基于结构方程模型分析青年男性网络成瘾问题与心理健康水平的关系

胡香春，王曼琳，严 敏，张袁凌

(1.杭州市职业病防治院，浙江 杭州 310014；2.浙江大学 神经管理实验室，浙江 杭州 310027)

青年期是个体生理和心理迅速发展的时期，面临求学、就业、婚恋等多种压力，青年往往容易产生不同程度的心理问题[1]。此外，青年心理问题往往具有性别差异[2-4]。对于青年男性群体而言，网络虚拟空间与社会客观现实存在着种种差异，充满诱惑[4]，更容易产生沉迷其中的行为乃至网络成瘾(internet addiction，IA)[5]。根据调查数据显示，男性的网络成瘾率普遍高于女性[6-8]。国内外相关研究表明，网络成瘾会损害身心健康，如对睡眠、情绪等方面造成影响[9-10]。据报道，截止至2017年6月，我国青少年网民规模已达8600多万[11-12]。随着网民人数的逐渐增多，青少年网络成瘾问题也日益凸显。针对这一现状，本研究通过建立结构方程模型考察青年男性网络成瘾情况与心理健康的关系，并探究家庭关系在其中的作用，以期为青年男性网络成瘾问题提供良好的防治和改善建议。

1 对象与方法

1.1 一般资料 采用抽样调查方法，随机抽取浙江省3所高校的男性大学生作为研究对象，发放问卷800份，回收有效问卷692份，回收率86.5%。研究对象年龄19～27岁，平均年龄21.77±1.30岁。

1.2 调查工具

1.2.1 一般健康问卷(general health questionnaire-28，CHQ-28) 问卷由Goldberg[13]在1978年编制，用于检测可能存在的心理问题。它包括28个项目，由4个因子组成，即躯体症状、焦虑/失眠、社会功能障碍和严重抑郁。该量表以4级项目评分，分数越高表示被试近期在该方面的心理表现越差。以往研究表明，该问卷在测量大学生心理健康方面具有较高的信度和效度[14]。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.898，具有良好的信度。

1.2.2 网络成瘾情况问卷 参考国内外文献[15-17]，咨询相关专家后，本研究编制了《网络成瘾情况问卷》，其中包含16个项目，由4个因子组成：强迫性互联网使用、日常生活干扰、戒断症状、利用互联网获得社会舒适的倾向。量表Cronbach’s α系数为0.777；计分方式采用Likert5级评分，从0～4分计分，分数越高表示符合程度越高，即网络成瘾状况越严重。通过对问卷项目进行探索性因子分析，KMO统计量为0.809，Bartlett’s球形检验结果显示P<0.001，根据特征值大于1的原则，提取4个因子，累计贡献率达53.55%。计算结果表示该问卷适合进行因子分析，结构效度较好。

1.3 统计学方法 采用SPSS 13.0软件进行数据的相关性分析、因子分析、回归分析。 采用Amos 7.0建立结构方程模型，验证理论模型，根据参数检验、拟合优度等指标对模型进行修正，得到最终模型。在模型拟合指数方面，修正后模型的CFI，NFI，IFI以及CFI值均大于0.85，RMSEA值小于0.08，模型拟合良好。

2 结果

2.1 不同家庭环境中男性青年网络成瘾状况比较 相较与父母婚姻完整，父母离异情况下的青年男性的网瘾情况问卷和GHQ-28问卷得分较高，差异有统计学意义(P<0.05)。同时，家庭关系越差，两个问卷的得分也显著更高(P<0.001)。但家庭经济情况及家庭结构等因素的影响对网瘾情况与心理健康水平的差异无统计学意义(P>0.05)。

2.2 心理健康状况在网瘾程度与生活满意度间的中介作用 采用回归分析研究心理健康状况在网瘾程度与生活满意度间的中介作用。首先，以生活满意度为因变量，网瘾状况为自变量进行回归。其次，以心理健康为因变量，网瘾状况为自变量做回归。最后将心理健康程度与网瘾状况二者同时纳入回归方程为自变量，以生活满意度为因变量构造回归方程。结果显示，男性青年的网瘾状况可显著预测其心理健康状况与生活满意度(均P<0.001)，并且将心理健康程度与网瘾状况二者同时纳入方程时，F=79.381，P<0.001，回归方程系数显著，且中介变量占总变异的65.92%。

2.3 验证性因素分析(CFA) 分别采用一阶、二阶验证性因子分析的方法对CHQ-28量表进行分析。根据CHQ-28量表中每个条目所属的维度，构造相应的潜变量。在一阶验证性因子分析中，设定躯体症状(SS)、焦虑/失眠(AI)、社会功能障碍(SD)、严重抑郁(SE)为内生潜变量，两两相关。在二阶验证性因子分析模型中将SS、AI、SD、SE作为内生潜变量，构造内生潜变量心理健康(MH)，参数估计采用最大似然估计。一阶因子分析与二阶因子分析的两个模型拟合优度的结果如表1，从模型的拟合优度角度来说，二阶因子分析比一阶因子分析效果更佳且更简洁。

表1 一阶因子分析与二阶因子分析的两个模型拟合优度比较

2.4 心理健康、网瘾情况、家庭环境的结构方程模型分析 将心理健康的四个维度(躯体症状、焦虑/失眠、社会功能障碍、严重抑郁)作为潜变量构造二阶潜变量“心理健康”，网瘾问卷的16个测量变量构造潜变量“网瘾状况”(IA)，人口学问卷中的四个测量变量构造潜变量“家庭环境”。假设“心理健康”与“网瘾状况”存在双向作用关系，且“家庭环境”对“心理健康”有影响，同时“心理健康”与“网瘾状况”对观测变量“生活满意度”都具有影响。考虑到模型的匹配度与简洁性，在拟合过程中，将无统计学意义的路径删除，并依据修正指数(MI)大小对模型进行不断的调整，最后得到了拟合程度较好的模型，其拟合参数如下为1.472，GFI值为0.927，AGFI值为0.912，RMSEA值为0.026，TLI值为0.949，各项指标显示模型拟合程度较好。心理健康、网瘾情况、家庭环境的结构方程模型路径图见图1。各个路径分析表明，家庭环境对心理健康有显著性影响，心理健康程度对网瘾情况有显著影响，且会影响到生活满意度。分析还表明家庭健康对网瘾情况有显著影响。因此，心理健康因素呈现部分中介作用。

图1 心理健康、网瘾情况、家庭环境的结构方程模型路径图

3 讨论

本研究显示，家庭环境较好的男性青年心理健康程度相对较高，且网瘾状况较轻，这与以往研究结果相符[18-19]。由于缺乏关爱[19]、缺乏情感表达[20]、家庭功能失调[21]等原因，在较差家庭环境中成长的青年，网络成瘾状况更加严重。良好的亲子关系对保护青少年远离网络成瘾有积极作用[22]。同时，家庭氛围对于子女的心理特征具有重要影响。父母文化程度较高、教育方式科学、家庭经济情况较好的学生心理健康程度较高[23]。不良的家庭教养方式对青少年心理健康水平有显著影响[24-25]。但在本研究中，家庭经济情况与父母文化程度对心理健康和网瘾状况没有产生显著性影响，这可能与样本有一定关系。同时研究也指出，网瘾状况会通过心理健康为中介对生活满意度造成影响，这表明青年男性的网瘾状况不仅会直接影响到生活满意度，还会通过心理健康水平间接影响到生活满意度。以往研究表明，网络成瘾总分与生活满意度存在负相关关系[26]。本研究也指出心理健康水平可以较好地预测出生活满意度[27]。

研究通过结构方程模型及相关分析论证发现，青年男性的家庭环境通过心理健康为中介影响网络成瘾。同时，家庭环境也会直接影响网络成瘾状况。根据文献研究，心理因素是网络成瘾的一个重要影响因素。当个体具有与成瘾相关的儿童时期的创伤、某种人格特点或障碍以及遗传的心理易感性，同时又有适当的压力在关键时刻影响这个人时，该个体更易于形成物质或行为成瘾[28]。这一结果与本研究相符，家庭环境中的家庭关系以及父母离异程度导致了个体的心理健康程度的下降，而心理健康程度的下降使得个体更易形成物质或行为成瘾。因此，家庭关系的恶化和父母的离异是青年男性网络成瘾的外因，而由此引发的心理健康水平下降是网络成瘾的内因，在这些因素相互作用下，导致青年男性的网络成瘾。网络成瘾状况又进而对其生活满意度产生影响。青年男性网络成瘾情况较为普遍，本研究显示对青年男性网络成瘾情况的改善应当不仅仅局限于对网络行为本身的控制干预上，更可着眼于提升心理健康水平，同时改善家庭环境等多方面。

本研究尚存以下不足：首先，由于家庭环境中的多个测量变量的人数分布比例不均，可能产生结果的偏倚；其次，本文选用的样本为在校大学生，对青年男性的总体可能不具有绝对的代表性；同时，心理健康各因子与网瘾状况各因子的相关关系值得进一步深究。