《Psychology Research and Behavior Management》：Parent-Adolescent Mobile Phone Addiction and Mental Health: Actor-Partner Effects in 4,633 Chinese Dyads
背景
在日益数字化的时代，移动电话使用已成为现代生活的重要组成部分。2021年，全球移动电话用户数量达到71亿，同期中国用户超过10.28亿。移动电话的广泛使用改变了沟通、社交互动和日常作息。虽然移动电话带来了显著益处，但其过度使用引发了担忧，特别是成瘾风险。手机成瘾的特征是自我控制能力减弱、戒断症状以及无法控制地接触数字内容的冲动。由于设备的可及性和多功能性，加上他们对社会认同、逃避现实、同伴影响和身份形成持续过程的渴望，青少年尤其容易手机成瘾。此外，中国传统家庭结构以紧密的关系和父母参与为特征，可能加剧他们对成瘾的易感性。大约80%的中国青少年拥有手机，近40%无限制使用，其中22.8%表现出手机成瘾症状。这种成瘾与不良心理和行为后果相关，包括睡眠障碍、社交退缩、学业下降以及抑郁和焦虑风险增加。
家庭系统理论认为，家庭单元在青少年的心理和行为发展中起着基础性作用，通过依恋风格、沟通模式和父母影响等因素影响他们的安全感、情绪调节和社交习惯。关键的是，该理论强调一个家庭成员（如父母）的行为和情绪状态可以通过被称为伴侣效应的相互互动影响他人。这些伴侣效应通过社会学习机制进一步解释，即青少年观察并模仿父母行为，包括手机使用模式和情绪反应。
研究表明父母和青少年手机成瘾之间存在直接关联，当父母有 problematic 使用模式时，青少年更可能发展出类似模式。父母智能手机使用增加可能导致忽视、亲子关系满意度降低以及青少年被忽视感加剧。当依恋不安全时，青少年可能经历情感温暖和社会支持减少，这可能驱使他们过度使用手机作为补偿未满足情感需求的方式。此外，父母的手机成瘾负面影响了他们自己及其青少年的心理健康。一项涉及264名父母超过8天的研究发现，客观测量的智能手机使用与日常抑郁情绪波动显著相关。此外，一项2021年至2023年进行的四波纵向研究显示，父母更频繁使用智能手机与青少年愤怒和悲伤发生率增加相关。
当父母经历抑郁时，他们可能对孩子的情绪和发展需求反应减少，表现出情感可用性降低，并采取更消极的育儿实践。这些父母反应性的破坏随后增加了青少年发展焦虑和抑郁的可能性。重要的是，心理健康问题在父母和青少年之间的传递通常是双向的；正如父母心理健康问题可能负面影响到孩子，青少年的情绪困难也可能在中国和西方背景下影响父母的心理健康。
这些相互动态强调了在检查手机成瘾与心理健康关系时考虑整个家庭系统的必要性。现有研究使用序列多重中介或平行中介模型调查手机成瘾对心理健康的影响，经常忽略了父母和青少年内部和之间的双向关系。此类研究侧重于中介路径，忽视了在此背景下双方相互影响的关键动态。横断面行动者-伴侣互依模型（APIM）通过检查父母和青少年之间的相互依赖并专注于对偶内的直接联系，提供了一种有前景的方法。
因此，本研究旨在使用APIM评估父母和青少年自我报告的手机成瘾构念是否与他们各自的焦虑和抑郁症状（行动者效应）以及彼此的症状（伴侣效应）相关。我们假设APIM将显示可接受至良好的拟合，并提出：(1) 自我报告的较高水平父母手机成瘾将与父母焦虑和抑郁症状增加呈中等相关（行动者效应）；(2) 自我报告的较高水平青少年手机成瘾将与青少年焦虑和抑郁症状增加呈中等相关（行动者效应）；(3) 自我报告的较高水平父母手机成瘾将与青少年焦虑和抑郁症状增加呈弱但显著相关（伴侣效应）；(4) 自我报告的较高水平青少年手机成瘾将与父母焦虑和抑郁症状增加呈弱但显著相关（伴侣效应)。
方法
参与者和程序
这项横断面研究使用了来自2023年9月至12月在中国进行的广东心理健康调查一部分的父母-青少年对数据。广东心理健康调查是一系列调查，在我们早期研究中已被引用。青少年的纳入标准为：(1) 注册中等教育，(2) 中文流利，(3) 提供知情同意，以及(4) 父母同意参与，并提供知情同意。排除标准包括：(1) 父母或青少年有当前或过去诊断为精神分裂症、由智力低下引起的 mental disorders、脑瘫，以及(2) 无法匹配对偶间问卷。目标样本选自中等教育青少年及其父母，采用多阶段分层整群抽样方法，类似于我们先前研究。首先，省内随机选择八个城市作为调查点。然后，从每个选定城市随机选择三所初中和三所高中。随后，从每所抽样学校，每个年级或年龄组选择一个班级，导致每所初中和高中三个班级。最后，在每个选定班级内，基于学生ID（奇数或偶数）系统抽样27-28名学生及其对应父母。最终，4633个完整对偶被纳入最终分析；不完整对偶被列表删除，未包含在最终分析中。
测量
手机成瘾
由于问卷长度，青少年手机成瘾使用智能手机成瘾量表简版（SAS-SV）衍生的三个项目评估：(1) “我无法忍受没有手机”，(2) “我因使用手机未能完成任务”，以及(3) “我发现在课堂、作业或工作中因手机使用难以集中注意力”。Cronbach’s α为0.673。此外，父母手机成瘾用两个项目评估：(1) “我因手机使用在课堂、作业或工作中难以集中注意力”，以及(2) “我花在手机上的时间比最初打算的多”。Cronbach’s α为0.731。每个项目按六点评分量表评分：1=非常不同意，2=有些不同意，3=稍微不同意，4=稍微同意，5=有些同意，6=非常同意。较高总分反映更强的手机成瘾倾向。
抑郁
患者健康问卷（PHQ-9）用于评估父母抑郁。该工具包括九个项目，使用四点Likert量表测量抑郁症状频率，响应范围从0（完全没有）到3（几乎每天）。先前研究证明了该量表在中国成年人中的效度和信度。本研究中Cronbach’s α为0.879。
然而，没有先前文献支持PHQ-9应用于青少年具有良好的信度和效度。流行病学研究中心抑郁量表（CESD-9）已应用于中国青少年，具有良好的信度和效度。因此，CESD-9用于评估青少年抑郁。CESD-9包括九个项目，使用四点Likert量表评估抑郁症状频率，响应范围从0（很少）到3（大部分或所有时间）。CESD-9较高分数表示抑郁症状更多。本研究中Cronbach’s α为0.692。
焦虑
父母和青少年的焦虑使用广泛性焦虑障碍量表-7（GAD-7）评估，包括七个项目，评分从0到3：0表示“完全没有”，1表示“几天”，2表示“超过一半天数”，3表示“几乎每天”。较高总分表示更严重的焦虑。GAD-7在中国样本中展示了满意的信度和效度。本研究中，父母和青少年的Cronbach’s α系数分别为0.917和0.922。
混杂因素
社会人口统计学包括与青少年性别、居住地、教育水平、是否为独生子女、住宿状态（走读或寄宿）以及父母性别相关的项目。
统计分析
分类变量总结为频率和百分比，连续变量报告为均值和标准差。为了评估结果变量估计的潜在偏差，我们比较了4633个完整对偶与1062个不完整对偶关于从所有个体受访者获得的青少年焦虑和抑郁分数。
此外，为了评估连续变量的正态性，我们使用偏度和峰度指数，偏度≤3.0和峰度≤10.0被认为可接受。
另外，进行了手机成瘾项目的心理测量评估，包括单个项目与总分之间的相关性分析，以及跨青少年性别的测量不变性检验。然后，进行Pearson相关分析以调查父母和青少年手机成瘾、抑郁和焦虑之间的双变量关联。
随后，数据标准化后，使用APIM评估对抑郁和焦虑的行动者和伴侣效应。在APIM分析中，父母和青少年的手机成瘾分数被指定为自变量，而他们的抑郁和焦虑症状作为结果变量。
使用最大似然估计方法进行分析。模型拟合使用几个指数评估：卡方统计量、近似均方根误差（RMSEA）、比较拟合指数（CFI）、Tucker-Lewis指数（TLI）和标准化均方根残差（SRMR）。足够的模型拟合由CFI和TLI值高于0.90，RMSEA和SRMR值低于0.08表示。根据先前研究，效应大小分类为大（β ≥ 0.5）、中（β = 0.3）和小（β = 0.1），β值约0.2–0.3通常代表中等样本量下80%功效的最小可检测效应。
对于呈现的核心假设，使用错误发现率（FDR）校正解决I型错误风险。然而，按青少年性别分层的APIM分析未进行多重测试校正，因为结果主要是描述性的，旨在为未来研究生成假设。
所有统计分析使用SPSS、Mplus和JASP进行。统计显著性设定为P值小于0.05。
伦理考虑
本研究根据赫尔辛基宣言原则进行。批准来自广东省人民医院、广州医科大学附属医院研究伦理委员会（编号KY-Z-2022-063-02）。所有青少年及其父母在参与调查前获得知情同意。
结果
参与者特征
在6400名受邀青少年及其父母中，总共4633个对偶完成调查，响应率72.4%。完整对偶与不完整对偶之间无显著差异（焦虑：4.53 vs 4.47, P = 0.700；抑郁：10.52 vs 10.30, P = 0.078）。表1呈现了父母和青少年的特征分布。与父母和青少年抑郁和焦虑相关的协变量包括青少年性别和教育水平。这些协变量作为控制变量包含在模型中，以更好地阐明父母和青少年之间抑郁和焦虑的相互依赖（P < 0.05）。这些协变量的筛选结果细节呈现在表2。正态性检验表明连续变量近似遵循正态分布。
相关性分析和测量不变性检验
青少年手机成瘾的项目-总分相关性范围从0.666到0.832，而父母手机成瘾的项目-总分相关性范围从0.880到0.896。如图3所示，父母手机成瘾与其抑郁（r = 0.232, P < 0.001）和焦虑（r = 0.217, P < 0.001）弱但显著相关。此外，父母手机成瘾与青少年抑郁（r = 0.107, P < 0.001）和焦虑（r = 0.102, P < 0.001）弱相关。另外，父母手机成瘾、抑郁和焦虑与青少年手机成瘾（r = 0.173, P < 0.001）、抑郁（r = 0.137, P < 0.001）和焦虑（r = 0.159, P < 0.001）分别相关。值得注意的是，父母和青少年之间关于手机成瘾、抑郁和焦虑的相关性水平弱于受试者内部观察到的相关性（r = 0.102 到 0.173 vs r = 0.217 到 0.792）。
表S4中呈现的卡方差异结果不显著，表明跨性别组具有实质的测量不变性。
行动者-伴侣互依模型
父母和青少年之间手机成瘾和抑郁的对偶相互依赖的初步分析在没有调整协变量下进行。整体可区分性卡方检验显著（χ2(2) = 29.286, CFI = 0.970, TLI = 0.924, RMSEA = 0.054, SRMR = 0.021），表明行动者和伴侣效应在父母和青少年之间统计上 distinct。这些发现在表3和图4A中进一步详细说明。较高的手机成瘾分数与父母和青少年抑郁水平增加显著相关（β父母= 0.271, 95% CI: 0.254–0.288, P < 0.001；β青少年= 0.279, 95% CI: 0.260–0.298, P < 0.001），从而揭示显著的行动者效应。关于伴侣效应，父母手机成瘾与青少年抑郁相关（β = 0.065, 95% CI: 0.048–0.089, P < 0.001）。类似地，青少年手机成瘾与父母抑郁相关（β = 0.063, 95% CI: 0.047–0.081, P < 0.001）。
随后，控制青少年性别和教育水平后，评估手机成瘾和抑郁之间联系的APIM被更新，如表4和图4B所示。调整模型（模型2）继续区分行动者和伴侣效应，与初始模型（模型1）一致。父母手机成瘾与他们自己和青少年的抑郁正相关（β父母= 0.263, 95% CI: 0.231–0.263, P < 0.001；β青少年= 0.087, 95% CI: 0.073–0.101, P < 0.001）。此外，青少年手机成瘾与他们自己的抑郁显著相关（β = 0.273, 95% CI: 0.254–0.292, P < 0.001）以及父母抑郁（β = 0.084, 95% CI: 0.070–0.098, P < 0.001）。
手机成瘾和焦虑之间联系的对偶相互依赖分析也产生了显著结果。整体模型显示满意拟合（χ2(2) = 21.359, CFI = 0.975, TLI = 0.939, RMSEA = 0.046, SRMR = 0.018）。如图5A所示，父母和青少年手机成瘾增加与更大焦虑显著相关（β父母= 0.250, 95% CI: 0.233–0.266, P < 0.001；β青少年= 0.255, 95% CI: 0.237–0.275, P < 0.001）。此外，识别出两个伴侣效应：父母手机成瘾与青少年焦虑相关（β = 0.062, 95% CI: 0.045–0.079, P < 0.001），青少年手机成瘾与父母焦虑增加相关（β = 0.061, 95% CI: 0.044–0.078, P < 0.001）。表3总结了每条路径的非标准化和标准化参数。
调整协变量后，修改模型呈现在表5和图5B中。分析揭示显著行动者效应，表明父母和青少年手机成瘾与他们自己的焦虑相关（β父母= 0.243, 95% CI: 0.226–0.260, P < 0.001；β青少年= 0.251, 95% CI: 0.232–0.270, P < 0.001）。此外，伴侣效应明显，父母手机成瘾与青少年焦虑相关（β = 0.080, 95% CI: 0.067–0.094, P < 0.001），青少年手机成瘾类似地与父母焦虑相关（β = 0.078, 95% CI: 0.064–0.091, P < 0.001）。
FDR值范围从0.02500到0.00625。值得注意的是，所有路径系数产生P值小于0.001，表明上述效应统计显著且稳健。
敏感性分析
为了增强发现的有效性和可靠性，进行了按青少年性别分层的敏感性分析。行动者和伴侣效应在两个组中都发现显著稳健，确认了结果的一致性。值得注意的是，手机成瘾对抑郁的行动者效应在男性青少年组中比女性组更明显，无论是在父母和青少年内部，还是在父母手机成瘾与青少年抑郁之间的相关性中。类似地，手机成瘾对焦虑的行动者效应，以及父母手机成瘾与青少年焦虑之间的联系，在男性青少年组中比女性组更相关。
讨论
研究结果表明手机成瘾不仅仅是个体问题，而是一种关系现象，在父母和青少年中与抑郁和焦虑表现出显著相关性。通过检查这些动态，我们可以更好地理解导致家庭背景下心理健康挑战的潜在机制。
观察到的显著行动者效应表明父母和青少年都经历了手机成瘾和心理健康的直接相互影响。对于父母来说，依赖手机作为应对压力的机制可能导致孤立感增加和有意义家庭互动参与减少。这种退缩有可能进一步加剧抑郁和焦虑症状，因为父母可能错过来自孩子的情感支持机会。压力应对模型作为理解这一现象的有用框架。过度手机使用非但没有促进沟通，反而可能成为一种适应不良的策略，阻碍家庭内的情感联系和支持。类似地，通常处于以身份探索为中心的发展阶段的青少年，可能诉诸手机作为应对社会环境中模仿、强制和规范压力的一种手段。智能手机的沉浸性可能阻碍健康应对策略的发展，使青少年难以有效管理压力。随着他们越来越依赖数字互动，他们可能发现自己陷入加剧焦虑和抑郁感的成瘾循环。
父母手机成瘾对青少年心理健康的显著影响与社会学习理论一致，该理论认为行为经常在家庭环境中被模仿。当父母过度使用手机时，青少年可能内化这些行为，导致类似的成瘾模式。此外，如果父母优先考虑手机而不是有意义的家庭互动，青少年可能感到被忽视，培养焦虑和抑郁感。相反，当青少年表现出高水平手机成瘾时，父母可能由于担心这种成瘾对孩子心理健康、学业表现和社交技能的负面影响而经历增加的焦虑和抑郁。观察到的伴侣效应可能通过共同调节理论解释，该理论表明两个个体相互影响彼此的情绪和生理状态。此外，一致的同理调节加强了亲子纽带并培养了重要的自我调节技能，使双方受益并导致改善的生活结果。
父母和青少年心理健康之间的相关性表明了一种与家庭系统理论一致的双向影响。该理论强调家庭成员相互影响彼此的行为和情绪状态。当父母和青少年应对各自手机成瘾挑战时，他们的心理健康可能变得交织，导致共同的痛苦体验。例如，如果父母经历较高水平的焦虑或抑郁，这可能导致支持性和养育环境减少，这可能阻碍青少年情感茁壮成长的能力。青少年对父母情绪状态特别敏感，负面心理健康结果可能体现在他们自己的经历中，导致对焦虑和抑郁症状的脆弱性增加。反过来，如果青少年表现出显著的心理健康挑战，这可能加剧父母压力和焦虑，在家庭单元内造成进一步紧张。
优势和局限性
本研究的优势在于应用APIM，为理解父母-青少年对偶关系在手机成瘾和心理健康方面提供了全面框架。利用大型数据集进一步增强了发现的稳健性，为个体和关系因素之间的相互作用提供了细致洞察。然而，有几个局限性需要考虑。研究的横断面性质限制了建立因果关系的能力，依赖自我报告措施可能引入社会期望偏差。手机成瘾使用简短且非等效项目集评估，观察到的关系可能被低估。此外，由于研究在中国特定区域进行，发现对更广泛人群的普适性可能有限。
对研究和实践的启示
我们的研究有几个启示。从研究角度看，未来调查应采用纵向设计并使用更全面和不变的量表，以更好地捕捉这些关系的演变性质。此外，应考虑情境因素如社会经济地位和家庭结构，从而加深我们对手机成瘾和心理健康在家庭环境中如何互动的洞察。鉴于本研究基于中国样本，也建议进行跨文化复制研究。从实践角度看，学校可考虑实施促进健康技术使用的倡议，社区组织可为受影响个体建立支持小组。此外，医疗保健提供者可开发父母和青少年的共同调节项目，帮助他们增强情感联系并改进应对策略，创建全面方法应对这些挑战并促进更健康的家庭动态。
结论
本研究在横断面框架内突出了手机成瘾与父母和青少年心理健康结果之间的复杂关系。未来研究可考虑基于家庭的干预措施，针对手机使用模式、沟通和应对策略，以促进更健康的习惯和心理健康。需要纵向研究和更全面的测量方法进一步阐明这些关系。
