陳詩韻 屈笛揚 卜 禾 梁凱欣 張沛超 遲新麗

迷“網(wǎng)”的少年：網(wǎng)癮風險青少年的癥狀演化*

陳詩韻1,2屈笛揚3卜 禾4梁凱欣1張沛超5遲新麗1

(1深圳大學心理學院, 深圳 518061) (2香港理工大學應用社會科學系, 香港) (3清華大學萬科公共衛(wèi)生與健康學院, 北京 100091) (4華東理工大學社會與公共管理學院, 上海 200237) (5武漢大學現(xiàn)代心理學研究中心, 武漢 430072)

本研究對深圳市1279名初一學生進行連續(xù)3年追蹤測量, 采用增長混合模型和網(wǎng)絡分析方法, 識別網(wǎng)癮風險青少年及其網(wǎng)癮癥狀的演化規(guī)律。增長混合模型結(jié)果顯示, 根據(jù)青少年網(wǎng)癮的發(fā)展趨勢可以將青少年區(qū)分為正常組和風險組。網(wǎng)絡分析結(jié)果表明, 風險組青少年的網(wǎng)癮在不同階段呈現(xiàn)不同的核心癥狀：在初一時, “強迫性網(wǎng)絡使用”、“滿足感缺失”、“情緒失控”和“戒斷反應”的中心性均較高; 在初二時, “滿足感缺失”成為了該時間點中心性最高的核心癥狀; 在初三時, “戒斷反應”成為了中心性最高的核心癥狀。本研究拓寬了對青少年網(wǎng)癮動態(tài)變化性的認識, 擴充了識別網(wǎng)癮風險青少年的方法, 為未來設計有針對性的干預方案提供實證依據(jù)。

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

1 前言

現(xiàn)代社會, 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)絡主要用戶群體之一。據(jù)《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》(2022)顯示, 截止2022年6月, 青少年網(wǎng)民已高達13.5% (CNNIC, 2022)。盡管適當?shù)木W(wǎng)絡使用會給青少年帶來積極影響(比如, 促進信息傳遞和交流, 建立更豐富的社會支持網(wǎng)絡), 但不可否認的是, 過度依賴互聯(lián)網(wǎng)可能會對青少年產(chǎn)生諸多負面影響, 如網(wǎng)絡成癮(以下簡稱“網(wǎng)癮”; Chi et al., 2020; Pan et al., 2020)。網(wǎng)癮指的是個體在無其它成癮物質(zhì)的影響時對上網(wǎng)的過度依賴, 并因此導致學業(yè)、人際和社會功能等的損害(Young, 1998)。由于青少年的身心發(fā)展尚不成熟, 對網(wǎng)絡中良莠不齊的信息缺乏辨識能力(Kuss et al., 2013), 且對于網(wǎng)絡使用行為缺乏足夠的自制力(Tokunaga, 2015), 導致這部分群體成為了網(wǎng)癮的高風險人群。據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心報道, 中國青少年的網(wǎng)癮檢出率已高達19.5% (CNNIC, 2022), 這意味著我國將近3315萬青少年被檢出網(wǎng)癮。大量研究表明, 網(wǎng)癮對青少年的身體健康(Güzel et al., 2018)、學業(yè)表現(xiàn)(Kuss et al., 2014)以及心理健康問題(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青少年網(wǎng)癮的認識, 為青少年網(wǎng)癮評估和預警提供新的視角和解決思路。

青春期是個體身心都會經(jīng)歷急劇變化的階段。已有研究指出, 網(wǎng)癮風險青少年的識別和評估需要考量青少年網(wǎng)癮的動態(tài)變化性(Bu et al., 2021)。例如, Chang等(2014)追蹤了2315名10年級的臺灣高中生, 發(fā)現(xiàn)其中有六分之一的學生, 在一年后(11年級)被檢出有網(wǎng)癮, 而七分之一學生的網(wǎng)癮水平在一年后顯著降低。隨后, 在我國不同地區(qū)的青少年中開展的研究也相繼驗證了青少年網(wǎng)癮在不同階段的動態(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)癮水平會隨著時間的推移降低至臨界值以下。在初一時未出現(xiàn)網(wǎng)癮的青少年中, 10.2%在初二時發(fā)展出網(wǎng)癮。然而, 上述研究僅采用兩波次追蹤數(shù)據(jù), 無法呈現(xiàn)青少年網(wǎng)癮發(fā)展的趨勢和重要拐點。此外, 僅通過臨界值標準區(qū)分“有”和“無”網(wǎng)癮類別, 再以不同時間點的青少年所屬的類別變化來定義其網(wǎng)癮的發(fā)展態(tài)勢, 可能會忽略網(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)臨界值標準, 一部分青少年在兩個時間點均被歸于無網(wǎng)癮類別, 往往會被認為是沒有風險, 但是這部分群體可能正呈現(xiàn)向風險發(fā)展的態(tài)勢。因此, 納入網(wǎng)癮發(fā)展軌跡異質(zhì)性的考量, 可以在臨界值識別網(wǎng)癮風險組的基礎上, 更全面且清晰地揭示青少年網(wǎng)癮發(fā)展特點。

研究發(fā)現(xiàn)采用增長混合模型(Growth Mixture Model, 以下簡稱GMM)考察網(wǎng)癮發(fā)展軌跡, 能夠有效彌補上述不足(Choo et al., 2021)。已有研究證實了GMM分析方法在識別網(wǎng)癮風險群組中的獨特優(yōu)勢。例如, Choo等(2021)研究者通過4次的追蹤調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn), 基于臨界值標準, 在一個或以上時間點被定義為有網(wǎng)癮的青少年群體中, 能夠區(qū)分3個異質(zhì)性群組：網(wǎng)癮邊緣組(在第一個時間點時網(wǎng)癮水平達到臨界值, 隨后網(wǎng)癮水平波動于臨界值附近)、網(wǎng)癮改善組(在第一個時間點時網(wǎng)癮水平遠高于臨界值, 隨后網(wǎng)癮水平波動于臨界值附近)和網(wǎng)癮波動組(在其中兩個非連續(xù)時間點網(wǎng)癮水平遠高于臨界值, 而另外3個時間點網(wǎng)癮水平在臨界值以下)。此外, 學者Hong等(2014)和Zhou等(2018)分別在韓國青少年和中國經(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)在某一個及以上時間點表現(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, 相比于臨界值區(qū)分方式, 通過發(fā)展軌跡區(qū)分風險組青少年更佳。此外, 根據(jù)“失補償”假說, 上網(wǎng)行為是青少年在心理發(fā)展過程中受阻時的一種補償表現(xiàn)。在這一過程中, 青少年如果采用“建設性補償”的方式, 例如通過網(wǎng)絡社交平臺改善或修復同伴關系、適度通過網(wǎng)絡游戲緩解壓力來滿足發(fā)展受阻所產(chǎn)生的需求, 則意味著順利完成補償, 從階段性過度上網(wǎng)恢復到正常水平, 即屬于正常上網(wǎng)行為; 如果采用的是“病態(tài)性補償”, 例如為逃避現(xiàn)實生活中的問題而沉迷網(wǎng)絡, 或網(wǎng)絡成為個體獲得滿足和支持的唯一途徑, 則意味著失補償?shù)漠a(chǎn)生, 導致青少年發(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：青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡存在群組異質(zhì)性, 且存在網(wǎng)絡使用行為不斷增加并最終發(fā)展成為網(wǎng)癮的風險組青少年(假設1)。

此外, 對于呈現(xiàn)風險發(fā)展態(tài)勢的風險組青少年, 本研究將進一步關注該群體的網(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)計手冊(DSM-IV)或國際疾病分類(ICD-11)定義為一種心理疾病, 因此目前學術(shù)界對于網(wǎng)癮及其癥狀的界定仍然存在一定的爭議。普遍認為, 網(wǎng)癮是成癮行為的一種, 并通過參考其它成癮行為的標準對網(wǎng)癮癥狀進行識別。其中, Young (1998)提出的以下8個癥狀作為識別網(wǎng)癮的標準最廣為應用, 具體包括：(1)強迫性網(wǎng)絡使用; (2)保證滿足感; (3)反復嘗試減少上網(wǎng)行為; (4)當網(wǎng)絡使用受限時, 產(chǎn)生易怒、抑郁或情緒不穩(wěn)定等情況; (5)過度時間消耗; (6)為了上網(wǎng)甚至危害工作或社會關系; (7)隱瞞上網(wǎng)行為; (8)逃避現(xiàn)實。根據(jù)這8項評判標準, 不同學者分別發(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)絡成癮量表。然而, 最初發(fā)展出來的7條目和9條目的網(wǎng)絡成癮量表并非針對網(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)依賴的標準制定, 所以在后續(xù)的研究中使用較少(Griffiths, 1998; Suler, 2004)。隨后, Shek等人(2008)通過比較中文版Goldberg網(wǎng)絡成癮量表和Young的10條目網(wǎng)絡成癮量表(Internet Addiction Test-10, IAT-10), 確認了Young的10條目網(wǎng)絡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)絡成癮量表在Young (1998)提出的8個網(wǎng)癮癥狀基礎上, 將“反復嘗試減少上網(wǎng)行為”癥狀細分為“戒斷癥狀”和“情緒失控癥狀”?！敖鋽喟Y狀”關注的是停止上網(wǎng)后的消極情緒反應, 而“情緒失控癥狀”關注的是嘗試控制或者減少上網(wǎng)時產(chǎn)生的消極情緒反應。同時, 有研究者認為, 因為網(wǎng)癮所引發(fā)的過度金錢耗費是突出癥狀之一(Cao & Su, 2007), 因此10條目的網(wǎng)絡成癮量表新增了一項關注上網(wǎng)花費問題的癥狀, 即將上網(wǎng)所帶來的過度金錢消耗也納入為判定網(wǎng)癮的標準之一?；诖? 在本研究中, 以Shek檢驗的中文版10條目網(wǎng)絡成癮量表作為參考依據(jù)(Young, 1999), 將單個測量條目視為網(wǎng)癮的不同癥狀以考察其發(fā)展演化特點(Hirota et al., 2020)。近幾年來, 病理網(wǎng)絡理論的發(fā)展為考察青少年網(wǎng)癮成因和高復發(fā)提供了新的視角。根據(jù)病理網(wǎng)絡理論, 網(wǎng)癮的癥狀網(wǎng)絡中存在著一個或幾個中心性較高的癥狀(又稱核心癥狀), 通過激活其它癥狀, 從而形成負性循環(huán), 導致成癮行為的持續(xù)發(fā)展(Borsboom & Cramer, 2013; Borsboom, 2017)。此外, 網(wǎng)絡全局強度越高, 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(Borsboom, 2017; Tio et al., 2016)。相比于以往的研究, 基于精神病理學的網(wǎng)絡分析方法可以更加直觀地展現(xiàn)不同癥狀, 以及癥狀之間的關聯(lián)在網(wǎng)癮中發(fā)揮的作用, 從而為風險組青少年的網(wǎng)癮核心癥狀的識別和干預提供實證證據(jù)。

目前, 僅有兩項研究采用了網(wǎng)絡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聯(lián)在網(wǎng)絡中發(fā)揮獨特的作用。如, Hirota等(2020)對日本青少年網(wǎng)癮進行癥狀網(wǎng)絡分析發(fā)現(xiàn), “因為上網(wǎng)影響了學習效率”這一癥狀是網(wǎng)癮的核心癥狀, 能夠更大程度地對其他癥狀產(chǎn)生影響。此外, Liu等(2022)對處于不同青春期階段的中國青少年的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡分析發(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)絡分析研究均采用橫斷面研究設計, 因此對網(wǎng)癮癥狀隨著時間如何演化仍然是未知的。盡管Liu等(2022)的研究已經(jīng)關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個獨立樣本的癥狀網(wǎng)絡, 研究結(jié)果容易受到不同樣本之間個體差異的影響。因此, 有必要采用追蹤研究設計考察相同被試群體的癥狀網(wǎng)絡演化。目前, 有學者提出網(wǎng)絡比較分析和被試間網(wǎng)絡分析(如, 交叉滯后網(wǎng)絡分析)方法均適用于縱向數(shù)據(jù)(Robinaugh et al., 2020), 但兩者的關注點有所不同。前者強調(diào)的是不同時間點下核心癥狀和癥狀之間關聯(lián)的差異, 而后者則側(cè)重于揭示網(wǎng)絡癥狀在跨時間上的因果關系。目前學術(shù)界達成的共識在于兩種分析方法均能提供有價值的部分信息, 但關于何種方法更能體現(xiàn)精神病學癥狀之間的關系仍然存在爭議(Robinaugh et al., 2020)。基于本研究目的, 我們采用網(wǎng)絡比較分析方法探索網(wǎng)癮風險組青少年癥狀網(wǎng)絡演化, 旨在回答以下研究問題：網(wǎng)癮癥狀總體連接程度和兩兩癥狀之間的關聯(lián)在不同時間點有何不同, 以及不同時間點網(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的青少年作為研究對象, 采用3年三波的縱向研究設計, 結(jié)合GMM和網(wǎng)絡分析方法, 識別網(wǎng)癮風險青少年并考察其癥狀演化規(guī)律, 旨在實現(xiàn)以下目標：(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, 并假設存在網(wǎng)癮風險組青少年; (2)在癥狀層面比較不同時間點下風險組的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡(癥狀總體連接程度和兩兩癥狀之間的關聯(lián)), 并識別不同階段時的網(wǎng)癮核心癥狀。

2 方法

2.1 被試與施測過程

本研究采用整群隨機抽樣法, 以學校為標準進行分群。采用隨機數(shù)表的方式從深圳市中學中抽取5所中學。每所中學的被試均為2016級初一學生, 且以1年時間為間隔, 參與3次追蹤測查。該研究項目為深圳市青少年心理健康調(diào)查項目, 通過大樣本追蹤設計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)展特點及影響機制, 旨在揭示青少年心理社會發(fā)展變化及差異, 促進青少年健康成長。項目測查由心理學專業(yè)研究生擔任主試, 項目負責人事先對主試在測驗目的、內(nèi)容、要求、測驗流程以及相關注意事項等方面進行統(tǒng)一的專業(yè)培訓。施測前, 首先征得學校和班主任老師的同意, 向家長和學生介紹測試的整體情況, 并獲得家長和學生的知情同意。施測時, 以班級為單位, 采用紙筆測驗的形式在教室進行統(tǒng)一施測, 待所有學生做答完畢后, 主試當場收回問卷。在3個時間點的測查中, 施測程序完全一致。

本研究所得數(shù)據(jù)于2016年10月～11月進行第一次施測(T1), 之后每隔1年進行一次追蹤調(diào)查。第一次施測共獲得有效被試1544名, 第二次施測(T2：2017年10月～11月)獲得有效被試1511名, 第三次施測獲得有效被試1480名(T3：2018年10月～ 11月)。由于本研究擬采用網(wǎng)絡分析方法對研究問題進行探討, 目前現(xiàn)有的網(wǎng)絡分析方法無法處理包含缺失數(shù)據(jù)在內(nèi)的計算(Epskamp & Fried, 2018)。因此, 本研究刪除未報告性別和年齡以及未完整報告所有網(wǎng)癮條目的被試。差異性檢驗結(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, 被試的平均年齡為12.46歲(= 0.63歲)。采用Harman單因素檢驗法對本結(jié)果進行檢驗, 結(jié)果表明共有7個因子的特征根大于1, 其中最大因子解釋的變異量為17.55%, 遠小于臨界標準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)絡成癮量表(Young, 1999)。Shek等(2008)在中國青少年群體確認了該量表中文版具有良好的信效度。該量表共包含10個網(wǎng)絡成癮癥狀, 被試根據(jù)其在過去1年中網(wǎng)絡使用情況回答“是”和“否”, 其中“是”計1分, “否”計0分, 共10個題目。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分的個體則可以被認為有網(wǎng)癮(Shek et al., 2008)。在本研究中, 量表在3個時間點的克朗巴哈系數(shù)分別為0.76, 0.75和0.83。同時, 該量表在3個時間點均表現(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)計分析

本研究首先采用Mplus 8.0 (Muthén & Muthén, 2017)進行描述性統(tǒng)計和相關性分析。其次, 將性別和年齡作為協(xié)變量, 采用GMM估計不同異質(zhì)性群體的發(fā)展軌跡, 并采用差異性檢驗比較不同異質(zhì)性群體的人口統(tǒng)計學差異。最后, 使用R-package version 4.1.3估計網(wǎng)癮風險群組3個時間點的網(wǎng)絡結(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), 通過評估和比較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)的增長模型假設樣本中所有的個體有著相同的增長軌跡, 與之相比, GMM允許群體內(nèi)存在異質(zhì)性, 即假設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軌跡。GMM的獨特優(yōu)勢在于能夠在考慮時間因素前提下, 更準確地分辨不同個體之間的異質(zhì)性, 根據(jù)個體的發(fā)展軌跡更加準確識別出網(wǎng)癮的風險群組。本研究采用增長因子方差和協(xié)方差自由估計的GMM, 即允許類別內(nèi)所有個體具有不完全相同的增長軌跡, 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參數(shù)。截距因子的均值用于描述個體的平均初始水平, 而截距因子的方差則反映個體在特定時間點之間的差異程度, 即方差值越大, 說明個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時間點之間的平均增長率, 而斜率因子的方差則反映個體間增長率的差異程度, 即方差值越大, 個體間發(fā)展軌跡的差異越明顯(王孟成等, 2017)。GMM模型的檢驗指標包括信息指數(shù)：艾凱克信息準則(AIC)、貝葉斯信息準則(BIC)、樣本校正的BIC (aBIC)、信息熵(Entropy); 檢驗統(tǒng)計量：似然比檢驗指標(LMR)和基于Bootstrap的似然比檢驗(BLRT)指標。根據(jù)“Entropy更高, AIC、BIC和aBIC更低者, LMR和BLRT兩個指標值達到顯著水平, 模型擬合效果更好”的選擇方法, 且保證每個類別的人數(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)絡分析

采用R-package對不同時間點時的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡進行估計, 該分析方法遵循Epskamp和Fried發(fā)表的標準指南(Epskamp & Fried, 2018)。

首先, 使用R程序包IsingFit對癥狀網(wǎng)絡進行估計及可視化。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網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)。為避免假陽性關聯(lián)的出現(xiàn), 該程序使用最小絕對收縮和選擇算子(Graphical Least Absolute Shrinkage and Section Operator, GLASSO; Tibshirani, 1996)對此進行了控制。該方法適用于估計二進制數(shù)據(jù)的加權(quán)無向網(wǎng)絡, 其網(wǎng)絡邊緣可以理解為一個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)絡結(jié)構(gòu)的節(jié)點較少, 為使網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)更具靈敏性, 本研究采用OR規(guī)則定義節(jié)點(Node)和邊緣(Edge)的存在, 即若兩個回歸方程系數(shù)中, 若有其中一個系數(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)絡的估計中但是不討論其對網(wǎng)癮各癥狀的影響。第二步采用R程序包Network Comparison Test (NCT), 通過1000次迭代的置換測試從總體和局部的維度比較3個時間點網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)、強度中心性以及邊緣聯(lián)結(jié)差異的顯著性(Van Borkulo et al., 2022), 顯著性水平設置為0.05。第三步是通過中心性指標評估網(wǎng)絡中各項癥狀所發(fā)揮的作用。常見的中心性指標包括強度中心性(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, 另外兩個指標作為參考(梁一鳴等, 2020)。在本研究中, 所有中心性系數(shù)均為標準化的分數(shù), 因此系數(shù)越高, 意味著該癥狀在網(wǎng)絡中更容易激活其它的癥狀, 從而可以確定各個時間點的最為重要的癥狀。最后, 使用R程序包bootnet進行對網(wǎng)絡估計、邊緣估計和中心性估計進行準確性分析。首先通過自舉邊緣權(quán)重的95%置信區(qū)間估計邊緣的準確性, 置信區(qū)間覆蓋的區(qū)域越小意味著邊緣估計越準確。其次, 通過子集構(gòu)造程序刪除一定比例的被試并重新估計節(jié)點中心性, 該中心性與原中心性指標相關程度達到0.7時, 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)計及相關性分析

所有題目加總后得分用于衡量青少年的網(wǎng)癮程度(各條目的作答率見表1)。表2為所有被試在3個時間點的網(wǎng)癮得分均值、標準差以及相關性分析。結(jié)果表明, 在3次測量中, 網(wǎng)癮均值在T2時最高, 其次為T1, 在T3時最低。初一的網(wǎng)絡成癮青少年占14.1%, 初二上升至15.6%, 初三又下降至14.9%。其次, 3個時間點的標準差逐年增加, 說明青少年個體間的網(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體差異。相關性分析結(jié)果表明, 初一和初二的網(wǎng)癮得分的相關系數(shù)為0.25 (< 0.01), 初二和初三的網(wǎng)癮得分的相關系數(shù)為0.24 (< 0.01), 初一和初三的網(wǎng)癮得分的相關系數(shù)為0.38 (< 0.01)。根據(jù)相關系數(shù)的穩(wěn)定性標準, 網(wǎng)癮得分在相鄰時間間隔的穩(wěn)定性較低, 在兩年的時間間隔呈中等穩(wěn)定性。

3.2 GMM分析

本研究分別選取1～5種類別的GMM進行模型擬合度分析, 各項擬合指數(shù)見表3。在所有模型中, 四類別模型的BLRT和LMR未達到顯著水平, 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確。因此, 綜合考量后選擇保留二類別模型。在此基礎上, 進一步考察兩個潛在類別的發(fā)展軌跡特征。研究結(jié)果表明, 兩個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較低。此外, 通過斜率的均值考察每個類別的平均增長率。兩個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)癮水平隨時間顯著升高, 而C2組的網(wǎng)癮水平有所下降。

表1 三個時間點網(wǎng)癮各條目的作答情況(N =1279)

注：T1：首次測量, T2：第二次測量, T3：第三次測量。

表2 各時間點網(wǎng)癮得分描述性統(tǒng)計及相關性分析(N = 1279)

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

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, 且隨時間顯著升高。相比之下, C2組的初始水平較低, 且隨時間顯著下降?；诖? 本研究將兩個潛在類別命名為：C1風險組, 樣本占比11.65% (= 149); C2正常組, 樣本占比88.35% (= 1130)。二類別模型的增長軌跡見圖1。各組的初測時的人口統(tǒng)計學信息及差異見網(wǎng)絡版附錄表1。

圖1 二類別模型增長軌跡圖

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); 風險組：= 149 (11.65%), 正常組：= 1130 (88.35%)。

3.3 網(wǎng)絡分析

3.3.1 網(wǎng)絡估計及比較

為進一步了解風險組的癥狀演化, 本研究在上述GMM分析結(jié)果的基礎上, 進一步采用網(wǎng)絡分析方法估計風險組青少年(= 149)的癥狀網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)及總結(jié)其變化規(guī)律。由于根據(jù)3個時間點網(wǎng)癮均值得分所區(qū)分的有網(wǎng)癮組和無網(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, 將各時間點網(wǎng)癮均值得分作為協(xié)變量納入到網(wǎng)絡估計中。同時, 由于年齡在風險組青少年中區(qū)分度不大, 因此網(wǎng)絡分析中僅納入性別作為協(xié)變量。為了方便對3個時間點的網(wǎng)絡進行比較, 3個癥狀網(wǎng)絡的節(jié)點均采用相同的節(jié)點布局。3個網(wǎng)絡均形成55條邊(11×(11?1)/2)。其中, T1網(wǎng)絡中具有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個時間點的平均網(wǎng)絡密度分別為0.25, 0.30和0.15, 表明T2時癥狀之間的聯(lián)結(jié)最強, 而T3時癥狀之間的聯(lián)結(jié)最弱。3個時間點的癥狀網(wǎng)絡見圖2。

通過網(wǎng)絡比較分析的置換網(wǎng)絡檢驗進一步比較3個時間點癥狀網(wǎng)絡的網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)、全局強度和邊緣差異。結(jié)果表明(見表4), T1 vs T2的網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)(= 0.99)之間及全局強度均值之間(= 0.55)均無顯著差異, T1 vs T3的網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)無顯著的差異(= 0.38), 而全局強度均值之間具有顯著的差異(< 0.05), 而T2 vs T3的網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)同樣無顯著的差異(= 0.27), 全局強度均值之間具有顯著的差異(< 0.05)。其次, 根據(jù)網(wǎng)絡比較分析的局部置換結(jié)果, T1與T2的網(wǎng)絡邊緣僅有“消極后果” (A6)和“隱瞞實情”聯(lián)結(jié)顯著減弱(A7,< 0.01), 其余邊緣均無顯著的差異。T1與T3的網(wǎng)絡邊緣中, “強迫性網(wǎng)絡使用” (A1)和“滿足感缺失” (A2,< 0.001); “消極后果” (A6)和“隱瞞實情” (A7,< 0.05)存在顯著的差異。在T2到T3時, 諸多邊緣的強度隨著時間的推移顯著減弱, 包括“強迫性網(wǎng)絡使用” (A1)和“滿足感缺失” (A2,< 0.001); “上網(wǎng)行為失控” (A3)和“過度時間消耗” (A5,< 0.01); “上網(wǎng)行為失控” (A3)和“隱瞞實情” (A7,< 0.05); “上網(wǎng)行為失控” (A3)和“滿足感缺失” (A2,< 0.05)。

圖2 三個時間點網(wǎng)絡成癮的癥狀網(wǎng)絡

注：A1：強迫性網(wǎng)絡使用; A2：滿足感缺失; A3：上網(wǎng)行為失控; A4：情緒失控; A5：過度時間消耗; A6：消極后果; A7：隱瞞實情; A8：逃避現(xiàn)實; A9：戒斷反應; A10：過度金錢使用

表4 跨時間點網(wǎng)絡比較結(jié)果

注：A1：強迫性網(wǎng)絡使用; A2：滿足感缺失; A3：上網(wǎng)行為失控; A4：情緒失控; A5：過度時間消耗; A6：消極后果; A7：隱瞞實情; A8：逃避現(xiàn)實; A9：戒斷反應; A10：過度金錢使用

a 該數(shù)值來源于網(wǎng)絡比較分析關于差異值的計算

b 僅列出具有顯著差異(< 0.05)的邊緣

3.3.2 中心性估計

風險組3個時間點的強度中心性如圖3所示。在初一時, “強迫性網(wǎng)絡使用” (A1), “滿足感缺失” (A2), “情緒失控” (A4)和“戒斷反應” (A9)的中心性均較強, 意味著在該時間點這些癥狀與其它癥狀的關系緊密。在初二時, “滿足感缺失” (A2)的強度中心性上升至3個時間點中的最高值, 成為該時間點下中心性最高的核心癥狀。在初三時, “戒斷反應” (A9)的中心性均在初二時下降后重新表現(xiàn)出上升的趨勢, 成為該時間點時的核心癥狀。3個時間點其它中心性指標已補充至網(wǎng)絡版附圖1。

3.3.3 網(wǎng)絡準確性和穩(wěn)定性檢驗

邊緣權(quán)重自舉程序的結(jié)果表明(見網(wǎng)絡版附圖2), 3個網(wǎng)絡的邊緣估計是較為準確的：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)果對最強邊緣差異性進行計算以作參考(見網(wǎng)絡版附圖3), 結(jié)果表明較少邊緣之間存在顯著的差異, 提示本文在對邊緣解釋時需要更為謹慎。通過子集自舉程序?qū)χ行男苑€(wěn)定性系數(shù)(CS-coefficient)進行了估計。結(jié)果表明, 強度中心性的CS-coefficient在3個時間點分別為0.51, 0.59和0.45。子集自舉程序的結(jié)果見網(wǎng)絡版附圖4。

圖3 三個時間點網(wǎng)絡的強度中心性估計

注：A1：強迫性網(wǎng)絡使用; A2：滿足感缺失; A3：上網(wǎng)行為失控; A4：情緒失控; A5：過度時間消耗; A6：消極后果; A7：隱瞞實情; A8：逃避現(xiàn)實; A9：戒斷反應; A10：過度金錢使用。

4 討論

本研究使用GMM分析探究青少年網(wǎng)癮發(fā)展軌跡, 識別網(wǎng)癮風險群體, 并借助網(wǎng)絡分析比較風險組青少年在不同時間點下的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡演化特點, 識別各個階段的核心癥狀。研究結(jié)果證實了假設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)絡使用行為不斷增加最終發(fā)展成為網(wǎng)癮的風險組青少年。其次, 網(wǎng)絡分析結(jié)果表明, 風險組青少年的網(wǎng)癮癥狀之間的連接在初二時最強, 且在不同階段表現(xiàn)出不同的核心癥狀：“強迫性網(wǎng)絡使用”, “滿足感缺失”, “情緒失控”和“戒斷反應”在初一時處于高中心性位置。在初二時, “滿足感缺失”成為該時間點中心性最高的核心癥狀, 且強度中心性為3個時間點中的最高值。隨著成癮行為的形成, “戒斷反應”成為初三時的核心癥狀。本研究結(jié)果結(jié)合了GMM分析和網(wǎng)絡分析的優(yōu)勢, 為網(wǎng)癮風險組青少年的識別和認識提供了新的視角和見解, 為未來制定有針對性的干預方案提供強有力的實證依據(jù)。

4.1 網(wǎng)癮風險組的識別

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險組。其中, 正常組占總被試的88.35%, 其網(wǎng)癮得分在T1時較低, 且在T1至T2時間點保持穩(wěn)定, 在T2至T3時緩慢下降。風險組占總被試的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)絡成癮得分較為穩(wěn)定, 但是在T2到T3期間隨時間變化得分迅速上升, 在T3時該組青少年網(wǎng)癮水平均達到臨界值以上, 表明該組的潛在風險較高。

具體而言, 盡管正常組和風險組青少年在初一和初二階段都處于相對穩(wěn)定的低網(wǎng)癮水平。但在初二過后, 兩組網(wǎng)癮發(fā)展狀況表現(xiàn)出了截然不同的態(tài)勢, 即正常組網(wǎng)癮得分輕微下降, 而風險組得分迅速上升。這可能是因為初二作為青少年發(fā)展過程中的一個重要階段, 生理心理發(fā)展達到最高峰, 心理和行為會發(fā)生劇烈的變化, 部分青少年會出現(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題頻繁出現(xiàn)(盧家楣等, 2009; 鄧林園等, 2015)。根據(jù)“失補償假說” (高文斌, 陳祉妍, 2006), 對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)定且積極的朋輩關系, 良好的家庭氛圍和個人心理品質(zhì)), 因此他們在應對“初二現(xiàn)象”所帶來的負面影響時, 能夠積極尋求有效的資源來滿足自身的適應性需要, 而網(wǎng)絡對他們的吸引力會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“建設性補償”。因此, 經(jīng)過了適應性階段后, 該群組的青少年網(wǎng)絡使用行為逐漸減少。對于風險組的青少年而言, 在面對“初二現(xiàn)象”時, 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)實困難的重要途徑, 從中所獲得的積極體驗進一步正強化了他們的網(wǎng)絡依賴行為(Schimmenti et al., 2017; Yee, 2006), 形成了“病理性補償”, 最終走向網(wǎng)癮的道路。

4.2 網(wǎng)癮風險組的核心癥狀

為進一步發(fā)現(xiàn)不同時期的干預靶點, 本研究采用網(wǎng)絡分析的方法探討風險組的網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡演化及識別各時間點的核心癥狀。與以往青少年網(wǎng)癮網(wǎng)絡分析研究相比, 本研究進一步補充了追蹤研究數(shù)據(jù)所得結(jié)論。具體來說, 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)絡結(jié)構(gòu)和全局強度無顯著差異, 但該研究采用的是橫斷研究設計, 通過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)絡結(jié)構(gòu)和全局強度, 以表明青春期不同階段的群體趨勢。然而, 由于青少年在青春期不同階段時的網(wǎng)絡使用行為存在個體差異, 因此群體趨勢可能會掩蓋網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡隨時間變化的差異性。相比之下, 本研究采用的追蹤研究設計能夠彌補這一缺陷, 從而補充青少年在不同時間點網(wǎng)癮癥狀網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)和癥狀強度隨時間變化的實證證據(jù)。本研究發(fā)現(xiàn), 風險組青少年在T2時癥狀之間的全局強度最高, 其次為T1時間點, 最后為T3時間點。T1 與 T2的網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)及全局強度之間均無顯著差異。盡管T1、T2 與 T3的網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)無顯著的差異, 但T3時間點的網(wǎng)絡全局強度顯著強于T1和T2。根據(jù)病理網(wǎng)絡理論, 全局強度的增加意味著當一個癥狀被激活時, 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, 隨著風險組青少年的網(wǎng)癮癥狀之間的連接在初二至初三階段變強, 網(wǎng)癮在該階段表現(xiàn)出惡化的態(tài)勢。該研究結(jié)果與網(wǎng)癮發(fā)展軌跡結(jié)果相呼應, 共同暗示著初二為風險組形成和網(wǎng)癮惡化的拐點。

其次, 風險組的癥狀網(wǎng)絡在3個時間點的中心性估計結(jié)果表明, 不同階段的核心癥狀有所不同。初一時, 風險組的青少年具有4個高中心性的核心癥狀：“強迫性網(wǎng)絡使用”, “滿足感缺失”, “情緒失控”和“戒斷反應”。這可能是因為, 在該階段初入中學的青少年對于新鮮事物保持著高度的好奇心和探索欲, 同時也是適應新學習環(huán)境的時期, 網(wǎng)絡使用可能會成為這部分青少年滿足好奇心和適應新的學習生活的重要方式(Arnone et al., 2009)。由于網(wǎng)絡可以給個體帶來積極和新鮮的情緒和體驗(Zhang & Bian, 2021), 相比于現(xiàn)實世界中所面臨的困難以及伴隨而來的滿足感缺失, 高頻率的網(wǎng)絡使用能夠幫助他們有效滿足自身的情感需要。因此, 當這部分青少年試圖減少或者停止上網(wǎng)時, 所產(chǎn)生的負性體驗可能與上網(wǎng)時的積極體驗形成強烈對比, 容易出現(xiàn)情緒失控或者相應的戒斷反應, 從而更加依賴互聯(lián)網(wǎng)。初二時, “滿足感缺失”的中心性進一步上升至3個時間點中的最高點, 成為該時間點的核心癥狀。這暗示著, 風險組的青少年的上網(wǎng)行為是其為應對“初二現(xiàn)象”所帶來的滿足感缺失的補償行為。當這部分青少年的社交需求, 應對負面情緒的需求, 及自我實現(xiàn)的需求無法被恰當滿足時, 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鍵時間點, 如何讓青少年學習以正確的方式滿足自身需要, 是預防風險組青少年發(fā)展出“病理性補償”的關鍵點。在初三時風險組青少年的核心癥狀是 “戒斷反應”。與以往的研究一致, 戒斷癥狀一直以來都被認為是網(wǎng)癮的突出癥狀(Giordano et al., 2020; Kaptsis et al., 2016)。在該時間點, 風險組青少年已逐步形成網(wǎng)癮, 戒斷反應也因此成為了該階段的核心癥狀。對于風險組青少年而言, 此時網(wǎng)絡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, 當這部分青少年在停止使用網(wǎng)絡時, 感知到的負性情緒(如, 空虛、孤獨、無助、抑郁)和問題行為尤為突出。另一方面, 以往的研究表明, 持續(xù)的網(wǎng)癮會損害青少年大腦的認知功能(Hong et al., 2013), 從而降低問題解決的能力(Say & Batigun, 2016)。長期的網(wǎng)癮可能會導致這部分青少年對網(wǎng)絡使用所帶來的其他問題(例如, 金錢使用問題、時間管理問題、學業(yè)表現(xiàn))的麻木。因此, 相比于與網(wǎng)絡使用所帶來的消極影響, 戒斷癥狀在該階段會有突出的表現(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告的測量方式, 盡管我們在施測過程中盡可能確保了被試的匿名性和測謊題, 但是這種測查方式仍然難以克服主觀所產(chǎn)生的偏差問題, 影響所得數(shù)據(jù)的準確性。未來的研究應考慮結(jié)合老師、家長等多方報告的數(shù)據(jù)。其次, 本研究所使用的樣本僅限于公立學校青少年, 不能代表所有的青少年群體(如, 私立和中職院校), 且只針對初中階段進行了為期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, 未來可嘗試擴大樣本范圍, 設計更為長程的追蹤(如初一到高三)以進一步檢驗或者擴展本研究的發(fā)現(xiàn)。最后, 由于目前學術(shù)界對網(wǎng)癮癥狀尚無統(tǒng)一的界定方式, 因此本文目前的癥狀分析仍是基于測量工具的條目進行區(qū)分。未來的研究可以完善對網(wǎng)癮癥狀的歸納, 并檢驗本研究的結(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)風險態(tài)勢的青少年在剛進入初中的時間(初一), 突出表現(xiàn)為“強迫性網(wǎng)絡使用”、“滿足感缺失”、“情緒失控”和“戒斷反應”這4個癥狀。隨后進入初中高危階段(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”為其中最為突出的癥狀。

基于上述發(fā)現(xiàn), 本研究認為對風險組青少年的干預不僅需要關注青少年被判斷為網(wǎng)癮后的介入, 也需要關注這部分青少年網(wǎng)癮形成的過程。重要的是, 臨床工作者和學校管理者應將網(wǎng)癮納入學生心理健康檔案, 定期對學生網(wǎng)癮情況進行調(diào)查, 建立動態(tài)管理機制。本研究提出應對青少年網(wǎng)癮風險的“三預”策略(“預防”?“預警”?“干預”)。首先, 初一到初二作為“預防”階段。在該階段, 正常組和風險組的網(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)癮均未達到臨界標準。因此, 該階段目標應該以預防風險為主, 比如學校的心理健康教育課程可以向?qū)W生普及正確的網(wǎng)絡使用行為和網(wǎng)癮帶來的消極后果, 也可以通過豐富多彩的校園或者社區(qū)生活轉(zhuǎn)移學生對網(wǎng)絡的需求和注意力。值得注意的是, 在初一至初二階段, “強迫性網(wǎng)絡使用”、“滿足感缺失”、“情緒失控”和“戒斷反應”的突出作用啟示我們, 應當重點關注青少年的好奇心和滿足感, 引導他們正確緩解停止網(wǎng)絡使用時所帶來的消極情緒反應。此外, 縱向研究發(fā)現(xiàn)初一時期的學校適應不良會增加初三時網(wǎng)癮的發(fā)生率(Bu et al., 2021)。因此, 將預防工作嵌入到傳統(tǒng)的小升初入學適應輔導中, 或能在原有的學?？蚣苤袨榫W(wǎng)癮預防提供介入空間, 防患于未然。其次, 初二應當作為 “預警”網(wǎng)癮的關鍵階段。初二作為正常組和風險組產(chǎn)生分化的關鍵時間點, 在該階段識別潛在的網(wǎng)癮風險青少年尤為重要。 “滿足感缺失”作為初二時風險組青少年的核心癥狀更是啟示教育和臨床工作者應當將青少年對滿足感的需求作為識別的關鍵依據(jù), 密切關注滿足感缺失的青少年的網(wǎng)絡使用行為, 對初一階段已表現(xiàn)出網(wǎng)癮的學生進行重點預警, 并在必要時進行有針對性的監(jiān)管措施, 幫助青少年學習如何恰當?shù)厥褂镁W(wǎng)絡, 并且采用積極的方式(如, 運動、閱讀、社交活動等)彌補他們的滿足感需要。此外, 家庭環(huán)境不僅是青少年網(wǎng)癮發(fā)生和持續(xù)的風險因素(Bu et al., 2021), 亦是青少年滿足感的重要來源。因此, 發(fā)揮家校合作功能, 及時向家長發(fā)出警示, 提升家長的意識, 做好共同防護工作, 也是系統(tǒng)地應對青少年網(wǎng)癮問題的重要手段。最后是“干預”階段。初三時風險組青少年的網(wǎng)癮行為已經(jīng)形成, 因此, 應當重點關注戒斷反應的干預措施, 幫助青少年克服當下的網(wǎng)癮戒斷反應, 比如通過認知行為療法、正念干預、運動干預、家庭治療等手段, 幫助學生戒除網(wǎng)癮, 不再迷“網(wǎng)”, 也避免其產(chǎn)生更為嚴重的心理和行為后果。

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附表1 正常組與風險組被試初測時人口統(tǒng)計學信息

分類變量正常組 (n = 1130)風險組 (n =149) n%n% 性別 男60553.55738.3 女52546.59261.7 年齡(初測) 11221.910.7 1262255.09060.4 1342938.05536.9 14544.821.3 1530.320.7 獨生子女 是42837.96140.9 否69961.98859.1 未報告30.2–– 生長地 農(nóng)村13712.11812.2 城市99287.813087.2 未報告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 未報告786.9128.0 家庭結(jié)構(gòu) 完整106594.213590.6 不完整565.0149.4 未報告90.821.3

附圖1 三次網(wǎng)絡的中介性和接近性指標估計結(jié)果

附圖2 三個網(wǎng)絡中的邊緣權(quán)重的自舉置信區(qū)間

注：T：各時間點網(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)絡邊緣強度差異性檢驗

注：T：各時間點網(wǎng)癮得分均值, G：性別; 黑框表示兩個節(jié)點間存在顯著差異。

附圖4 三次網(wǎng)絡子集自舉結(jié)果

注：T：各時間點網(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

* 國家社會科學基金(16CSH049), 廣東省基礎與應用基礎研究基金自然科學基金面上項目(2021A1515011330)。

遲新麗, E-mail: xinlichi@szu.edu.cn