無(wú)聊傾向?qū)η嗌倌昃W(wǎng)絡(luò)成癮的影響：一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型 *

張一林 周姿言 劉雨佳 辛素飛

(魯東大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，煙臺(tái) 264011)

1 引言

隨著互聯(lián)網(wǎng)的蓬勃發(fā)展，我國(guó)未成年人的互聯(lián)網(wǎng)使用已經(jīng)相當(dāng)普及。截至2020年底，我國(guó)未成年網(wǎng)民達(dá)到1.83億人，互聯(lián)網(wǎng)普及率為94.9%（中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2021）。伴隨著青少年網(wǎng)絡(luò)使用的高度普及，網(wǎng)絡(luò)成癮低齡化問(wèn)題也日趨嚴(yán)峻。網(wǎng)絡(luò)成癮可能會(huì)危害青少年的身心健康，導(dǎo)致學(xué)習(xí)成績(jī)下降、社會(huì)功能受損等嚴(yán)重后果（雷靂, 2012; 李董平 等, 2016; Young, 1998）。因此，青少年網(wǎng)絡(luò)成癮得到了眾多研究者的關(guān)注。大量研究從個(gè)體心理和家庭、同伴環(huán)境等多個(gè)角度對(duì)網(wǎng)絡(luò)成癮的形成機(jī)制進(jìn)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(shí)證研究和理論模型基礎(chǔ)，該模型認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)成癮是誘發(fā)變量、調(diào)節(jié)變量、中介變量之間相互作用的結(jié)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(wǎng)絡(luò)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(wǎng)絡(luò)成癮形成機(jī)制的實(shí)證研究。此外，I-PACE模型缺乏對(duì)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(jié)。因此，本研究將在IPACE模型的框架下，考察多種因素對(duì)青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的影響及作用機(jī)制。同時(shí)，將I-PACE模型與其他理論模型相結(jié)合，進(jìn)一步探討青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的綜合過(guò)程，并為干預(yù)調(diào)節(jié)青少年群體網(wǎng)絡(luò)成癮提供決策依據(jù)。

1.1 無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系

網(wǎng)絡(luò)成癮行為受到生理、心理、社會(huì)多種因素的影響，其中包括人格在內(nèi)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(wú)聊傾向（boredom proneness）是手機(jī)成癮的預(yù)測(cè)因素之一（童媛添 等, 2019; Wang et al., 2020）。而手機(jī)成癮和網(wǎng)絡(luò)成癮同屬于行為成癮范疇，概念內(nèi)涵上存在部分重疊，且現(xiàn)有相關(guān)理論在討論成癮機(jī)制時(shí)并不對(duì)二者進(jìn)行嚴(yán)格區(qū)分（劉勤學(xué) 等,2017）。無(wú)聊傾向是相對(duì)持久的人格特征中無(wú)聊情緒反應(yīng)和行為上的穩(wěn)定的個(gè)體差異，是一種消極的人格特質(zhì)（黃時(shí)華 等, 2011; 俞國(guó)良, 張亞利,2021）。無(wú)聊傾向?qū)€(gè)體的影響主要集中在對(duì)環(huán)境刺激的感知能力和程度上（周浩 等, 2012）。高無(wú)聊傾向者對(duì)內(nèi)外部刺激的感知較為貧乏，經(jīng)常感到無(wú)聊（黃時(shí)華 等, 2011）。而根據(jù)感覺(jué)尋求理論和喚醒理論（Mercer-Lynn et al., 2014; Zuckerman et al.,1978），個(gè)體健康生存必須與各種刺激適量接觸以達(dá)到最佳喚醒水平。較高的無(wú)聊傾向會(huì)使個(gè)體感覺(jué)到的刺激貧乏，喚醒水平降低，從而產(chǎn)生動(dòng)機(jī)尋求有意義的刺激，以提高喚醒水平。網(wǎng)絡(luò)行為新穎刺激的體驗(yàn)，可能滿足個(gè)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(cè)無(wú)聊傾向能正向預(yù)測(cè)青少年的網(wǎng)絡(luò)成癮。

1.2 學(xué)習(xí)倦怠的中介作用

無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系并非單純的線性關(guān)系，而是可能通過(guò)其他變量間接影響成癮行為。根據(jù)Davis（2001）的認(rèn)知–行為理論，網(wǎng)絡(luò)成癮的形成除需生理因素或易患素質(zhì)作為必要條件之外，還需要非適應(yīng)性認(rèn)知的形成作為充分條件。而根據(jù)I-PACE模型，除認(rèn)知改變外，情感反應(yīng)也是生理因素與網(wǎng)絡(luò)成癮中間過(guò)程的一個(gè)重要環(huán)節(jié)（Brand et al., 2016）。如前所述，無(wú)聊傾向可能會(huì)影響青少年的情緒調(diào)節(jié)過(guò)程。根據(jù)無(wú)聊傾向的注意理論（Harris, 2000），高無(wú)聊傾向的個(gè)體可能無(wú)法維持和調(diào)節(jié)注意力，導(dǎo)致認(rèn)知功能的損害（Eastwood et al., 2012）。這表明無(wú)聊傾向能對(duì)青少年的認(rèn)知和情感產(chǎn)生影響。而學(xué)習(xí)倦怠這一同時(shí)包含情感（情緒耗竭）和認(rèn)知（學(xué)習(xí)低效能感）成分的變量符合I-PACE模型中“認(rèn)知和情感反應(yīng)”作為中介變量的特征（胡俏, 戴春林,2007）。已有研究表明無(wú)聊傾向可能引發(fā)青少年的學(xué)習(xí)倦?。ㄓ釃?guó)良, 張亞利, 2021）。此外，高學(xué)習(xí)倦怠的青少年也更容易形成網(wǎng)絡(luò)成癮（李鳳娟 等,2017）。而根據(jù)網(wǎng)絡(luò)成癮的ACE模型（Young,1998），網(wǎng)絡(luò)特有的匿名性、逃避現(xiàn)實(shí)性能給面臨學(xué)業(yè)壓力的青少年逃避現(xiàn)實(shí)、宣泄情緒的途徑。綜上，本研究認(rèn)為學(xué)習(xí)倦怠在青少年無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮之間起中介作用。

1.3 積極應(yīng)對(duì)方式的調(diào)節(jié)作用

除心理因素與認(rèn)知和情感反應(yīng)的直接或間接作用外，個(gè)體執(zhí)行功能因素可能會(huì)在其他因素間起調(diào)節(jié)作用，從而促進(jìn)或抑制網(wǎng)絡(luò)成癮的形成（Brand et al., 2016）。無(wú)聊傾向引發(fā)的無(wú)意義感、注意力渙散、情感失調(diào)等能給個(gè)體帶來(lái)更大的壓力（Lee & Zelman, 2019）。而壓力–應(yīng)對(duì)模型（stress-coping model）認(rèn)為個(gè)體的應(yīng)對(duì)方式對(duì)其面臨壓力時(shí)產(chǎn)生的反應(yīng)有重要影響（Wills et al.,2001）。應(yīng)對(duì)方式（coping style）是指?jìng)€(gè)體面臨壓力時(shí)為減輕其負(fù)面影響而做出的認(rèn)知與行為的努力過(guò)程（黃希庭 等, 2000）。根據(jù)I-PACE模型的觀點(diǎn)，作為執(zhí)行功能因素的應(yīng)對(duì)方式通常在人格特質(zhì)（即無(wú)聊傾向）與情感和認(rèn)知成分（即學(xué)習(xí)倦怠）之間起作用（Brand et al., 2016）。而相關(guān)研究同樣發(fā)現(xiàn)，相比于傾向采取消極應(yīng)對(duì)方式的青少年，傾向采取積極應(yīng)對(duì)方式的青少年的學(xué)習(xí)倦怠水平更低（程思傲, 孫亞菲, 2012）。在檢驗(yàn)無(wú)聊傾向和學(xué)習(xí)倦怠兩個(gè)消極因素對(duì)網(wǎng)絡(luò)成癮的直接和間接作用的同時(shí)，本研究選取積極應(yīng)對(duì)方式而非消極應(yīng)對(duì)方式作為調(diào)節(jié)變量有助于體現(xiàn)青少年的主觀能動(dòng)性，并為網(wǎng)絡(luò)成癮干預(yù)提供主動(dòng)性的對(duì)策建議。因此本研究推測(cè)積極應(yīng)對(duì)方式在無(wú)聊傾向與學(xué)習(xí)倦怠之間起調(diào)節(jié)作用，具體來(lái)說(shuō)，積極應(yīng)對(duì)方式能減弱無(wú)聊傾向?qū)W(xué)習(xí)倦怠的負(fù)面影響。

綜上，本研究將依據(jù)網(wǎng)絡(luò)成癮的I-PACE模型，選取無(wú)聊傾向、學(xué)習(xí)倦怠、積極應(yīng)對(duì)方式分別作為人格特質(zhì)、情感和認(rèn)知反應(yīng)以及執(zhí)行功能層面的變量，通過(guò)有調(diào)節(jié)的中介模型的構(gòu)建（見(jiàn)圖1），探討青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的形成機(jī)制與影響因素，驗(yàn)證I-PACE模型的合理性與適用性，并嘗試將I-PACE模型與現(xiàn)有的網(wǎng)絡(luò)成癮相關(guān)理論模型進(jìn)行整合，增強(qiáng)其共同解釋力，在拓展理論基礎(chǔ)的同時(shí)，為干預(yù)調(diào)節(jié)青少年群體網(wǎng)絡(luò)成癮提供決策依據(jù)。

圖1 有調(diào)節(jié)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(duì)山東省4所中學(xué)及云南省1所中學(xué)的在校學(xué)生隨機(jī)發(fā)放1573份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)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(jiǎn)版無(wú)聊傾向量表

采用Vodanovich等（2005）編制、李曉敏等（2016）修訂的簡(jiǎn)版無(wú)聊傾向量表，共12個(gè)項(xiàng)目，采用7級(jí)計(jì)分（1=“完全不同意”，7=“完全同意”），得分越高代表無(wú)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(nèi)部一致性系數(shù)為0.72。量表的效度指標(biāo)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(xué)習(xí)倦怠量表

采用胡俏和戴春林（2007）編制的中學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表，共21個(gè)項(xiàng)目，采用5級(jí)計(jì)分（1=“完全不符合”，5=“完全符合”），得分越高代表學(xué)習(xí)倦怠程度越嚴(yán)重。該量表廣泛用于青少年群體學(xué)習(xí)倦怠的測(cè)量（胡俏, 戴春林,2007）。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.91。量表的效度指標(biāo)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(wǎng)絡(luò)成癮量表

采用Young（1998）編制、況小雪等（2011）修訂的網(wǎng)絡(luò)成癮量表，共8個(gè)項(xiàng)目，采用5級(jí)計(jì)分（1=“完全不符合”，5=“完全符合”），得分越高代表網(wǎng)絡(luò)成癮水平越高。在以往青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的研究中表現(xiàn)出較高的信效度（梅松麗 等,2015）。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。量表的效度指標(biāo)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(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷

采用解亞寧（1998）編制的簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷中的積極應(yīng)對(duì)方式分量表，共12個(gè)項(xiàng)目，采用4級(jí)計(jì)分（1=“不采取”，4=“經(jīng)常采取”），得分越高代表應(yīng)對(duì)方式越積極。該量表的信效度在青少年群體應(yīng)對(duì)方式的測(cè)量中得到了驗(yàn)證（方菁等, 2018）。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。量表的效度指標(biāo)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(shù)據(jù)處理

采用SPSS26.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、各變量描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)分析等，并使用SPSS宏程序PROCESS插件來(lái)檢驗(yàn)學(xué)習(xí)倦怠在無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介效應(yīng)和積極應(yīng)對(duì)方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)被試自我報(bào)告可能產(chǎn)生的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)（周浩, 龍立榮,2004）。結(jié)果表明，在析出的眾多因子中有11個(gè)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(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

3.2 各變量之間的關(guān)系

如表1所示，無(wú)聊傾向、學(xué)習(xí)倦怠與網(wǎng)絡(luò)成癮兩兩顯著正相關(guān)；積極應(yīng)對(duì)方式與無(wú)聊傾向、學(xué)習(xí)倦怠和網(wǎng)絡(luò)成癮均呈顯著負(fù)相關(guān)。

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果（n=1553）

3.3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，采用PROCESS中的Model 4檢驗(yàn)學(xué)習(xí)倦怠在無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮之間的中介作用。無(wú)聊傾向可以顯著正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)成癮（β=0.45,t=21.90,p＜0.001），即總效應(yīng)顯著。隨后納入學(xué)習(xí)倦怠為中介變量，結(jié)果顯示，無(wú)聊傾向?qū)W(wǎng)絡(luò)成癮的直接效應(yīng)依然顯著（β=0.16,t=6.64,p＜0.001），95%的置信區(qū)間為[0.11, 0.20]。此外，無(wú)聊傾向顯著正向預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)倦?。é?0.55,t=31.48,p＜0.001），學(xué)習(xí)倦怠顯著正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)成癮（β=0.53,t=20.10,p＜0.001）。因此，學(xué)習(xí)倦怠在無(wú)聊傾向?qū)η嗌倌昃W(wǎng)絡(luò)成癮的影響中起部分中介作用（中介效應(yīng)值為0.29）。

然后，采用PROCESS中的Model 7對(duì)積極應(yīng)對(duì)方式的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示，無(wú)聊傾向正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)成癮，且無(wú)聊傾向和積極應(yīng)對(duì)方式的交互項(xiàng)顯著（β=-0.04,t=-2.34,p＜0.05），表明積極應(yīng)對(duì)方式調(diào)節(jié)無(wú)聊傾向?qū)W(xué)習(xí)倦怠的影響路徑，即存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。為了進(jìn)一步探究積極應(yīng)對(duì)方式與無(wú)聊傾向之間交互作用的本質(zhì)，將積極應(yīng)對(duì)方式高低分組進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)分析（見(jiàn)圖2）發(fā)現(xiàn)，對(duì)低積極應(yīng)對(duì)方式的青少年而言，無(wú)聊傾向?qū)W(xué)習(xí)倦怠的影響較大（Bsimple=0.52,t=20.25,p＜0.001）；對(duì)于高積極應(yīng)對(duì)方式的青少年，無(wú)聊傾向?qū)W(xué)習(xí)倦怠的影響較小（Bsimple=0.44,t=17.74,p＜0.001）。由此可見(jiàn)，積極應(yīng)對(duì)方式可以弱化無(wú)聊傾向?qū)W(xué)習(xí)倦怠的負(fù)面影響。

表2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（n=1553）

圖2 積極應(yīng)對(duì)方式在無(wú)聊傾向和學(xué)習(xí)倦怠間的調(diào)節(jié)作用

4 討論

本研究在I-PACE模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無(wú)聊傾向能顯著正向預(yù)測(cè)青少年的網(wǎng)絡(luò)成癮，學(xué)習(xí)倦怠在無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮之間起中介作用，積極應(yīng)對(duì)方式在無(wú)聊傾向與學(xué)習(xí)倦怠之間起調(diào)節(jié)作用。

4.1 無(wú)聊傾向?qū)W(wǎng)絡(luò)成癮的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)聊傾向是青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的重要預(yù)測(cè)因素之一。高無(wú)聊傾向的個(gè)體通常處于低喚醒狀態(tài)，需要尋求新奇刺激達(dá)到最佳喚醒水平（俞國(guó)良, 張亞利, 2021; Zuckerman et al., 1978）。網(wǎng)絡(luò)恰好能夠?yàn)榍嗌倌晏峁┐罅康拇碳?。同時(shí)，高無(wú)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(fù)性情緒加工模型認(rèn)為，逃避負(fù)性情緒是成癮的動(dòng)機(jī)之一（Baker et al., 2004）。此外，無(wú)聊傾向高的個(gè)體生活滿意度更低，對(duì)現(xiàn)實(shí)的不滿使其更向往虛擬的網(wǎng)絡(luò)世界（王琦 等, 2014）。當(dāng)青少年被網(wǎng)絡(luò)吸引后，無(wú)聊傾向增加了青少年的自我損耗，減弱了其對(duì)后續(xù)行為的自我抑制和應(yīng)對(duì)執(zhí)行能力，使其難以自我控制網(wǎng)絡(luò)行為（俞國(guó)良, 張亞利, 2021）。根據(jù)有限自制力理論，缺乏自我控制資源會(huì)誘發(fā)包括成癮在內(nèi)的各種適應(yīng)問(wèn)題（Muraven &Baumeister, 2000）。綜上所述，高無(wú)聊傾向的青少年尋求刺激、調(diào)節(jié)情緒、逃避現(xiàn)實(shí)的需要能在網(wǎng)絡(luò)中得到滿足，而其自我控制能力較差，容易陷入網(wǎng)絡(luò)中無(wú)法自拔，進(jìn)而導(dǎo)致了網(wǎng)絡(luò)成癮的形成。

4.2 學(xué)習(xí)倦怠在無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮間的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)倦怠在青少年無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮之間起到中介作用。從外顯特征來(lái)看，高學(xué)習(xí)倦怠的青少年體現(xiàn)出情緒耗竭（情感）、學(xué)習(xí)低效能感（認(rèn)知）、生理耗竭（身體）、師生疏離（人際）的特征（胡俏, 戴春林, 2007）。而無(wú)聊同樣具有獨(dú)特的情感、認(rèn)知、生理、表達(dá)和動(dòng)機(jī)特征（Nett et al., 2010）。具體來(lái)說(shuō)，無(wú)聊傾向水平較高的個(gè)體自我損耗水平高，認(rèn)知功能下降，導(dǎo)致認(rèn)知失敗頻現(xiàn)（張亞利 等, 2020）。因此高無(wú)聊傾向的青少年更容易產(chǎn)生學(xué)業(yè)不良，進(jìn)而降低效能感。同樣，無(wú)聊傾向使個(gè)體對(duì)環(huán)境刺激有較強(qiáng)的渴求，當(dāng)他們無(wú)法獲得足夠刺激時(shí)，就容易產(chǎn)生消極情感反應(yīng)（Sommers & Vodanovich,2000）。而從內(nèi)部機(jī)制出發(fā)，學(xué)習(xí)倦怠引發(fā)網(wǎng)絡(luò)成癮的本質(zhì)可能是需求的不滿足。自我決定理論指出青少年成長(zhǎng)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(wú)聊傾向的青少年可能難以自主調(diào)整學(xué)習(xí)狀態(tài)，存在注意力渙散和記憶障礙，且人際關(guān)系存在問(wèn)題。因此無(wú)聊傾向可能妨礙了青少年基本需要的滿足。根據(jù)網(wǎng)絡(luò)成癮的失補(bǔ)償假說(shuō)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(guò)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行病理性補(bǔ)償（高文斌, 陳祉妍, 2006;Morris & Ogan, 1996）。因此學(xué)習(xí)倦怠的青少年可能會(huì)轉(zhuǎn)向互聯(lián)網(wǎng)，通過(guò)網(wǎng)絡(luò)對(duì)缺失的需要進(jìn)行病理性補(bǔ)償，并形成網(wǎng)絡(luò)成癮。

4.3 積極應(yīng)對(duì)方式在無(wú)聊傾向和學(xué)習(xí)倦怠之間的調(diào)節(jié)作用

在網(wǎng)絡(luò)成癮形成過(guò)程中，個(gè)體執(zhí)行功能調(diào)節(jié)著各種因素之間相互作用的強(qiáng)度與模式，本研究發(fā)現(xiàn)積極應(yīng)對(duì)方式能削弱無(wú)聊傾向?qū)W(xué)習(xí)倦怠的負(fù)面影響。無(wú)聊傾向使個(gè)體產(chǎn)生的消極情緒體驗(yàn)屬于壓力源（周浩 等, 2012）。而壓力的應(yīng)激理論說(shuō)明壓力源作用于個(gè)體后產(chǎn)生的壓力主要取決于應(yīng)對(duì)方式，積極應(yīng)對(duì)方式能支持情緒與認(rèn)知的穩(wěn)定（陳秋燕, 2016）。因此高無(wú)聊傾向的個(gè)體若傾向于采取積極應(yīng)對(duì)方式應(yīng)對(duì)無(wú)聊感帶來(lái)的壓力，則其情感和認(rèn)知反應(yīng)（即學(xué)習(xí)倦?。┧綍?huì)更低。以往研究發(fā)現(xiàn)，傾向于采取積極應(yīng)對(duì)方式的青少年可能重新評(píng)估無(wú)聊的原因并采取相關(guān)行為與周?chē)h(huán)境進(jìn)行良性有效的互動(dòng)，因此更容易擺脫無(wú)聊（Tze et al., 2013）。這也使其重新激發(fā)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，降低學(xué)習(xí)倦怠。此外，無(wú)聊傾向作為網(wǎng)絡(luò)成癮的風(fēng)險(xiǎn)因子，作用強(qiáng)度能被作為保護(hù)因子的積極應(yīng)對(duì)方式削弱，且積極應(yīng)對(duì)方式的作用產(chǎn)生于無(wú)聊傾向引發(fā)網(wǎng)絡(luò)成癮的內(nèi)在機(jī)制過(guò)程（即中介路徑的前半段）。這表明在網(wǎng)絡(luò)成癮的形成過(guò)程中積極因素能以保護(hù)因子的形式在風(fēng)險(xiǎn)因子存在的早期發(fā)揮作用。

4.4 研究啟示及局限

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

圖3 基于I-PACE框架的網(wǎng)絡(luò)成癮形成過(guò)程模型

基于上述理論探討與本研究構(gòu)建的模型，提出以下針對(duì)青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的干預(yù)建議：首先，為青少年創(chuàng)設(shè)豐富多彩的學(xué)校和家庭環(huán)境滿足其心理需求，避免無(wú)聊傾向的形成。其次，在推進(jìn)“雙減”政策的過(guò)程中，應(yīng)重視提升教學(xué)質(zhì)量，打造全面培養(yǎng)德智體美勞的課程內(nèi)容，避免學(xué)習(xí)倦怠的出現(xiàn)（馬開(kāi)劍 等, 2021），適時(shí)開(kāi)展網(wǎng)絡(luò)成癮和學(xué)習(xí)倦怠的結(jié)合干預(yù)。最后，開(kāi)展培養(yǎng)積極應(yīng)對(duì)方式主題的相關(guān)課程活動(dòng)，發(fā)揮青少年的主觀能動(dòng)性和積極應(yīng)對(duì)方式的保護(hù)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(wǎng)絡(luò)成癮相關(guān)的模型，但只涉及個(gè)體相關(guān)的心理變量，并未探討環(huán)境因素的作用。未來(lái)研究可將環(huán)境變量納入模型。其次，某些變量并不能?chē)?yán)格納入本模型中的某一特定部分，其可能同時(shí)具有多個(gè)部分的屬性或起多種作用。后續(xù)應(yīng)當(dāng)綜合考慮各個(gè)變量產(chǎn)生影響的多種途徑和作用方式。最后，本研究并未對(duì)其他額外變量（網(wǎng)齡、每周上網(wǎng)時(shí)間等）進(jìn)行控制，也未檢驗(yàn)積極應(yīng)對(duì)方式調(diào)節(jié)其他路徑的作用。未來(lái)研究可以采用多維度測(cè)量工具并控制其他額外變量，確保結(jié)果準(zhǔn)確有效，在構(gòu)建模型時(shí)探討調(diào)節(jié)變量的其他作用路徑。

5 結(jié)論

（1）作為人格特質(zhì)之一的無(wú)聊傾向是青少年網(wǎng)絡(luò)成癮的重要預(yù)測(cè)因素。（2）作為一種包含情感和認(rèn)知成分的復(fù)雜變量，學(xué)習(xí)倦怠在青少年無(wú)聊傾向與網(wǎng)絡(luò)成癮之間起到中介作用。（3）無(wú)聊傾向與學(xué)習(xí)倦怠之間的關(guān)系受到積極應(yīng)對(duì)方式的調(diào)節(jié)，即積極應(yīng)對(duì)方式能削弱無(wú)聊傾向?qū)W(xué)習(xí)倦怠的負(fù)面影響。