School Climate and Pathological Online Game Use among Adolescents: The Moderated Mediation Model
1 引言
根据中国互联网络信息中心(2014)的调查数据,截至2013年12月底,我国网民规模达6.18亿人,较2012年底增加5358万人,其中10～19岁的青少年网民比例为24.1%,而中国网络游戏网民规模达到3.38亿,网民的网游使用率达到了54.7%。网络游戏提供了虚实交织的想象空间,可以说,网络游戏已经成为当前青少年最喜爱的娱乐活动之一。但是,研究发现,过度的网络游戏使用会降低青少年的情绪智力、侵蚀同伴关系和师生关系,甚至产生自杀意念或行为,已逐渐被认定为一种可能的成瘾行为(Hussain & Griffiths,2009；Kim et al., 2006；Kim,2010；Wang et al., 2011)。中国青少年网瘾报告(2009)指出,青少年网瘾者以“网络游戏成瘾”居多。国内外许多研究者提出很多不同的网络游戏成瘾概念,如“问题性网络游戏使用”、“过度网络游戏使用”、“病理性网络游戏使用”等(Charlton & Danforth,2007；Gentile et al., 2011；Griffiths,2010)。尽管概念名称存在差异,其实质都强调对网络游戏的过度使用是类似成瘾的一种问题行为模式。鉴于对网络游戏成瘾的概念界定较为复杂且目前尚无统一结论,本研究采用“病理性网络游戏使用(Pathological online game use,POGU)”这一术语,旨在强调青少年因无法控制网络游戏使用行为而苦恼,并影响日常生活的现象。
由于测量工具、诊断标准、地域文化、样本选择等差异,不同研究所得出的病理性网络游戏使用比例通常不具有可比性。纵观国内外研究结果,POGU的检出率在0.2%～50%之间(Kuss,2013)。例如,这一比例在美国青少年中为8.5%,而在我国一项研究中达到10.8%(Gentile et al., 2009；谢永标,彭子文,徐莉萍,2010)。不难发现,随着网络游戏的盛行,青少年POGU已成为世界性的心理卫生问题,揭示其影响因素及其内在机制是对其进行科学预防和有效控制的基础,对于青少年的健康发展具有重要意义。
学校氛围是一个复杂的多维度结构,同伴行为、校园暴力、学习风气、校园组织氛围等都是学校氛围的重要组成因素(董奇,林崇德,2011；Jia et al., 2009；Zullig,Koopman,Patton,& Ubbes,2010)。青少年大部分时间在学校学习,学校是除家庭之外影响青少年发展的最重要场所。大量实证研究表明,学校氛围对青少年社会情绪调节以及问题行为产生均存在显著影响(Jia et al., 2009；Wang & Dishion,2012；Way,Reddy,& Rhodes,2007)。如Way等人(2007)研究发现,学校氛围正向预测青少年自尊,负向预测其抑郁。Jia等人(2009)也得出了类似的发现,即学校氛围与中国和美国青少年学生抑郁显著负相关,与自尊和学业成绩显著正相关。此外,Wang和Dishion(2012)研究发现,学校氛围的发展轨迹与青少年攻击等问题行为的发展轨迹显著负相关。随着学校氛围水平的下降,青少年问题行为的水平显著上升,但具体到校园氛围与青少年病理性网络游戏使用的关系仍不明确。依据自我决定理论(self-determination theory),在良好的校园环境下,青少年的安全感、亲密关系、自主发展等基本心理需求获得满足(Wang & Dishion,2012；Reeve,2002),当这些心理需求无法获得满足,则会通过网络游戏以逃避现实和寻求社会联结。尽管目前很少有实证研究直接探讨学校氛围与青少年POGU的关系,然而,鉴于以往研究一致发现良好的校园安全环境和组织氛围、规范化的同伴行为是POGU强劲的保护因素(Li et al., 2013；Wang et al., 2011),且校园暴力显著增加POGU的发生风险(Gentile et al., 2011),以及学校氛围对青少年社会情绪调节和问题行为(抑郁等消极情绪、攻击等问题行为是POGU的近端重要风险因子)的强有力影响,有理由推测学校氛围显著影响青少年POGU的发展。因此,本研究的第一个目的是拟考察学校氛围对青少年POGU的影响。
学校氛围影响青少年POGU的具体机制如何,即学校氛围是否通过某些中介变量进而影响青少年POGU,这也是一个亟待探究的问题。学校参与反映了学生在学校内部学业或非学业活动的参与度,和学校的情感联结及其对教育目标的认同(Glanville & Wildhagen,2007)。在回顾相关文献的基础上,本研究认为学校参与可能是学校氛围与青少年POGU关系间重要的中介变量。阶段-环境匹配理论指出,学校参与反映了个体和校园环境的交互质量,校园环境能否满足青少年的能力、关系和自主心理需求,会影响到其学校参与程度,进而影响其社会情绪、问题行为等发展结果(Eccles et al., 1993)。实证研究支持了这一理论,如Wang等(2010)考察多种学校环境因素对青少年学业成就的影响,发现学校参与显著中介教师支持对学业成绩的影响。Totura等(2014)研究认为,学校参与可以显著中介同伴侵害对中学生学业成就的影响。Upadyaya和Salmela-Aro(2013)综述了相关实证研究,也指出学校参与是学校环境因素影响青少年积极发展(学业成就和幸福感)的重要中介,然而,在学校环境影响青少年问题行为的过程中,学校参与是否存在相同作用机制仍有待进一步探讨。据我们所知,仅Bender(2012)考察了学校参与在校园虐待与青少年犯罪行为之间的关系,研究发现处于高校园虐待下的青少年,其学校活动的参与程度(行为参与),以及与学校的情感联结(情感参与)显著偏低,进而促使其产生犯罪行为。不仅如此,大量实证研究表明,学校参与是青少年问题行为(包括网络游戏成瘾)强有力的近端保护因素(Li et al., 2013；Li & Lerner,2011；Wang et al., 2011；Wang & Fredricks,2014)。如Li和Lerner(2011)研究发现提升学校参与可显著减少青少年犯罪行为和药物使用。Wang和Fredricks(2014)采用纵向研究设计也得出了类似的研究发现,学校行为和情感参与的降低导致青少年行为不良和物质使用显著增加。尤为重要的是,Li等(2013)研究发现,学校情感参与与青少年病理性网络使用显著负相关。因此,有理由推测学校参与是学校氛围(学校环境因素的核心体现)影响青少年POGU的显著中介变量。故本研究的第二个目的是考察学校参与在学校氛围影响青少年POGU过程中的中介效应。
值得注意的是,近年来,发展心理病理学领域开始关注学校、家庭等不同发展背景对青少年发展的交互影响(Crosnoe,2004；DeLay,Hafen,Cunha,Weber,& Laursen,2013)。亲子关系是家庭系统的重要环节,会影响到青少年对环境氛围的感知(Hong & Eamon,2012)。Grant等(2006)在回顾500份相关研究的基础上,指出亲子关系是家庭系统中影响青少年发展的最重要的保护因子之一。Wallace和May(2005)认为,相对于亲子关系不良的青少年,亲子关系良好的青少年面对恶劣的学校环境不会产生强烈的消极情绪。良好的亲子关系能够强有力地满足青少年的关系、能力、自主等基本心理需求,并从家庭内迁移到学校等其他环境中,有利于青少年发展。此外,研究表明良好的亲子关系有助于促进青少年学校参与的加强(Murray,2009),来自支持性家庭环境的青少年具有更高的亲社会性,更多地参与学校活动(Wang,Dishion,Stormshak,& Willett,2011)。因此,本研究的第三个目的旨在采用“学校×家庭的交互作用观”探讨亲子关系在学校氛围影响青少年POGU关系间(包括直接路径和中介路径)的调节效应。
有必要指出的是,缘于母亲具有更高的包容性和亲密感,易进行平等开放的交流,长期以来,研究者们大多认为母子关系对青少年影响更大(Farrell & White,1998；Williams & Kelly,2005)。如Farrell和White(1998)研究发现,良好的母子关系可以缓冲同伴行为对青少年物质使用的影响,但父子关系的调节效应不显著。当前,研究较多关注母子关系对青少年发展的影响,而较少关注父子关系的作用(Phares,Fields,Kamboukos,& Lopez,2005)。然而,毋庸置疑,父亲和母亲均是影响青少年发展的重要他人,父亲对于青少年的发展也有显著影响。如Paquette(2004)研究发现,父子关系与青少年学校适应、社会交往等密切相关。尤其值得注意的是,随着父子关系、母子关系影响青少年发展研究的逐步展开,研究者们发现父子关系和母子关系对于青少年发展的影响具有领域特异性,即母子关系更多地影响青少年焦虑抑郁等情绪问题,而父子关系则更多地影响其外化行为问题(Fosco et al., 2012；Ohannessian,2013)。如Fosco等人(2012)研究发现,父子关系与青少年反社会行为显著负相关,而母子关系与青少年反社会行为的关系不显著。POGU是典型的外化行为问题(Gentile et al., 2009),且大量实证研究表明,父子关系、母子关系对青少年病理性网络使用的影响存在差异(Liu,Fang,Zhou,Zhang,& Deng,2013；van den Eijnden,Spijkerman,Vermulst,van Rooij,& Engels,2010)。如Liu等(2013)研究发现,相比母子关系,父子关系更强劲地预测青少年病理性网络使用。因此,鉴于父子关系和母子关系对青少年发展(包括病理性网络游戏使用)的特异性影响,本研究拟分别探讨父子关系、母子关系在学校氛围影响青少年POGU关系间的调节效应。
高中阶段是青少年学业、个体社会性和生涯发展的关键时期,也是各种内外化问题的突发阶段(唐芹等,2013)。高一作为重要过渡期,青少年面临重新适应新的学校氛围、养成新的学习生活习惯等问题,能否和环境形成良好互动,将会极大影响学校参与以及高中阶段的自我调节和幸福感(Upadyaya & Salmela-Aro,2013)。一旦适应不良,将大大增加发展为病理性网络游戏使用的风险。综上所述,本研究以高一学生作为研究对象,提出了一个有调节的中介模型(图 1),旨在探讨：(1)学校氛围对青少年POGU的影响；(2)学校参与在学校氛围与青少年POGU关系间的中介效应；(3)父子关系、母子关系在学校氛围与青少年POGU关系间(包括直接路径和间接路径)的调节效应。为独立考察父子关系、母子关系在学校氛围影响青少年病理性网络游戏使用中的作用,将父子关系、母子关系纳入同一个模型,在考察父子关系调节作用时控制了母子关系,在考察母子关系调节作用时控制了父子关系。考虑到前人研究发现被试的性别、年龄、父母受教育水平、家庭人均月收入以及冲动性等与病理性网络使用显著相关,因而,在研究中对这些变量加以控制(Cao,Su,Liu,& Gao,2007；Li et al., 2013)。
2 方法 2.1 被试
本研究采用整群抽样法选取广东省和海南省八所高级中学的高一年级3056名学生(平均年龄16.33岁,SD=1.19)作为被试。其中,男生1602人,女生1454人；父亲与母亲的受教育水平为“未受过正规教育或小学”水平者分别为21.3%和45.6%,“初中”水平者分别为43.0%和29.9%,“高中”水平者分别为22.1%和13.6%,“大专”水平者分别为5.2%和4.2%,“大学本科/本科及以上”者分别为5.0%和3.2%。被试中家庭人均月收入在“1000元以下”者为36.6%,“1000~2000元”者为20.4%,“2000~3000元”者为14.4%,“3000~4000元”者为7.6%,“4000~5000元”者为5.9%,“5000元以上”者为15.1%。 2.2 研究工具 2.2.1 学校氛围问卷
采用“青少年网络游戏成瘾的心理、神经机制与干预研究”课题组编制的学校氛围问卷。该问卷是在参考国内外相关测量工具(董奇,林崇德,2011；Jia et al., 2009；张平平,李凌艳,辛涛,2011)的基础上自编而成。该问卷经由心理学专业6名博硕士研究生和2名心理学教师经多次讨论后确立。包括6个项目,如：“我们学校里有学生打架斗殴”反映了校园暴力,“我们学校里有同学偷窃”反映了同伴行为,“我们学校里有同学考试作弊”反映了学习风气等。采用5点记分,1表示“从不”,5表示“总是”。将所有项目反向记分后计算均分,分数越高代表学校氛围越好。探索性因子分析发现,仅有一个因子特征值大于1,表明只能提取一个因子,方差贡献率为61.25%,各项目的载荷在0.56~0.67之间。进行了验证性因素分析,问卷整体拟合指数如下:χ2=33.576,df=2,p<0.001,RMSEA=0.079,NFI=0.996,CFI=0.996,GFI=0.995,表明该问卷结构效度良好。本研究中,该问卷的Cronbach系数α为0.87。为进一步确保问卷效度,采用Jia等(2009)编制的“感知学校氛围问卷”进行效标关联效度检验,二者相关显著(r=0.42,p<0.001)。 2.2.2 学校参与量表
采用Wang等(2011)编制的学校参与量表。该量表经由心理学专业6名博硕士研究生和2名心理学教师进行多次直译和回译。包括认知参与(8个项目,如“努力找出学习上的问题并计划如何解决”)、情感参与(8个项目,如“总的来说,我感觉我是我们学校的一份子”)、行为参与(7个项目,如“上课时走神,不集中注意力认真听讲”)三个维度；采用5点记分,1表示“从不”,5表示“总是”；计算所有项目的均分,分数越高表示青少年的学校参与程度越高。该量表在学校参与研究中广泛使用,具有良好的信效度(Wang & Fredricks,2014)。进行了验证性因素分析,量表整体拟合指数如下:χ2 =2363.82,df=221,p<0.001,RMSEA=0.059,NFI=0.902,CFI=0.910,GFI=0.928,表明该量表结构效度良好。本研究中,该量表的Cronbach α系数为0.88。 2.2.3 亲子关系问卷
采用Stattin和Kerr(2000)研究中使用的亲子关系问卷,青少年分别对父子关系和母子关系进行评定。该问卷经由心理学专业6名博硕士研究生和2名心理学教师进行多次直译和回译。父子关系、母子关系问卷各8个项目,项目内容相同,如“你对父亲/母亲感到失望吗？”。采用3点记分,1表示“从不”,3表示“经常”；分别计算父子和母子关系问卷的均分,分数越高表示父子关系、母子关系越好。进行了验证性因素分析,父子关系问卷整体拟合指数如下:χ2=288.33,df=19,p<0.001,RMSEA=0.069,NFI=0.932,CFI=0.936,GFI=0.976；母子关系问卷整体拟合指数如下:χ2=263.41,df=19,p<0.001,RMSEA=0.066,NFI=0.939,CFI=0.943,GFI=0.978,表明问卷结构效度良好。本研究中,父子关系、母子关系问卷的Cronbach系数α分别为0.72和0.71。2.2.4 青少年病理性网络游戏使用问卷
改编自Gentile等(2009)研究中使用的病理性视频游戏使用问卷,该问卷根据DSM-IV病理性赌博评定标准编制而成,具有良好的信度和效度。该问卷经由心理学专业6名博硕士研究生和2名心理学教师进行多次直译和回译。共11个项目,如“你是否感觉需要不断增加玩网络游戏的时间才能得到满足？”,采用三点记分,1表示“从不”,3表示“经常”。计算所有项目的均分,分数越高表示青少年的病理性网络游戏使用倾向越强。病理性网络游戏使用问卷整体拟合指数如下:χ2=552.48,df=44,p<0.001,RMSEA=0.062,NFI=0.929,CFI=0.934,GFI=0.965,表明问卷结构效度良好。本研究中,该问卷的Cronbach α系数为0.83。2.2.5 控制变量
研究中控制了被试的性别、年龄、父母受教育水平(本文中：1=小学及以下,8=博士或以上)、家庭人均月收入(本文中：1=0～1000元,10=9001元或以上)以及冲动性等变量。冲动性测量采用了Cándido等(2012)编制的UPPS-P冲动行为量表,该量表经由心理学专业6名博硕士研究生和2名心理学教师进行多次直译和回译。共20个项目,采用4点记分,1表示“非常不同意”,4表示“非常同意”。计算所有项目的均分,分数越高表示被试的冲动性越强。本研究中,冲动性量表的Cronbach α系数为0.76。2.3 数据分析
采用SPSS 20.0 软件包对数据进行统计分析。在经典参数检验,一旦总体正态分布、方差齐性等前提假设未被满足,犯Ⅰ类和Ⅱ类错误的可能性大大增加。本研究回归系数的显著性检验采用了Bootstrapping 方法(Erceg-Hurn & Mirosevich,2008),无需假设样本服从某种分布,而是通过对原样本进行有放回的随机抽样来重新构造样本分布(本研究共构造1000个样本,每个样本容量均为3056人),获得参数估计的稳健标准误及置信区间。若置信区间不含零则表示有统计显著性。 3 结果与分析
3.1 共同方法偏差的检验
受客观条件限制,本研究仅采用被试自我报告的方法来收集数据资料,结果可能受到共同方法偏差的影响。因此,本研究采用Harman单因子检验对共同方法偏差是否严重进行了统计确认(Podsakoff,MacKenzie,Lee,& Podsakoff,2003)。结果表明,未旋转和旋转都得到12个因子特征根大于1,未旋转得到的第一个因子解释的变异量为17.90%,旋转得到的第一个因子解释的变异量为9.01%,都远小于40%的临界值。因此,本研究中共同方法偏差的影响不严重。3.2 变量的描述统计结果
根据Gentile等人(2009)使用的分数转换及成瘾划界标准,首先将得分进行分数转换：从不=0,有时=0.5,经常=1,然后计算所有项目的总分,总分≥5判定为成瘾,按照此方法,本研究样本青少年网络游戏成瘾的检出率为7.4%。这一检出率略低于当前我国青少年网络游戏成瘾调查的检出率(8.9%～10.8%,徐夫真,张文新,2011；谢永标,彭子文,徐莉萍,2010)。采用“否=0、是=1”的迫选题记分可能会高估成瘾率,“从不=0、有时=0.5,经常=1”这样的连续记分方式更符合青少年经历POGU症状的生活实际,将有时经历症状也纳入进来,因而所得检出率更加可靠(Gentile et al., 2009)。本研究首次采用大样本(N=3056)及连续记分方式对我国青少年POGU进行调查,研究结果具有重要参考价值。
表 1呈现了本研究变量的描述统计结果,如该表所示,学校氛围与POGU显著负相关,表示学校氛围越好,青少年学生POGU的倾向越小。此外,学校氛围与学校参与显著正相关,表示学校氛围越好,青少年学生学校参与的程度越强；父子关系、母子关系、学校参与和POGU均显著负相关,表示亲子关系越好、学校参与水平越高,青少年学生POGU的倾向越小。
表 1 描述性统计及相关矩阵
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 1. 学校氛围 | 3.63 | 0.85 | 1.00 | | | |
| 2. 学校参与 | 3.80 | 0.51 | 0.34*** | 1.00 | | |
| 3. 父子关系 | 2.40 | 0.36 | -0.19*** | 0.37*** | 1.00 | |
| 4. 母子关系 | 2.47 | 0.35 | -0.18*** | 0.38*** | 0.53*** | 1.00 |
| 5. POGU | 1.24 | 0.28 | -0.22*** | -0.33*** | -0.21*** | -0.18*** |
| 注：POGU=病理性网络游戏使用； ***p<0.001, ***p<0.01,*p<0.05 |
3.3 学校氛围与青少年POGU的关系：有调节(父子关系)的中介模型检验
采用层次回归分析,对父子关系和学校参与在学校氛围与青少年POGU关系之间的有调节的中介模型进行检验(Muller,Judd,& Yzerbyt,2005)。表 2中,方程1和2分别估计了自变量对因变量和中介变量的直接效应,方程3估计了父子关系对路径“学校氛围→POGU”的调节效应,方程4估计了父子关系对路径“学校氛围→学校参与”的调节效应,方程5估计了父子关系是否调节路径“学校参与→POGU”以及“学校氛围→POGU”的残余效应。本研究对所有预测变量进行了中心化处理(其中,性别：男=1,女=0),以避免多重共线性的出现。在五个回归方程中,均控制了性别、年龄、母子关系、父母受教育水平、家庭经济状况和冲动性的影响。
表 2 学校氛围对青少年POGU有调节的中介模型检验(父子关系的调节效应)
| 方程1 | 方程2 | 方程3 | 方程4 | 方程5 |
| (变量：POGU) | (变量：学校参与) | (变量：POGU) | (变量：学校参与) | (变量：POGU) |
| β | t | β | t | β | t | β | t | β | t |
| 性别 | -0.09 | -17.85*** | 0.07 | 8.04*** | -0.09 | -18.13*** | 0.07 | 8.21*** | -0.08 | -16.90*** |
| 年龄 | 0.01 | 1.29 | -0.02 | -2.29* | 0.01 | 1.12 | -0.02 | -2.12* | 0.00 | 0.83 |
| 母子关系 | -0.08 | -5.38*** | 0.37 | 14.58*** | -0.02 | -1.36 | 0.25 | 8.81*** | -0.00 | -0.04 |
| 父亲受教育水平 | -0.02 | -2.81** | 0.03 | 3.28** | -0.01 | -2.32* | 0.03 | 2.70** | -0.01 | -2.06 |
| 母亲受教育水平 | 0.01 | 1.25 | 0.02 | 1.83 | 0.01 | 0.88 | 0.02 | 2.25* | 0.01 | 1.27 |
| 家庭经济状况 | 0.00 | 0.71 | 0.01 | 1.06 | 0.01 | 0.87 | 0.01 | 0.91 | 0.01 | 0.87 |
| 冲动性 | 0.05 | -9.12*** | -0.17 | 19.56*** | 0.04 | -8.25*** | -0.16 | 18.57*** | 0.03 | -5.21*** |
| 学校氛围 | -0.05 | -8.08*** | 0.12 | 11.37*** | -0.05 | -7.47*** | 0.11 | 10.69*** | -0.04 | -5.87*** |
| 父子关系 | | | | | -0.12 | -6.85*** | 0.23 | 8.34*** | -0.09 | -5.35*** |
| 学校氛围×父子关系 | | | | | -0.01 | -0.53 | 0.05 | 1.78 | -0.02 | -1.34 |
| 学校参与 | | | | | | | | | -0.09 | -7.72*** |
| 学校参与×父子关系 | | | | | | | | | 0.09 | 3.12** |
| R2 | 0.20 | 0.34 | 0.21 | 0.36 | 0.23 |
| F | 77.41*** | 163.92*** | 67.75*** | 141.76*** | 63.95*** |
| 注: POGU=病理性网络游戏使用； ***p<0.001, ***p<0.01,*p<0.05。 |
如表 2所示,在方程1和方程2中,学校氛围分别显著正向预测青少年POGU和学校参与(β1=-0.05,β2=0.12,ps<0.001)。在方程3中,学校氛围和父子关系均显著负向预测青少年POGU(β1=-0.05,β2=-0.12,ps<0.001),但是二者对青少年POGU的交互影响不显著(β=-0.01,p>0.05)。在方程4中,学校氛围和父子关系均显著正向预测学校参与(β1=0.11,β2=0.23,ps<0.001),而学校氛围和父子关系对学校参与的交互影响也不显著(β=0.05,p>0.05)。在方程5中,学校氛围、父子关系、学校参与均显著负向预测青少年POGU(β1=-0.04,β2=-0.09,β3=-0.09,ps<0.001),且学校参与和父子关系对青少年POGU的交互影响显著(β=0.09,p<0.01)。方程5和方程3相比,△R2=0.02,额外解释了2%的变异,使解释率由21%提高到23%。进一步简单斜率检验发现(图 2所示),当父子关系较差时(均分一个标准差以下),学校参与和POGU显著负相关(b=-0.18,t=-5.95,p<0.001),而当父子关系较好时(均分一个标准差以上),学校参与和病理性网络游戏使用相关不显著(b=-0.01,t=-0.22,p>0.05),这表明较差的父子关系能够放大低水平的学校参与对青少年POGU的负面影响。
表 3 学校氛围对青少年POGU有调节的中介模型检验(母子关系的调节效应)
| 方程1 | 方程2 | 方程3 | 方程4 | 方程5 |
| (变量：POGU) | (变量：学校参与) | (变量：POGU) | (变量：学校参与) | (变量：POGU) |
| β | t | β | t | β | t | β | t | β | t |
| 性别 | -0.09 | -18.18*** | 0.07 | 8.08*** | -0.09 | -18.21*** | 0.07 | 8.19*** | -0.09 | -16.97*** |
| 年龄 | 0.01 | 1.09 | -0.02 | -1.94 | 0.01 | 1.11 | -0.02 | -2.12* | 0.00 | 0.76 |
| 父子关系 | -0.13 | -8.62*** | 0.34 | 14.15*** | -0.12 | -6.87*** | 0.22 | 8.08*** | -0.10 | -5.68*** |
| 父亲受教育水平 | -0.01 | -2.28* | 0.03 | 2.39* | -0.01 | -2.32** | 0.03 | 2.74** | -0.01 | -1.97 |
| 母亲受教育水平 | 0.01 | 0.78 | 0.03 | 2.77** | 0.01 | 0.80 | 0.02 | 2.17* | 0.01 | 1.12 |
| 家庭经济状况 | 0.01 | 0.92 | 0.01 | 0.61 | 0.01 | 0.89 | 0.01 | 0.91 | 0.01 | 1.12 |
| 冲动性 | 0.05 | -8.61*** | -0.17 | 20.05*** | 0.04 | -8.29*** | -0.16 | 18.62*** | 0.03 | -5.17*** |
| 学校氛围 | -0.05 | -7.57*** | 0.11 | 11.10*** | -0.05 | -7.47*** | 0.11 | 10.70*** | -0.04 | -5.82*** |
| 母子关系 | | | | | -0.02 | -1.28 | 0.26 | 9.08*** | -0.01 | -0.30 |
| 学校氛围×母子关系 | | | | | 0.01 | 0.81 | 0.06 | 2.30* | 0.01 | 0.53 |
| 学校参与 | | | | | | | | | -0.10 | -7.75*** |
| 学校参与×母子关系 | | | | | | | | | 0.05 | 1.72 |
| R2 | 0.21 | 0.34 | 0.21 | 0.36 | 0.23 |
| F | 84.41*** | 161.76 | 67.80*** | 142.09*** | 63.37*** |
| 注：POGU=病理性网络游戏使用； ***p<0.001, *** p<0.01,* p<0.05。 |
3.4 学校氛围与青少年POGU的关系：有调节(母子关系)的中介模型检验
同父子关系模型,也采用五个回归方程,在控制性别、年龄、父子关系、父母受教育水平、家庭经济状况和冲动性的影响基础上,检验母子关系和学校参与在学校氛围与青少年POGU关系之间的调节效应与中介效应。如表 3所示,在方程1和方程2中,学校氛围分别显著正向预测青少年POGU和学校参与(β1=-0.05,β2=0.11,ps<0.001)。在方程3中,学校氛围显著负向预测青少年POGU(β=-0.05,p<0.001),学校氛围和母子关系对青少年 POGU的交互影响不显著(β=0.01,p>0.05)。在 方程4中,学校氛围和母子关系均显著正向预测学校参与(β1=0.11,b2=0.26,ps<0.001),且学校氛围和母子关系对学校参与的交互影响显著(β=0.06,p<0.05)。方程4和方程2相比,调节效应模型的△R2=0.02,额外解释了2%的变异,使解释率由34%提高到36%。进一步简单斜率检验发现(图 3),当母子关系较差时(均分一个标准差以下),学校氛围和学校参与相关不显著(b=0.05,t= 1.60,p>0.05),而当母子关系较好时(均分一个标准差以上),学校氛围和学校参与显著正相关(b=0.17,t=5.83,p<0.001)。不难发现,母子关系较好时,良好学校氛围对学校参与的积极影响被放大。在方程5中,学校氛围、学校参与均显著负向预测青少年POGU(β1=-0.04,β2=-0.10,ps<0.001),而学校参与和母子关系对青少年POGU的交互影响不显著(β=0.05,p>0.05)。
4 讨论
4.1 学校氛围和青少年病理性网络游戏使用的关系
学校是影响青少年发展的最重要环境之一,已有研究发现,校园暴力、同伴行为(如吸烟、饮酒、偷窃、沉迷上网等)等学校环境因素显著影响青少年问题行为(包括POGU)的发展(Gentile et al., 2011；Li et al., 2013)。然而,很少有研究直接从整体上考察学校氛围对青少年问题行为的影响。本研究发现,学校氛围与青少年POGU显著负相关,这建设性地验证了以往研究独立考察学校环境因素对青少年问题行为影响的研究发现(Gentile et al., 2011；Li et al., 2013；Wang & Dishion,2012)。这表明学校氛围是青少年POGU的重要保护性因素,好的学校氛围可降低青少年发展成为POGU的可能性。依据自我决定理论(Ryan & Deci,2000),能力、关系和自主是青少年时期的基本心理需求,学校环境满足了其需求将极大地激发学生的学习动机,寻求积极发展,若这些心理需求得不到满足,则他们会转向其他环境寻求这些需求的满足,而网络游戏是当前青少年寻求能力、关系和自主需求最便捷的途径。在不良的学校氛围环境中,同学关系不融洽,甚至相处困难(关系需求),学生担心人生安全而降低对更高层次需求——能力需求(尤其是学业能力)的追求,混乱的学校组织秩序不能提供学生践行个人想法的机会(如与教师协商课堂时间如何合理有效安排,自主需求),青少年学生的基本心理需求得不到满足,这很可能促使其转向网络游戏寻求需要的满足,进而发展成为POGU。值得注意的是,学校氛围是包括校园安全、学习风气、组织氛围等在内的整体性结构。本研究不同于以往研究独立考察个别或部分学校因素,而是从“整体上”考察学校氛围对青少年POGU的影响,为进一步理解学校环境对青少年病理性网络游戏使用的影响提供了宏观上的依据和支持。4.2 学校参与的中介效应
本研究进一步考察了学校参与在学校氛围与青少年POGU关系间的中介效应,结果发现,学校参与在其中起着显著的部分中介作用,支持了“阶段-环境匹配模型”,表明学校参与程度是学校氛围影响青少年POGU的重要过程。如果学校氛围和青少年时期主要的社会情感需求相匹配,则会极大地提升其学校参与程度,进而降低病理性网络游戏使用的可能性。换句话说,正是因为良好的学校氛围满足了青少年的安全、关系、能力、自主等基本心理需求,这促使其投入到学校活动中来(学校参与加强),学校参与的加强使得学生努力奋斗以符合学校规定的学习、品行目标(内在驱动),同时重要成人(教师)指导的加强以及与规范化同伴群体(相对于社会上的不良同伴群体而言)联结的加强(外在拉动),内在驱动和外在拉动共同促进了青少年学生的积极发展,减少了POGU等问题行为的发生(Furrer & Skinner,2003)。当校园环境不能满足青少年的基本心理需求时,学生参与学校活动的动机信念下降,这将直接导致学校参与程度的降低,学校参与程度的降低直接导致学生不愿努力奋斗去追逐学校所推崇的人生观和价值观,这将使得他们将目光和精力转向学校之外而结交不良同伴,然而,不良同伴群体是病理性网络游戏使用的高发人群,且实证研究反复证实结交不良同伴会极大地放大问题行为,即将原本较少数量和类型的问题行为在短时间内扩大为复杂的多种类型的以及高水平的问题行为(包括病理性网络游戏使用)。因此,不良的学校氛围会通过降低学校参与而引发POGU等大量问题行为(Deci,Valler and ,Pelletier,& Ryan,1991；Rudolph et al., 2014)。诸多研究也证实了在校园环境影响青少年发展的过程中,学校参与作为中介变量的合理性(Bender,2012；Wang & Holcombe,2010)。Li等(2010)探讨了学校参与在人格特质和生态学资源影响学业成就的过程中扮演的角色,发现学校氛围可通过学校参与这一中介变量对青少年学业成就产生影响。本研究引入学校参与作为中介,较好的解释了学校氛围为什么会和青少年病理性网络游戏使用之间存在负向的关联。4.3 亲子关系的调节效应
已有研究发现,亲子关系等能够调节学校氛围对青少年发展的影响(Crosnoe,2004；DeLay,Hafen,Cunha,Weber,& Laursen,2013)。本研究探讨了学校氛围通过学校参与这一中介变量,对青少年病理性网络游戏使用发挥作用的条件,即父子/母子关系对各路径是否具有调节效应。结果发现,父子关系、母子关系是青少年病理性网络游戏使用的保护因子,能显著负向预测POGU,这与前人的研究结果一致( van den Eijnden,Spijkerman,Vermulst,van Rooij,& Engels,2010；Liu,Fang,Zhou,Zhang,& Deng,2013)。 本研究未发现在学校氛围直接影响病理性网络游戏使用的过程中,父子/母子关系存在调节效应,这可能是由于路径“学校氛围→病理性网络游戏使用”的过程较为复杂,亲子关系的调节效应也需要通过学校参与这一中介变量才能实现。
研究进一步发现,母子关系在学校氛围影响学校参与的过程中存在调节效应。当母子关系较好时,学校氛围和学校参与显著正相关,此时,学校氛围越好,青少年的归属感越强,和教师同学互动良好,遵守学校规则,投入更多努力在学业活动中；当母子关系不好时,学校氛围和学校参与相关不显著,即良好的学校氛围也无法显著提升学校参与。这一结果证实了校园×家庭的交互作用对学校参与的影响。来自支持性家庭环境的青少年,能够对学校氛围产生更积极的感知,进而满足其心理需要,提高学校参与(Hong & Eamen,2012)。由于母亲更多在家庭中扮演着情感陪护的角色,更加容易和子女进行沟通,相对于父亲的工具性支持,母亲对于营造支持性家庭环境贡献更大,亲密、支持的母子关系对处境不利青少年的保护作用也更为显著。
“学校参与→病理性网络游戏使用”这一路径,只有父子关系存在调节效应,当父子关系较差时,较低的学校参与会导致病理性网络游戏使用水平的显著提升；而当父子关系较好时,较低的学校参与不会显著提升病理性网络游戏使用水平,即良好的父子关系削弱了较低的学校参与对病理性网络游戏使用的预测。研究结果一定程度表明,在学校氛围影响青少年病理性网络游戏使用的过程中,父子关系和母子关系互为补充,分别发挥不同作用。母子关系通过调节路径“学校氛围→学校参与”,间接影响POGU,而父子关系直接调节了学校参与对青少年POGU的影响。这也与Ohannessian(2013)的观点一致,即父子关系能够对未成年人外化问题的发展产生更大影响,而母子关系更多影响情感发展。一方面,随着青少年的认知、心理成熟度不断提升,母亲所提供的情感支持对他们的影响减弱,父亲这一角色的重要性凸显,而不良的父子关系会进一步降低父亲教导对青少年问题行为(包括POGU)的矫正效果。另一方面,父子关系影响青少年对外部世界的探索,提供了培养和发展社会性技巧的机会,和父亲的疏远会导致其在真实世界的沟通中缺乏必要的社会技巧以及合理的竞争策略,更可能沉溺于虚拟的网络游戏(Michiels,Grietens,Onghena,& Kuppens,2008)。4.4 对实践工作的启示
研究结果对实践工作的开展具有一定的启示。首先,本研究提示学校管理者及教育工作者必须重视学校氛围对青少年病理性网络游戏使用的影响。通过相关干预手段,维护校园安全、营造积极健康的学校氛围,可以有效降低青少年病理性网络游戏使用的出现。其次,学校参与在学校氛围和病理性网络游戏使用之间具有中介作用,提示教育工作者可以通过改善学校氛围,提高学生的学校参与,进而降低病理性网络游戏使用。尤其在学校氛围无法短期获得改良的情况下,可以帮助学生更多的参与学校活动,寻求来自师生关系、同伴关系等的人际支持,使心理需要获得代偿,促进青少年积极发展。最后,研究发现,在学校氛围影响青少年病理性网络游戏使用的过程中,母子关系、父子关系发挥不同作用。结论提示需要重新审视亲子关系,这与热播电视节目“爸爸去哪儿”所引发的父子关系对青少年成长重要性的讨论形成呼应。父亲的影响随着青少年年龄的增长不断加强,母亲提供情感支持,而父亲则扮演理性监督者的角色。父亲作为榜样,其本身正确的行为模式也有助于对青少年的健康引导。在今后开发和实施青少年网络成瘾预防和干预方案时,必须重视父亲对青少年发展的影响,将如何有效地改善父子关系作为重点。4.5 研究局限
尽管本研究具有一定价值,但仍然存在需要改进的地方。首先,采用的是横断研究方法,无法对变量间的关系做出因果推断。未来可通过纵向追踪数据的研究方法,就本研究提出的问题进行深入探讨。其次,本研究关注学校氛围的影响,学生是嵌套在学校变量里面的,但由于只选取了8所学校的被试,不满足多层线性分析第二层学校样本量应大于30的基本条件,所以未能在学校层面进行HLM分析。未来有必要通过扩大学校数量,进行更大规模数据调查,对研究结果进行解释确认。再次,通过自我报告的方法获取数据。尽管相关研究认为在匿名保密的前提下,对于问题行为的自我报告并不会存在巨大偏差(Chan,2009；Tourangeau & Yan,2007),尤其对变量间的交互效应影响不大(Schmit,1994),但在未来研究中仍有必要通过家长报告、教师评定、同伴提名等更为客观的方法进行数据搜集,避免社会称许性和共同方法偏差等问题的存在。最后,本研究只选取了一个年级(高一)的青少年被试,研究结果能否推广到更广泛的被试群体仍有待检验。5 结论
本研究得出以下结论：
(1)在所有青少年被试中,“病理性网络游戏使用”的检出率为7.4%；
(2)学校氛围不仅可以显著地负向预测青少年病理性网络游戏使用,还可以通过影响学校参与,进而间接预测青少年病理性网络游戏使用。这一结果说明,学校参与在学校氛围影响青少年病理性网络游戏使用的过程中起部分中介作用；
(3)母子关系较好时,良好学校氛围对学校参与的积极影响被增强；父子关系较差时,较低的学校参与对青少年病理性网络游戏使用的消极影响也会被放大。
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