)嘗試減少上網(wǎng)行為”癥狀細(xì)分為“戒斷癥狀”和“情緒失控癥狀”?！敖鋽喟Y狀”關(guān)注的是停止上網(wǎng)后的消極情緒反應(yīng), 而“情緒失控癥狀”關(guān)注的是嘗試控制或者減少上網(wǎng)時(shí)產(chǎn)生的消極情緒反應(yīng)。同時(shí), 有研究者認(rèn)為, 因?yàn)榫W(wǎng)癮所引發(fā)的過(guò)度金錢耗費(fèi)是突出癥狀之一(Cao & Su, 2007), 因此10條目的網(wǎng)絡(luò)成癮量表新增了一項(xiàng)關(guān)注上網(wǎng)花費(fèi)問(wèn)題的癥狀, 即將上網(wǎng)所帶來(lái)的過(guò)度金錢消耗也納入為判定網(wǎng)癮的標(biāo)準(zhǔn)之一。基于此, 在本研究中, 以Shek檢驗(yàn)的中文版10條目網(wǎng)絡(luò)成癮量表作為參考依據(jù)(Young, 1999), 將單個(gè)測(cè)量條目視為網(wǎng)癮的不同癥狀以考察其發(fā)展演化特點(diǎn)(Hirota et al., 2020)。近幾年來(lái), 病理網(wǎng)絡(luò)理論的發(fā)展為考察青少年網(wǎng)癮成因和高復(fù)發(fā)提供了新的視角。根據(jù)病理網(wǎng)絡(luò)理論, 網(wǎng)癮的癥狀網(wǎng)絡(luò)中存在著一個(gè)或幾個(gè)中心性較高的癥狀(又稱核心癥狀), 通過(guò)激活其它癥狀, 從而形成負(fù)性循環(huán), 導(dǎo)致成癮行為的持續(xù)發(fā)展(Borsboom & Cramer, 2013; Borsboom, 2017)。此外, 網(wǎng)絡(luò)全局強(qiáng)度越高, 癥狀內(nèi)部連接越緊密, 穩(wěn)定性越高, 網(wǎng)癮易感性就越強(qiáng)(Borsboom, 2017; Tio et al., 2016)。相比于以往的研究, 基于精神病理學(xué)的網(wǎng)絡(luò)分析方法可以更加直觀地展現(xiàn)不同癥狀, 以及癥狀之間的關(guān)聯(lián)在網(wǎng)癮中發(fā)揮的作用, 從而為風(fēng)險(xiǎn)組青少年的網(wǎng)癮核心癥狀的識(shí)別和干預(yù)提供實(shí)證證據(jù)。

目前, 僅有兩項(xiàng)研究采用了網(wǎng)絡(luò)分析方法考察青少年的網(wǎng)癮情況, 其研究結(jié)果一致表明不同網(wǎng)癮癥狀和癥狀之間的兩兩關(guān)聯(lián)在網(wǎng)絡(luò)中發(fā)揮獨(dú)特的作用。如, Hirota等(2020)對(duì)日本青少年網(wǎng)癮進(jìn)行癥狀網(wǎng)絡(luò)分析發(fā)現(xiàn), “因?yàn)樯暇W(wǎng)影響了學(xué)習(xí)效率”這一癥狀是網(wǎng)癮的核心癥狀, 能夠更大程度地對(duì)其他癥狀產(chǎn)生影響。此外, Liu等(2022)對(duì)處于不同青春期階段的中國(guó)青少年的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)分析發(fā)現(xiàn), 網(wǎng)癮的核心癥狀在青春期早期為“滿足感缺失”, 中期為“睡眠減少”、“無(wú)法停止上網(wǎng)”和“感到抑郁”, 后期為“感到抑郁”。然而, 由于現(xiàn)有的青少年網(wǎng)癮的網(wǎng)絡(luò)分析研究均采用橫斷面研究設(shè)計(jì), 因此對(duì)網(wǎng)癮癥狀隨著時(shí)間如何演化仍然是未知的。盡管Liu等(2022)的研究已經(jīng)關(guān)注到不同青春期階段網(wǎng)癮核心癥狀的變化, 但該研究比較的是3個(gè)獨(dú)立樣本的癥狀網(wǎng)絡(luò), 研究結(jié)果容易受到不同樣本之間個(gè)體差異的影響。因此, 有必要采用追蹤研究設(shè)計(jì)考察相同被試群體的癥狀網(wǎng)絡(luò)演化。目前, 有學(xué)者提出網(wǎng)絡(luò)比較分析和被試間網(wǎng)絡(luò)分析(如, 交叉滯后網(wǎng)絡(luò)分析)方法均適用于縱向數(shù)據(jù)(Robinaugh et al., 2020), 但兩者的關(guān)注點(diǎn)有所不同。前者強(qiáng)調(diào)的是不同時(shí)間點(diǎn)下核心癥狀和癥狀之間關(guān)聯(lián)的差異, 而后者則側(cè)重于揭示網(wǎng)絡(luò)癥狀在跨時(shí)間上的因果關(guān)系。目前學(xué)術(shù)界達(dá)成的共識(shí)在于兩種分析方法均能提供有價(jià)值的部分信息, 但關(guān)于何種方法更能體現(xiàn)精神病學(xué)癥狀之間的關(guān)系仍然存在爭(zhēng)議(Robinaugh et al., 2020)?；诒狙芯磕康? 我們采用網(wǎng)絡(luò)比較分析方法探索網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)組青少年癥狀網(wǎng)絡(luò)演化, 旨在回答以下研究問(wèn)題：網(wǎng)癮癥狀總體連接程度和兩兩癥狀之間的關(guān)聯(lián)在不同時(shí)間點(diǎn)有何不同, 以及不同時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮核心癥狀是否有所改變。

綜上所述, 本研究選取初一年級(jí)的青少年作為研究對(duì)象, 采用3年三波的縱向研究設(shè)計(jì), 結(jié)合GMM和網(wǎng)絡(luò)分析方法, 識(shí)別網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)青少年并考察其癥狀演化規(guī)律, 旨在實(shí)現(xiàn)以下目標(biāo)：(1)根據(jù)青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡區(qū)分不同的異質(zhì)性群體, 并假設(shè)存在網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)組青少年; (2)在癥狀層面比較不同時(shí)間點(diǎn)下風(fēng)險(xiǎn)組的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)(癥狀總體連接程度和兩兩癥狀之間的關(guān)聯(lián)), 并識(shí)別不同階段時(shí)的網(wǎng)癮核心癥狀。

2 方法

2.1 被試與施測(cè)過(guò)程

本研究采用整群隨機(jī)抽樣法, 以學(xué)校為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分群。采用隨機(jī)數(shù)表的方式從深圳市中學(xué)中抽取5所中學(xué)。每所中學(xué)的被試均為2016級(jí)初一學(xué)生, 且以1年時(shí)間為間隔, 參與3次追蹤測(cè)查。該研究項(xiàng)目為深圳市青少年心理健康調(diào)查項(xiàng)目, 通過(guò)大樣本追蹤設(shè)計(jì)探討青少年積極青少年發(fā)展及網(wǎng)癮、抑郁及內(nèi)外向行為發(fā)展特點(diǎn)及影響機(jī)制, 旨在揭示青少年心理社會(huì)發(fā)展變化及差異, 促進(jìn)青少年健康成長(zhǎng)。項(xiàng)目測(cè)查由心理學(xué)專業(yè)研究生擔(dān)任主試, 項(xiàng)目負(fù)責(zé)人事先對(duì)主試在測(cè)驗(yàn)?zāi)康?、?nèi)容、要求、測(cè)驗(yàn)流程以及相關(guān)注意事項(xiàng)等方面進(jìn)行統(tǒng)一的專業(yè)培訓(xùn)。施測(cè)前, 首先征得學(xué)校和班主任老師的同意, 向家長(zhǎng)和學(xué)生介紹測(cè)試的整體情況, 并獲得家長(zhǎng)和學(xué)生的知情同意。施測(cè)時(shí), 以班級(jí)為單位, 采用紙筆測(cè)驗(yàn)的形式在教室進(jìn)行統(tǒng)一施測(cè), 待所有學(xué)生做答完畢后, 主試當(dāng)場(chǎng)收回問(wèn)卷。在3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的測(cè)查中, 施測(cè)程序完全一致。

本研究所得數(shù)據(jù)于2016年10月～11月進(jìn)行第一次施測(cè)(T1), 之后每隔1年進(jìn)行一次追蹤調(diào)查。第一次施測(cè)共獲得有效被試1544名, 第二次施測(cè)(T2：2017年10月～11月)獲得有效被試1511名, 第三次施測(cè)獲得有效被試1480名(T3：2018年10月～ 11月)。由于本研究擬采用網(wǎng)絡(luò)分析方法對(duì)研究問(wèn)題進(jìn)行探討, 目前現(xiàn)有的網(wǎng)絡(luò)分析方法無(wú)法處理包含缺失數(shù)據(jù)在內(nèi)的計(jì)算(Epskamp & Fried, 2018)。因此, 本研究刪除未報(bào)告性別和年齡以及未完整報(bào)告所有網(wǎng)癮條目的被試。差異性檢驗(yàn)結(jié)果表明樣本被試與流失被試在性別(= 0.15), 年齡(= 0.66), T1網(wǎng)癮得分(= 0.79)均無(wú)顯著差異。表明本研究被試中不存在結(jié)構(gòu)化流失。三次都參與問(wèn)卷調(diào)查的有效被試1279名構(gòu)成了本研究的樣本。其中, 男生662名(51.8%), 女生617名(48.2%)。首次調(diào)查時(shí), 被試的平均年齡為12.46歲(= 0.63歲)。采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)本結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果表明共有7個(gè)因子的特征根大于1, 其中最大因子解釋的變異量為17.55%, 遠(yuǎn)小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%, 由此可以推斷本研究不存在明顯的共同方法偏差。

2.2 工具

10條目網(wǎng)絡(luò)成癮量表(Internet Addiction Test-10, IAT-10) 3次調(diào)查均采用Young編制的10條目網(wǎng)絡(luò)成癮量表(Young, 1999)。Shek等(2008)在中國(guó)青少年群體確認(rèn)了該量表中文版具有良好的信效度。該量表共包含10個(gè)網(wǎng)絡(luò)成癮癥狀, 被試根據(jù)其在過(guò)去1年中網(wǎng)絡(luò)使用情況回答“是”和“否”, 其中“是”計(jì)1分, “否”計(jì)0分, 共10個(gè)題目。以往的研究建議將4分作為該量表的臨界值, 即得分等于或大于4分的個(gè)體則可以被認(rèn)為有網(wǎng)癮(Shek et al., 2008)。在本研究中, 量表在3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的克朗巴哈系數(shù)分別為0.76, 0.75和0.83。同時(shí), 該量表在3個(gè)時(shí)間點(diǎn)均表現(xiàn)出較好的結(jié)構(gòu)效度(χ2= 185.31～245.05,= 34,< 0.001, CFI = 0.91～0.93, TLI = 0.88～0.91, RMSEA = 0.06～0.09, SRMR = 0.04)。

2.3 統(tǒng)計(jì)分析

本研究首先采用Mplus 8.0 (Muthén & Muthén, 2017)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析。其次, 將性別和年齡作為協(xié)變量, 采用GMM估計(jì)不同異質(zhì)性群體的發(fā)展軌跡, 并采用差異性檢驗(yàn)比較不同異質(zhì)性群體的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。最后, 使用R-package version 4.1.3估計(jì)網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)群組3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和中心癥狀演化。

2.3.1 GMM分析

首先, 基于3年三批次的追蹤數(shù)據(jù), 通過(guò)評(píng)估和比較GMM的擬合程度, 分析青少年網(wǎng)癮的3年發(fā)展軌跡的異質(zhì)性。傳統(tǒng)的增長(zhǎng)模型假設(shè)樣本中所有的個(gè)體有著相同的增長(zhǎng)軌跡, 與之相比, GMM允許群體內(nèi)存在異質(zhì)性, 即假設(shè)樣本中存在不同的類別群體有著相似但不完全相同的增長(zhǎng)軌跡。GMM的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)在于能夠在考慮時(shí)間因素前提下, 更準(zhǔn)確地分辨不同個(gè)體之間的異質(zhì)性, 根據(jù)個(gè)體的發(fā)展軌跡更加準(zhǔn)確識(shí)別出網(wǎng)癮的風(fēng)險(xiǎn)群組。本研究采用增長(zhǎng)因子方差和協(xié)方差自由估計(jì)的GMM, 即允許類別內(nèi)所有個(gè)體具有不完全相同的增長(zhǎng)軌跡, 以最大限度保證擬合的優(yōu)化和體現(xiàn)發(fā)展軌跡的異質(zhì)性。在GMM模型分析中, 截距和斜率均存在均值和方差兩個(gè)參數(shù)。截距因子的均值用于描述個(gè)體的平均初始水平, 而截距因子的方差則反映個(gè)體在特定時(shí)間點(diǎn)之間的差異程度, 即方差值越大, 說(shuō)明個(gè)體間的初始水平差異越明顯。斜率因子的均值表示的是各個(gè)時(shí)間點(diǎn)之間的平均增長(zhǎng)率, 而斜率因子的方差則反映個(gè)體間增長(zhǎng)率的差異程度, 即方差值越大, 個(gè)體間發(fā)展軌跡的差異越明顯(王孟成等, 2017)。GMM模型的檢驗(yàn)指標(biāo)包括信息指數(shù)：艾凱克信息準(zhǔn)則(AIC)、貝葉斯信息準(zhǔn)則(BIC)、樣本校正的BIC (aBIC)、信息熵(Entropy); 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：似然比檢驗(yàn)指標(biāo)(LMR)和基于Bootstrap的似然比檢驗(yàn)(BLRT)指標(biāo)。根據(jù)“Entropy更高, AIC、BIC和aBIC更低者, LMR和BLRT兩個(gè)指標(biāo)值達(dá)到顯著水平, 模型擬合效果更好”的選擇方法, 且保證每個(gè)類別的人數(shù)比例不少于5%, 確定最優(yōu)類別模型 (張潔婷等, 2010)。

2.3.2 網(wǎng)絡(luò)分析

采用R-package對(duì)不同時(shí)間點(diǎn)時(shí)的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行估計(jì), 該分析方法遵循Epskamp和Fried發(fā)表的標(biāo)準(zhǔn)指南(Epskamp & Fried, 2018)。

首先, 使用R程序包IsingFit對(duì)癥狀網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行估計(jì)及可視化。采用基于里斯模型的eLasso方法, 使用正則化邏輯回歸的方法估計(jì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)。為避免假陽(yáng)性關(guān)聯(lián)的出現(xiàn), 該程序使用最小絕對(duì)收縮和選擇算子(Graphical Least Absolute Shrinkage and Section Operator, GLASSO; Tibshirani, 1996)對(duì)此進(jìn)行了控制。該方法適用于估計(jì)二進(jìn)制數(shù)據(jù)的加權(quán)無(wú)向網(wǎng)絡(luò), 其網(wǎng)絡(luò)邊緣可以理解為一個(gè)變量與其他所有變量的回歸方程系數(shù)(斜率與截距)的加權(quán)平均值。由于本研究的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的節(jié)點(diǎn)較少, 為使網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)更具靈敏性, 本研究采用OR規(guī)則定義節(jié)點(diǎn)(Node)和邊緣(Edge)的存在, 即若兩個(gè)回歸方程系數(shù)中, 若有其中一個(gè)系數(shù)非零, 則被定義為存在邊緣(Van Borkulo et al., 2014)。為了納入影響網(wǎng)絡(luò)的協(xié)變量(性別和網(wǎng)癮得分均值), 參考Funkhouser (2020)建議的方法, 將協(xié)變量納入網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)中但是不討論其對(duì)網(wǎng)癮各癥狀的影響。第二步采用R程序包Network Comparison Test (NCT), 通過(guò)1000次迭代的置換測(cè)試從總體和局部的維度比較3個(gè)時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)、強(qiáng)度中心性以及邊緣聯(lián)結(jié)差異的顯著性(Van Borkulo et al., 2022), 顯著性水平設(shè)置為0.05。第三步是通過(guò)中心性指標(biāo)評(píng)估網(wǎng)絡(luò)中各項(xiàng)癥狀所發(fā)揮的作用。常見(jiàn)的中心性指標(biāo)包括強(qiáng)度中心性(Strength)、中介性(Betweenness)和接近性(Closeness; Opsahl et al., 2010)。由于以往的研究均表明強(qiáng)度中心性的穩(wěn)定性較高, 因此本研究主要解釋這一中心性指標(biāo), 另外兩個(gè)指標(biāo)作為參考(梁一鳴等, 2020)。在本研究中, 所有中心性系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化的分?jǐn)?shù), 因此系數(shù)越高, 意味著該癥狀在網(wǎng)絡(luò)中更容易激活其它的癥狀, 從而可以確定各個(gè)時(shí)間點(diǎn)的最為重要的癥狀。最后, 使用R程序包bootnet進(jìn)行對(duì)網(wǎng)絡(luò)估計(jì)、邊緣估計(jì)和中心性估計(jì)進(jìn)行準(zhǔn)確性分析。首先通過(guò)自舉邊緣權(quán)重的95%置信區(qū)間估計(jì)邊緣的準(zhǔn)確性, 置信區(qū)間覆蓋的區(qū)域越小意味著邊緣估計(jì)越準(zhǔn)確。其次, 通過(guò)子集構(gòu)造程序刪除一定比例的被試并重新估計(jì)節(jié)點(diǎn)中心性, 該中心性與原中心性指標(biāo)相關(guān)程度達(dá)到0.7時(shí), 刪除被試的比例被定義為中心性穩(wěn)定系數(shù)(Centrality stability coefficient; CS-coefficient), CS系數(shù)大于0.25意味著穩(wěn)定性可接受, 大于0.50意味著穩(wěn)定性較好。

3 結(jié)果

3.1 各變量描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析

所有題目加總后得分用于衡量青少年的網(wǎng)癮程度(各條目的作答率見(jiàn)表1)。表2為所有被試在3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的網(wǎng)癮得分均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)性分析。結(jié)果表明, 在3次測(cè)量中, 網(wǎng)癮均值在T2時(shí)最高, 其次為T1, 在T3時(shí)最低。初一的網(wǎng)絡(luò)成癮青少年占14.1%, 初二上升至15.6%, 初三又下降至14.9%。其次, 3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差逐年增加, 說(shuō)明青少年個(gè)體間的網(wǎng)癮得分差異逐年增大, 暗示著青少年的網(wǎng)癮得分存在一定程度的個(gè)體差異。相關(guān)性分析結(jié)果表明, 初一和初二的網(wǎng)癮得分的相關(guān)系數(shù)為0.25 (< 0.01), 初二和初三的網(wǎng)癮得分的相關(guān)系數(shù)為0.24 (< 0.01), 初一和初三的網(wǎng)癮得分的相關(guān)系數(shù)為0.38 (< 0.01)。根據(jù)相關(guān)系數(shù)的穩(wěn)定性標(biāo)準(zhǔn), 網(wǎng)癮得分在相鄰時(shí)間間隔的穩(wěn)定性較低, 在兩年的時(shí)間間隔呈中等穩(wěn)定性。

3.2 GMM分析

本研究分別選取1～5種類別的GMM進(jìn)行模型擬合度分析, 各項(xiàng)擬合指數(shù)見(jiàn)表3。在所有模型中, 四類別模型的BLRT和LMR未達(dá)到顯著水平, 提示二類別模型和三類別模型更佳?？紤]到二類別模型Entropy系數(shù)更高, 提示了二類別模型的分類更加準(zhǔn)確。因此, 綜合考量后選擇保留二類別模型。在此基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步考察兩個(gè)潛在類別的發(fā)展軌跡特征。研究結(jié)果表明, 兩個(gè)潛在類別的截距均值分別為C1：2.36 (= 0.25,= 9.47,< 0.001); C2：1.48 (= 0.05,= 27.32,< 0.001)。兩個(gè)潛在類別的截距均值存在顯著的差異, C1組網(wǎng)癮得分初始值較高, 而C2組的初始值得分相對(duì)較低。此外, 通過(guò)斜率的均值考察每個(gè)類別的平均增長(zhǎng)率。兩個(gè)潛在類別的斜率均值分別為C1：1.62 (= 0.14,= 11.45,< 0.001); C2：?0.27 (= 0.03,= ?8.36,< 0.001)。兩組的網(wǎng)癮得分水平隨時(shí)間的變化均發(fā)生了顯著的變化, 且C1組的網(wǎng)癮水平隨時(shí)間顯著升高, 而C2組的網(wǎng)癮水平有所下降。

表1 三個(gè)時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮各條目的作答情況(N =1279)

注：T1：首次測(cè)量, T2：第二次測(cè)量, T3：第三次測(cè)量。

表2 各時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮得分描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析(N = 1279)

注：***< 0.001。M: Mean; SD: Standard deviation。T1：首次測(cè)量, T2：第二次測(cè)量, T3：第三次測(cè)量。

表3 GMM擬合信息

截距和斜率均值的分析結(jié)果表明：C1組的初始水平較高, 且隨時(shí)間顯著升高。相比之下, C2組的初始水平較低, 且隨時(shí)間顯著下降。基于此, 本研究將兩個(gè)潛在類別命名為：C1風(fēng)險(xiǎn)組, 樣本占比11.65% (= 149); C2正常組, 樣本占比88.35% (= 1130)。二類別模型的增長(zhǎng)軌跡見(jiàn)圖1。各組的初測(cè)時(shí)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息及差異見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄表1。

圖1 二類別模型增長(zhǎng)軌跡圖

注：T1：2016年10月～11月(初一); T2：2017年10月～11月(初二); T3：2018年10月～11月(初三); 風(fēng)險(xiǎn)組：= 149 (11.65%), 正常組：= 1130 (88.35%)。

3.3 網(wǎng)絡(luò)分析

3.3.1 網(wǎng)絡(luò)估計(jì)及比較

為進(jìn)一步了解風(fēng)險(xiǎn)組的癥狀演化, 本研究在上述GMM分析結(jié)果的基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步采用網(wǎng)絡(luò)分析方法估計(jì)風(fēng)險(xiǎn)組青少年(= 149)的癥狀網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及總結(jié)其變化規(guī)律。由于根據(jù)3個(gè)時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮均值得分所區(qū)分的有網(wǎng)癮組和無(wú)網(wǎng)癮組在各網(wǎng)癮癥狀得分中具有顯著的差異, 根據(jù)Van Borkulo等(2015)的建議, 將各時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮均值得分作為協(xié)變量納入到網(wǎng)絡(luò)估計(jì)中。同時(shí), 由于年齡在風(fēng)險(xiǎn)組青少年中區(qū)分度不大, 因此網(wǎng)絡(luò)分析中僅納入性別作為協(xié)變量。為了方便對(duì)3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行比較, 3個(gè)癥狀網(wǎng)絡(luò)的節(jié)點(diǎn)均采用相同的節(jié)點(diǎn)布局。3個(gè)網(wǎng)絡(luò)均形成55條邊(11×(11?1)/2)。其中, T1網(wǎng)絡(luò)中具有14條非零權(quán)重邊, 而T2和T3的非零權(quán)重邊數(shù)量分別為17和8。3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的平均網(wǎng)絡(luò)密度分別為0.25, 0.30和0.15, 表明T2時(shí)癥狀之間的聯(lián)結(jié)最強(qiáng), 而T3時(shí)癥狀之間的聯(lián)結(jié)最弱。3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的癥狀網(wǎng)絡(luò)見(jiàn)圖2。

通過(guò)網(wǎng)絡(luò)比較分析的置換網(wǎng)絡(luò)檢驗(yàn)進(jìn)一步比較3個(gè)時(shí)間點(diǎn)癥狀網(wǎng)絡(luò)的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)、全局強(qiáng)度和邊緣差異。結(jié)果表明(見(jiàn)表4), T1 vs T2的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)(= 0.99)之間及全局強(qiáng)度均值之間(= 0.55)均無(wú)顯著差異, T1 vs T3的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)無(wú)顯著的差異(= 0.38), 而全局強(qiáng)度均值之間具有顯著的差異(< 0.05), 而T2 vs T3的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)同樣無(wú)顯著的差異(= 0.27), 全局強(qiáng)度均值之間具有顯著的差異(< 0.05)。其次, 根據(jù)網(wǎng)絡(luò)比較分析的局部置換結(jié)果, T1與T2的網(wǎng)絡(luò)邊緣僅有“消極后果” (A6)和“隱瞞實(shí)情”聯(lián)結(jié)顯著減弱(A7,< 0.01), 其余邊緣均無(wú)顯著的差異。T1與T3的網(wǎng)絡(luò)邊緣中, “強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用” (A1)和“滿足感缺失” (A2,< 0.001); “消極后果” (A6)和“隱瞞實(shí)情” (A7,< 0.05)存在顯著的差異。在T2到T3時(shí), 諸多邊緣的強(qiáng)度隨著時(shí)間的推移顯著減弱, 包括“強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用” (A1)和“滿足感缺失” (A2,< 0.001); “上網(wǎng)行為失控” (A3)和“過(guò)度時(shí)間消耗” (A5,< 0.01); “上網(wǎng)行為失控” (A3)和“隱瞞實(shí)情” (A7,< 0.05); “上網(wǎng)行為失控” (A3)和“滿足感缺失” (A2,< 0.05)。

圖2 三個(gè)時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)絡(luò)成癮的癥狀網(wǎng)絡(luò)

注：A1：強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用; A2：滿足感缺失; A3：上網(wǎng)行為失控; A4：情緒失控; A5：過(guò)度時(shí)間消耗; A6：消極后果; A7：隱瞞實(shí)情; A8：逃避現(xiàn)實(shí); A9：戒斷反應(yīng); A10：過(guò)度金錢使用

表4 跨時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)絡(luò)比較結(jié)果

注：A1：強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用; A2：滿足感缺失; A3：上網(wǎng)行為失控; A4：情緒失控; A5：過(guò)度時(shí)間消耗; A6：消極后果; A7：隱瞞實(shí)情; A8：逃避現(xiàn)實(shí); A9：戒斷反應(yīng); A10：過(guò)度金錢使用

a 該數(shù)值來(lái)源于網(wǎng)絡(luò)比較分析關(guān)于差異值的計(jì)算

b 僅列出具有顯著差異(< 0.05)的邊緣

3.3.2 中心性估計(jì)

風(fēng)險(xiǎn)組3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的強(qiáng)度中心性如圖3所示。在初一時(shí), “強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用” (A1), “滿足感缺失” (A2), “情緒失控” (A4)和“戒斷反應(yīng)” (A9)的中心性均較強(qiáng), 意味著在該時(shí)間點(diǎn)這些癥狀與其它癥狀的關(guān)系緊密。在初二時(shí), “滿足感缺失” (A2)的強(qiáng)度中心性上升至3個(gè)時(shí)間點(diǎn)中的最高值, 成為該時(shí)間點(diǎn)下中心性最高的核心癥狀。在初三時(shí), “戒斷反應(yīng)” (A9)的中心性均在初二時(shí)下降后重新表現(xiàn)出上升的趨勢(shì), 成為該時(shí)間點(diǎn)時(shí)的核心癥狀。3個(gè)時(shí)間點(diǎn)其它中心性指標(biāo)已補(bǔ)充至網(wǎng)絡(luò)版附圖1。

3.3.3 網(wǎng)絡(luò)準(zhǔn)確性和穩(wěn)定性檢驗(yàn)

邊緣權(quán)重自舉程序的結(jié)果表明(見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附圖2), 3個(gè)網(wǎng)絡(luò)的邊緣估計(jì)是較為準(zhǔn)確的：除去協(xié)變量與網(wǎng)癮癥狀之間的邊緣以外, 其余邊緣權(quán)重的95% CI之間存在較少的重疊。根據(jù)自舉結(jié)果對(duì)最強(qiáng)邊緣差異性進(jìn)行計(jì)算以作參考(見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附圖3), 結(jié)果表明較少邊緣之間存在顯著的差異, 提示本文在對(duì)邊緣解釋時(shí)需要更為謹(jǐn)慎。通過(guò)子集自舉程序?qū)χ行男苑€(wěn)定性系數(shù)(CS-coefficient)進(jìn)行了估計(jì)。結(jié)果表明, 強(qiáng)度中心性的CS-coefficient在3個(gè)時(shí)間點(diǎn)分別為0.51, 0.59和0.45。子集自舉程序的結(jié)果見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附圖4。

圖3 三個(gè)時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)絡(luò)的強(qiáng)度中心性估計(jì)

注：A1：強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用; A2：滿足感缺失; A3：上網(wǎng)行為失控; A4：情緒失控; A5：過(guò)度時(shí)間消耗; A6：消極后果; A7：隱瞞實(shí)情; A8：逃避現(xiàn)實(shí); A9：戒斷反應(yīng); A10：過(guò)度金錢使用。

4 討論

本研究使用GMM分析探究青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡, 識(shí)別網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)群體, 并借助網(wǎng)絡(luò)分析比較風(fēng)險(xiǎn)組青少年在不同時(shí)間點(diǎn)下的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)演化特點(diǎn), 識(shí)別各個(gè)階段的核心癥狀。研究結(jié)果證實(shí)了假設(shè)1, 即青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡存在群組異質(zhì)性, 且存在網(wǎng)絡(luò)使用行為不斷增加最終發(fā)展成為網(wǎng)癮的風(fēng)險(xiǎn)組青少年。其次, 網(wǎng)絡(luò)分析結(jié)果表明, 風(fēng)險(xiǎn)組青少年的網(wǎng)癮癥狀之間的連接在初二時(shí)最強(qiáng), 且在不同階段表現(xiàn)出不同的核心癥狀：“強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用”, “滿足感缺失”, “情緒失控”和“戒斷反應(yīng)”在初一時(shí)處于高中心性位置。在初二時(shí), “滿足感缺失”成為該時(shí)間點(diǎn)中心性最高的核心癥狀, 且強(qiáng)度中心性為3個(gè)時(shí)間點(diǎn)中的最高值。隨著成癮行為的形成, “戒斷反應(yīng)”成為初三時(shí)的核心癥狀。本研究結(jié)果結(jié)合了GMM分析和網(wǎng)絡(luò)分析的優(yōu)勢(shì), 為網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)組青少年的識(shí)別和認(rèn)識(shí)提供了新的視角和見(jiàn)解, 為未來(lái)制定有針對(duì)性的干預(yù)方案提供強(qiáng)有力的實(shí)證依據(jù)。

4.1 網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)組的識(shí)別

GMM分析結(jié)果顯示, 基于網(wǎng)癮發(fā)展軌跡可將青少年分為正常組和風(fēng)險(xiǎn)組。其中, 正常組占總被試的88.35%, 其網(wǎng)癮得分在T1時(shí)較低, 且在T1至T2時(shí)間點(diǎn)保持穩(wěn)定, 在T2至T3時(shí)緩慢下降。風(fēng)險(xiǎn)組占總被試的11.65%, 該群組的網(wǎng)癮初始水平顯著高于正常組。該群組中的青少年群體雖然在T1和T2期間網(wǎng)絡(luò)成癮得分較為穩(wěn)定, 但是在T2到T3期間隨時(shí)間變化得分迅速上升, 在T3時(shí)該組青少年網(wǎng)癮水平均達(dá)到臨界值以上, 表明該組的潛在風(fēng)險(xiǎn)較高。

具體而言, 盡管正常組和風(fēng)險(xiǎn)組青少年在初一和初二階段都處于相對(duì)穩(wěn)定的低網(wǎng)癮水平。但在初二過(guò)后, 兩組網(wǎng)癮發(fā)展?fàn)顩r表現(xiàn)出了截然不同的態(tài)勢(shì), 即正常組網(wǎng)癮得分輕微下降, 而風(fēng)險(xiǎn)組得分迅速上升。這可能是因?yàn)槌醵鳛榍嗌倌臧l(fā)展過(guò)程中的一個(gè)重要階段, 生理心理發(fā)展達(dá)到最高峰, 心理和行為會(huì)發(fā)生劇烈的變化, 部分青少年會(huì)出現(xiàn)以往研究中所提出的“初二現(xiàn)象” (又稱“中二病”; 沈永江, 張景煥, 2011)?！俺醵F(xiàn)象”是指青少年進(jìn)入初二后, 消極情緒增多、自尊水平下降、生活滿意度較低等問(wèn)題頻繁出現(xiàn)(盧家楣等, 2009; 鄧林園等, 2015)。根據(jù)“失補(bǔ)償假說(shuō)” (高文斌, 陳祉妍, 2006), 對(duì)于正常組青少年而言, 由于他們本身可能存在較為充足的積極資源(例如, 穩(wěn)定且積極的朋輩關(guān)系, 良好的家庭氛圍和個(gè)人心理品質(zhì)), 因此他們?cè)趹?yīng)對(duì)“初二現(xiàn)象”所帶來(lái)的負(fù)面影響時(shí), 能夠積極尋求有效的資源來(lái)滿足自身的適應(yīng)性需要, 而網(wǎng)絡(luò)對(duì)他們的吸引力會(huì)隨著其積極資源的增加而逐漸減少(Lee et al., 2001), 從而發(fā)展出“建設(shè)性補(bǔ)償”。因此, 經(jīng)過(guò)了適應(yīng)性階段后, 該群組的青少年網(wǎng)絡(luò)使用行為逐漸減少。對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)組的青少年而言, 在面對(duì)“初二現(xiàn)象”時(shí), 由于他們本身可能缺乏一定的積極資源, 因此互聯(lián)網(wǎng)可能是他們用于逃避現(xiàn)實(shí)困難的重要途徑, 從中所獲得的積極體驗(yàn)進(jìn)一步正強(qiáng)化了他們的網(wǎng)絡(luò)依賴行為(Schimmenti et al., 2017; Yee, 2006), 形成了“病理性補(bǔ)償”, 最終走向網(wǎng)癮的道路。

4.2 網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)組的核心癥狀

為進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)不同時(shí)期的干預(yù)靶點(diǎn), 本研究采用網(wǎng)絡(luò)分析的方法探討風(fēng)險(xiǎn)組的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)演化及識(shí)別各時(shí)間點(diǎn)的核心癥狀。與以往青少年網(wǎng)癮網(wǎng)絡(luò)分析研究相比, 本研究進(jìn)一步補(bǔ)充了追蹤研究數(shù)據(jù)所得結(jié)論。具體來(lái)說(shuō), 盡管Liu等人(2022)的研究表明早期(初一和初二)、中期(初三和高一)和后期(高二和高三)的青少年網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和全局強(qiáng)度無(wú)顯著差異, 但該研究采用的是橫斷研究設(shè)計(jì), 通過(guò)比較處于青春期早期、中期和晚期的青少年的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和全局強(qiáng)度, 以表明青春期不同階段的群體趨勢(shì)。然而, 由于青少年在青春期不同階段時(shí)的網(wǎng)絡(luò)使用行為存在個(gè)體差異, 因此群體趨勢(shì)可能會(huì)掩蓋網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)隨時(shí)間變化的差異性。相比之下, 本研究采用的追蹤研究設(shè)計(jì)能夠彌補(bǔ)這一缺陷, 從而補(bǔ)充青少年在不同時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和癥狀強(qiáng)度隨時(shí)間變化的實(shí)證證據(jù)。本研究發(fā)現(xiàn), 風(fēng)險(xiǎn)組青少年在T2時(shí)癥狀之間的全局強(qiáng)度最高, 其次為T1時(shí)間點(diǎn), 最后為T3時(shí)間點(diǎn)。T1 與 T2的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及全局強(qiáng)度之間均無(wú)顯著差異。盡管T1、T2 與 T3的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)無(wú)顯著的差異, 但T3時(shí)間點(diǎn)的網(wǎng)絡(luò)全局強(qiáng)度顯著強(qiáng)于T1和T2。根據(jù)病理網(wǎng)絡(luò)理論, 全局強(qiáng)度的增加意味著當(dāng)一個(gè)癥狀被激活時(shí), 其它癥狀也更容易被激活, 從而表現(xiàn)為疾病的惡化(Robinaugh et al., 2020)。據(jù)此, 隨著風(fēng)險(xiǎn)組青少年的網(wǎng)癮癥狀之間的連接在初二至初三階段變強(qiáng), 網(wǎng)癮在該階段表現(xiàn)出惡化的態(tài)勢(shì)。該研究結(jié)果與網(wǎng)癮發(fā)展軌跡結(jié)果相呼應(yīng), 共同暗示著初二為風(fēng)險(xiǎn)組形成和網(wǎng)癮惡化的拐點(diǎn)。

其次, 風(fēng)險(xiǎn)組的癥狀網(wǎng)絡(luò)在3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的中心性估計(jì)結(jié)果表明, 不同階段的核心癥狀有所不同。初一時(shí), 風(fēng)險(xiǎn)組的青少年具有4個(gè)高中心性的核心癥狀：“強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用”, “滿足感缺失”, “情緒失控”和“戒斷反應(yīng)”。這可能是因?yàn)? 在該階段初入中學(xué)的青少年對(duì)于新鮮事物保持著高度的好奇心和探索欲, 同時(shí)也是適應(yīng)新學(xué)習(xí)環(huán)境的時(shí)期, 網(wǎng)絡(luò)使用可能會(huì)成為這部分青少年滿足好奇心和適應(yīng)新的學(xué)習(xí)生活的重要方式(Arnone et al., 2009)。由于網(wǎng)絡(luò)可以給個(gè)體帶來(lái)積極和新鮮的情緒和體驗(yàn)(Zhang & Bian, 2021), 相比于現(xiàn)實(shí)世界中所面臨的困難以及伴隨而來(lái)的滿足感缺失, 高頻率的網(wǎng)絡(luò)使用能夠幫助他們有效滿足自身的情感需要。因此, 當(dāng)這部分青少年試圖減少或者停止上網(wǎng)時(shí), 所產(chǎn)生的負(fù)性體驗(yàn)可能與上網(wǎng)時(shí)的積極體驗(yàn)形成強(qiáng)烈對(duì)比, 容易出現(xiàn)情緒失控或者相應(yīng)的戒斷反應(yīng), 從而更加依賴互聯(lián)網(wǎng)。初二時(shí), “滿足感缺失”的中心性進(jìn)一步上升至3個(gè)時(shí)間點(diǎn)中的最高點(diǎn), 成為該時(shí)間點(diǎn)的核心癥狀。這暗示著, 風(fēng)險(xiǎn)組的青少年的上網(wǎng)行為是其為應(yīng)對(duì)“初二現(xiàn)象”所帶來(lái)的滿足感缺失的補(bǔ)償行為。當(dāng)這部分青少年的社交需求, 應(yīng)對(duì)負(fù)面情緒的需求, 及自我實(shí)現(xiàn)的需求無(wú)法被恰當(dāng)滿足時(shí), 互聯(lián)網(wǎng)可能是他們滿足感獲得的最佳途徑(才源源等, 2007; Liu et al., 2016)。因此, 初二作為青春期的關(guān)鍵時(shí)間點(diǎn), 如何讓青少年學(xué)習(xí)以正確的方式滿足自身需要, 是預(yù)防風(fēng)險(xiǎn)組青少年發(fā)展出“病理性補(bǔ)償”的關(guān)鍵點(diǎn)。在初三時(shí)風(fēng)險(xiǎn)組青少年的核心癥狀是 “戒斷反應(yīng)”。與以往的研究一致, 戒斷癥狀一直以來(lái)都被認(rèn)為是網(wǎng)癮的突出癥狀(Giordano et al., 2020; Kaptsis et al., 2016)。在該時(shí)間點(diǎn), 風(fēng)險(xiǎn)組青少年已逐步形成網(wǎng)癮, 戒斷反應(yīng)也因此成為了該階段的核心癥狀。對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)組青少年而言, 此時(shí)網(wǎng)絡(luò)使用可能已成為他們滿足自身需求的主要甚至是唯一途徑。因此, 當(dāng)這部分青少年在停止使用網(wǎng)絡(luò)時(shí), 感知到的負(fù)性情緒(如, 空虛、孤獨(dú)、無(wú)助、抑郁)和問(wèn)題行為尤為突出。另一方面, 以往的研究表明, 持續(xù)的網(wǎng)癮會(huì)損害青少年大腦的認(rèn)知功能(Hong et al., 2013), 從而降低問(wèn)題解決的能力(Say & Batigun, 2016)。長(zhǎng)期的網(wǎng)癮可能會(huì)導(dǎo)致這部分青少年對(duì)網(wǎng)絡(luò)使用所帶來(lái)的其他問(wèn)題(例如, 金錢使用問(wèn)題、時(shí)間管理問(wèn)題、學(xué)業(yè)表現(xiàn))的麻木。因此, 相比于與網(wǎng)絡(luò)使用所帶來(lái)的消極影響, 戒斷癥狀在該階段會(huì)有突出的表現(xiàn)。

4.3 研究局限

本研究存在一定的不足, 有待未來(lái)研究加以完善。首先, 由于本研究所涉及的所有變量均采用自我報(bào)告的測(cè)量方式, 盡管我們?cè)谑y(cè)過(guò)程中盡可能確保了被試的匿名性和測(cè)謊題, 但是這種測(cè)查方式仍然難以克服主觀所產(chǎn)生的偏差問(wèn)題, 影響所得數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。未來(lái)的研究應(yīng)考慮結(jié)合老師、家長(zhǎng)等多方報(bào)告的數(shù)據(jù)。其次, 本研究所使用的樣本僅限于公立學(xué)校青少年, 不能代表所有的青少年群體(如, 私立和中職院校), 且只針對(duì)初中階段進(jìn)行了為期3年的追蹤, 所得的結(jié)論不能推廣到其他年齡段的青少年, 未來(lái)可嘗試擴(kuò)大樣本范圍, 設(shè)計(jì)更為長(zhǎng)程的追蹤(如初一到高三)以進(jìn)一步檢驗(yàn)或者擴(kuò)展本研究的發(fā)現(xiàn)。最后, 由于目前學(xué)術(shù)界對(duì)網(wǎng)癮癥狀尚無(wú)統(tǒng)一的界定方式, 因此本文目前的癥狀分析仍是基于測(cè)量工具的條目進(jìn)行區(qū)分。未來(lái)的研究可以完善對(duì)網(wǎng)癮癥狀的歸納, 并檢驗(yàn)本研究的結(jié)論。

4.4 研究結(jié)論與啟示

根據(jù)網(wǎng)癮發(fā)展軌跡, 本研究發(fā)現(xiàn)網(wǎng)癮發(fā)展呈現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)勢(shì)的青少年在剛進(jìn)入初中的時(shí)間(初一), 突出表現(xiàn)為“強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用”、“滿足感缺失”、“情緒失控”和“戒斷反應(yīng)”這4個(gè)癥狀。隨后進(jìn)入初中高危階段(初二), 突出表現(xiàn)為“滿足感缺失”, 并且癥狀之間連接最為緊密。隨著整體成癮行為的發(fā)展與固化, 初三作為網(wǎng)癮后期表現(xiàn), “戒斷反應(yīng)”為其中最為突出的癥狀。

基于上述發(fā)現(xiàn), 本研究認(rèn)為對(duì)風(fēng)險(xiǎn)組青少年的干預(yù)不僅需要關(guān)注青少年被判斷為網(wǎng)癮后的介入, 也需要關(guān)注這部分青少年網(wǎng)癮形成的過(guò)程。重要的是, 臨床工作者和學(xué)校管理者應(yīng)將網(wǎng)癮納入學(xué)生心理健康檔案, 定期對(duì)學(xué)生網(wǎng)癮情況進(jìn)行調(diào)查, 建立動(dòng)態(tài)管理機(jī)制。本研究提出應(yīng)對(duì)青少年網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)的“三預(yù)”策略(“預(yù)防”?“預(yù)警”?“干預(yù)”)。首先, 初一到初二作為“預(yù)防”階段。在該階段, 正常組和風(fēng)險(xiǎn)組的網(wǎng)癮程度雖然有所差別, 但是差異不大, 且該階段兩組的青少年網(wǎng)癮均未達(dá)到臨界標(biāo)準(zhǔn)。因此, 該階段目標(biāo)應(yīng)該以預(yù)防風(fēng)險(xiǎn)為主, 比如學(xué)校的心理健康教育課程可以向?qū)W生普及正確的網(wǎng)絡(luò)使用行為和網(wǎng)癮帶來(lái)的消極后果, 也可以通過(guò)豐富多彩的校園或者社區(qū)生活轉(zhuǎn)移學(xué)生對(duì)網(wǎng)絡(luò)的需求和注意力。值得注意的是, 在初一至初二階段, “強(qiáng)迫性網(wǎng)絡(luò)使用”、“滿足感缺失”、“情緒失控”和“戒斷反應(yīng)”的突出作用啟示我們, 應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)關(guān)注青少年的好奇心和滿足感, 引導(dǎo)他們正確緩解停止網(wǎng)絡(luò)使用時(shí)所帶來(lái)的消極情緒反應(yīng)。此外, 縱向研究發(fā)現(xiàn)初一時(shí)期的學(xué)校適應(yīng)不良會(huì)增加初三時(shí)網(wǎng)癮的發(fā)生率(Bu et al., 2021)。因此, 將預(yù)防工作嵌入到傳統(tǒng)的小升初入學(xué)適應(yīng)輔導(dǎo)中, 或能在原有的學(xué)?？蚣苤袨榫W(wǎng)癮預(yù)防提供介入空間, 防患于未然。其次, 初二應(yīng)當(dāng)作為 “預(yù)警”網(wǎng)癮的關(guān)鍵階段。初二作為正常組和風(fēng)險(xiǎn)組產(chǎn)生分化的關(guān)鍵時(shí)間點(diǎn), 在該階段識(shí)別潛在的網(wǎng)癮風(fēng)險(xiǎn)青少年尤為重要。 “滿足感缺失”作為初二時(shí)風(fēng)險(xiǎn)組青少年的核心癥狀更是啟示教育和臨床工作者應(yīng)當(dāng)將青少年對(duì)滿足感的需求作為識(shí)別的關(guān)鍵依據(jù), 密切關(guān)注滿足感缺失的青少年的網(wǎng)絡(luò)使用行為, 對(duì)初一階段已表現(xiàn)出網(wǎng)癮的學(xué)生進(jìn)行重點(diǎn)預(yù)警, 并在必要時(shí)進(jìn)行有針對(duì)性的監(jiān)管措施, 幫助青少年學(xué)習(xí)如何恰當(dāng)?shù)厥褂镁W(wǎng)絡(luò), 并且采用積極的方式(如, 運(yùn)動(dòng)、閱讀、社交活動(dòng)等)彌補(bǔ)他們的滿足感需要。此外, 家庭環(huán)境不僅是青少年網(wǎng)癮發(fā)生和持續(xù)的風(fēng)險(xiǎn)因素(Bu et al., 2021), 亦是青少年滿足感的重要來(lái)源。因此, 發(fā)揮家校合作功能, 及時(shí)向家長(zhǎng)發(fā)出警示, 提升家長(zhǎng)的意識(shí), 做好共同防護(hù)工作, 也是系統(tǒng)地應(yīng)對(duì)青少年網(wǎng)癮問(wèn)題的重要手段。最后是“干預(yù)”階段。初三時(shí)風(fēng)險(xiǎn)組青少年的網(wǎng)癮行為已經(jīng)形成, 因此, 應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)關(guān)注戒斷反應(yīng)的干預(yù)措施, 幫助青少年克服當(dāng)下的網(wǎng)癮戒斷反應(yīng), 比如通過(guò)認(rèn)知行為療法、正念干預(yù)、運(yùn)動(dòng)干預(yù)、家庭治療等手段, 幫助學(xué)生戒除網(wǎng)癮, 不再迷“網(wǎng)”, 也避免其產(chǎn)生更為嚴(yán)重的心理和行為后果。

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附表1 正常組與風(fēng)險(xiǎn)組被試初測(cè)時(shí)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息

分類變量正常組 (n = 1130)風(fēng)險(xiǎn)組 (n =149) n%n% 性別 男60553.55738.3 女52546.59261.7 年齡(初測(cè)) 11221.910.7 1262255.09060.4 1342938.05536.9 14544.821.3 1530.320.7 獨(dú)生子女 是42837.96140.9 否69961.98859.1 未報(bào)告30.2–– 生長(zhǎng)地 農(nóng)村13712.11812.2 城市99287.813087.2 未報(bào)告10.110.6 父親文化水平 初中及其以下34630.65234.9 高中及其以上70162.08154.4 未報(bào)告837.41610.7 母親文化水平 初中及其以下42537.66040.3 高中及其以上62755.57751.7 未報(bào)告786.9128.0 家庭結(jié)構(gòu) 完整106594.213590.6 不完整565.0149.4 未報(bào)告90.821.3

附圖1 三次網(wǎng)絡(luò)的中介性和接近性指標(biāo)估計(jì)結(jié)果

附圖2 三個(gè)網(wǎng)絡(luò)中的邊緣權(quán)重的自舉置信區(qū)間

注：T：各時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮得分均值, G：性別; 紅線表示邊緣權(quán)重值, 灰色區(qū)域表示95%置信區(qū)間。

附圖3 三次網(wǎng)絡(luò)邊緣強(qiáng)度差異性檢驗(yàn)

注：T：各時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮得分均值, G：性別; 黑框表示兩個(gè)節(jié)點(diǎn)間存在顯著差異。

附圖4 三次網(wǎng)絡(luò)子集自舉結(jié)果

注：T：各時(shí)間點(diǎn)網(wǎng)癮得分均值, G：性別。

Changes in the network association of Internet addiction among heterogeneous high-risk adolescents

CHEN Shiyun1,2, QU Diyang3, BU He4, LIANG Kaixin1, ZHANG Peichao5, CHI Xinli1

(1School of Psychology, Shenzhen University, Shenzhen 518061, China)(2Department of Applied Social Science, The Hong Kong Polytechnic University, Hong Kong SAR, China)(3Vanke School of Public Health, Tsinghua University, Beijing 100091, China)(4School of Social and Public Administration, East China University of Science and Technology, Shanghai 200237, China)(5Research Centre for Modern Psychology, Wuhan University, Wuhan 430072, China)

The China Internet Information Center reported that the internet addiction rate among Chinese adolescents has reached as high as 10%, indicating that this problem has become a major social health concern among adolescents in China. Previous studies have identified one or more subgroups of adolescents whose trajectory of internet use behaviors puts them at a high risk of addiction, but further research is needed to determine and understand these high-risk groups and fill research gaps. Furthermore, most previous studies have approached the problem from the perspective of the variables of internet addiction, but its symptomatology remains poorly understood. The current study combines a growth mixture model (GMM) with network analysis to identify heterogeneous groups of adolescents at a high risk of internet addiction and to explore the changes in symptomatology in these groups.

A three-year longitudinal study followed students from the time they entered junior high school. Three assessments were conducted yearly at identical intervals (T1: October 2016 to November 2016, T2: October 2017 to November 2017, and T3: October to November 2018). Ultimately, 1, 279 adolescents (662 boys and 617 girls) completed the assessments at each time point. Internet addiction was assessed using the 10-item Internet Addiction Test. Mplus 8.0 was used for the descriptive statistics, correlation analysis, and the GMM to estimate the development trajectories of various heterogeneous groups. An R package was used to estimate the network structure and core symptoms of internet addiction of each high-risk group at each time point.

The GMM showed a normal group and a high-risk group, which consisted of adolescents who were heterogeneous in terms of the development trajectory of internet addiction. Network analysis revealed that the core symptoms of Internet addiction among the adolescents in the high-risk group differed at each time point. In the first year of junior high school, “Compulsive Internet Use”, “Lack of Satisfaction”, “Emotional Outbursts”, and “Withdrawal Symptoms” were the core symptoms. In the second year, “Lack of Satisfaction” was the core symptom, and in the third year, “Withdrawal Symptoms” became the core symptom.

This study enhances the understanding of the symptomatology of Internet addiction among high-risk adolescents, indicating that targeted interventions must be developed based on the various stages of adolescence. From the first year of junior high school, strategies should be implemented to prevent the development of Internet addiction in high-risk groups. In the second year, adolescents in the high-risk group should be identified by focusing on their satisfaction deficits. In the last year of junior high school, interventions should target adolescents’ withdrawal symptoms of Internet addiction.

Internet addiction, network analysis, trajectory, longitudinal study, symptomatology

R395

2022-01-10

* 國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金(16CSH049), 廣東省基礎(chǔ)與應(yīng)用基礎(chǔ)研究基金自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(2021A1515011330)。

遲新麗, E-mail: xinlichi@szu.edu.cn