1 引言
近年来，以抖音、快手为代表的短视频平台逐渐流行。短视频指通过新媒体平台传播的时长不超过五分钟的视频内容，具有快节奏、强刺激、碎片化呈现以及个性化推荐的特征(Zhang et al., 2023)。截至2023年12月，我国短视频用户高达10.53亿，占网民整体的96.4%；未成年人用户规模超过1亿(共青团中央维护青少年权益部, 中国互联网络信息中心, 2023; 中国互联网络信息中心, 2024)。短视频作为一种便捷的娱乐形式，通过碎片化、个性化的内容，迅速地满足了用户的娱乐需求。此外，短视频平台还通过点赞、分享、评论提升了用户之间的社交互动，满足了用户的社交需求。同时短视频的普及降低了知识获取门槛，促进了社会知识的传播与共享，并拓宽了大众表达渠道，满足了大众多样化的创作需求(王志昭, 2019)。
然而，短视频的过度使用也可能导致成瘾行为的出现。网络成瘾是指个体在使用互联网时表现出失控行为的总称，涵盖了社交媒体、网络游戏、网络购物在内的多种在线活动(Burnay et al., 2015)。短视频成瘾作为社交媒体成瘾的一种类型，是网络成瘾的具体表现形式(Zhang et al., 2019)。短视频成瘾是指用户长时间使用短视频应用而导致身体、心理和社会功能受损的现象(Zhang et al., 2019)。青少年是短视频平台的主要用户，其自我调节能力尚未完全成熟，更容易产生短视频成瘾。一项关于中国青少年短视频使用的研究发现，1346名受访者中有461名(34.2%)在短视频成瘾量表的得分上超过了成瘾临界值(Chao et al., 2023)。短视频成瘾对青少年身心健康均会产生负面影响。已有研究证实了短视频成瘾与青少年抑郁、焦虑、失眠、注意力缺陷等心理健康问题相关，并可能影响其时间感知，进而损害学业表现(Chao et al., 2023; Chen et al., 2023; Jiang & Yoo, 2024)。
根据孙宏艳(2023)进行的未成年人短视频使用研究报告调查显示，农村未成年人使用短视频的比例(84.1%)略高于城市(81.7%)。农村青少年在成长过程中，普遍面临父母受教育水平较低、外出务工比例较高的情况，这导致亲子间有效沟通的机会相对较少。此外，农村学校的教育资源较为有限，教育设施相对短缺，教师资源质量普遍较低(赵丹 等, 2019)。这些成长环境的差异可能促使农村青少年更倾向于使用短视频进行社交或娱乐，进而导致较高的短视频成瘾风险。因此，有必要对农村青少年短视频成瘾的机制进行研究，为其短视频成瘾的预防和干预提供有效措施。
农村留守儿童是一个亟待关注的特殊群体。留守儿童是指父母双方或一方外出务工，由祖父母或其他亲属照顾的未成年人(国务院, 2016)。由于父母长期缺席，留守儿童在成长过程中常常面临心理与行为问题，尤其是短视频成瘾(Liu et al., 2022)。由于父母的长期外出，亲子之间的情感交流显著减少，父母难以直接参与孩子的成长过程，这种情感疏离使得留守儿童在情感支持上容易出现缺失。为弥补这种情感空缺，许多留守儿童转而依赖网络，尤其是短视频平台，来寻求情感上的慰藉(Trumello et al., 2021)。然而，由于缺乏父母监管和引导，留守儿童的网络使用缺乏有效约束，容易导致短视频成瘾(Ding et al., 2017)。短视频成瘾不仅会对留守儿童的学业成绩和身心健康造成不良影响，还可能对其社会适应能力和心理发展产生长期的负面后果(梁琦, 2023; Zhen et al., 2020)。因此，研究农村青少年短视频成瘾问题时，应充分考虑到留守儿童这一特殊群体的背景和相关特点。
生态系统理论提出，个体的发展是由不同层次的生态系统与个体特征的交互作用所塑造。其中家庭是儿童发展的核心环境(Bronfenbrenner, 1979)。积极的家庭因素有助于预防青少年网络成瘾，而负性家庭因素则可能增加成瘾风险(Li et al., 2014)。情感忽视是常见的负性家庭因素，也是青少年中最普遍的受虐待形式之一(Wang et al., 2022)。情感忽视是指父母或主要照护者未能为青少年提供足够的情感关怀、归属感、养育和支持，长期忽略其情感需求(Bernstein et al., 2003)。研究发现，情感忽视与青少年社交媒体成瘾显著相关(Wang et al., 2022)。社交媒体为遭受情感忽视的青少年提供了一个随时随地从线上社交网络获取情感支持的渠道。遭受情感忽视的青少年可能通过频繁使用社交媒体寻求情感慰藉，进而增加成瘾风险(Kircaburun et al., 2020)。因此，青少年遭受的情感忽视越高，越可能产生短视频成瘾的现象。
负性情绪是指极端的情绪反应和持续的适应不良情绪，通常包括抑郁、焦虑、压力等。实证研究发现，情感忽视是青少年负性情绪的重要预测因素，受到情感忽视的青少年往往会发展出消极的自我概念，难以有效地从他人处获得关怀与支持，进而促使负性情绪的产生(Li et al., 2023)。依恋理论为解释这一关系提供了理论基础，青少年在成长过程中如果经历了情感忽视，往往会发展出不安全型依恋(Bowlby, 1982)。这种依恋模式意味着他们在与他人的关系中缺乏安全感，容易对他人的接近和依赖产生矛盾的情绪反应。这种不安全依恋不仅会对青少年的社交能力和情感稳定性产生负面影响，更会增加他们产生抑郁、焦虑等负性情绪的风险(Yi et al., 2012)。因此，情感忽视可能会导致青少年产生负性情绪。
同时，负性情绪也会增加青少年短视频成瘾的风险。补偿性网络使用模型(compensatory internet use theory)提出，个体在现实生活中经历抑郁、焦虑等负性情绪时，可能通过增加网络使用以逃避现实并缓解情绪，但这也增加了其网络成瘾的风险(Kardefelt-Winther, 2014)。短视频平台鼓励用户通过创作和分享内容表达情感和记录日常，并提供社交互动功能。短视频也通常以轻松有趣的娱乐内容为主。对于青少年而言，短视频使用可能缓解抑郁、焦虑等负性情绪，但也可能增加成瘾风险。Yao等(2023)进行的一项纵向研究发现，抑郁和社交焦虑显著预测了用户两个月后的短视频成瘾。Sun等(2024)也发现压力可能促使个体通过短视频逃避现实，从而增加成瘾的风险。综上所述，本研究假设负性情绪在情感忽视与农村青少年短视频成瘾之间起中介作用。
以往关于情感忽视与短视频成瘾的研究主要集中在大学生或青少年群体，农村青少年或留守儿童的相关研究较为匮乏(Li et al., 2023)。现有关于留守儿童短视频成瘾的研究大多依赖于横断面数据(Liu et al., 2022)，难以揭示情感忽视与短视频成瘾之间的因果关系。由于缺乏纵向追踪数据，尚未能有效探究情感忽视与负性情绪在时间维度上对短视频成瘾的潜在影响。因此本研究采用纵向数据，在控制性别、年龄、家庭经济状况效应的前提下，探讨情感忽视对农村青少年短视频成瘾的影响。此外，本研究还将检验负性情绪在此过程中的中介作用，以及情感忽视对短视频成瘾的影响机制是否存在留守和非留守差异。本研究提出以下假设：(1)情感忽视显著正向预测农村青少年的短视频成瘾；(2)负性情绪在情感忽视和短视频成瘾之间起中介作用；(3)中介模型存在留守和非留守差异。
2 研究方法
2.1 被试
采用整群取样法，采用匿名且自愿的方式，在广西壮族自治区百色市选取三所乡镇中学，分两个时间点对499名青少年进行了问卷调查。被试需报告性别、年龄、家庭经济状况及是否留守，并完成一系列自评问卷。第一个时间点(T1)的数据收集于2023年4月，共有499名青少年参与问卷调查，其中女性355名，平均年龄为16.82±1.04岁。第二个时间点(T2)的数据收集于2023年7月，共有417名青少年参与调查，保留率为83.6%，其中女性304名，平均年龄为16.86±0.97岁。由于存在一定的性别失衡情况，根据性别对测量变量进行了t检验。结果显示，男性与女性在情感忽视(t=1.16, p=0.243)、负性情绪(t=−0.76, p=0.169)以及短视频成瘾(t=−0.47, p=0.633)方面未出现显著差异。
留守儿童是指父母双方或者一方外出务工6个月以上的未成年人，根据这一标准将农村未成年人划分为留守儿童和非留守儿童，研究样本中有留守儿童188名，非留守儿童229名。对流失被试与保留被试在情感忽视、负性情绪和短视频成瘾方面的T1得分进行比较，结果显示两组在情感忽视(t=0.98, p=0.326)、负性情绪(t=1.73, p=0.086)及短视频成瘾(t=−0.69, p=0.490)方面均无显著差异。
2.2 研究工具
2.2.1 情感忽视量表
采用中国农村12～17岁中学生忽视评价量表(潘建平 等, 2014)中的情感忽视子量表，评估农村青少年所经历的情感忽视程度。该子量表一共16个题项(如“家长当你的面吵架或打架”)，采用4点计分，从1(“从未有”)到4(“一直有”)。其中，题项1、4、5、9、11、12、13和16为反向计分。量表得分越高，表明青少年所经历的情感忽视程度越强。在本研究中，“家长”指的是青少年日常生活中的主要照护者。对于留守儿童而言，这一照护者可能是父母一方(通常是留下来照顾孩子的父亲或母亲)，也可能是其他亲属，例如祖父母等。该量表在本研究中展现出良好的信度，Cronbach’s α系数为0.86。
2.2.2 负性情绪量表
采用抑郁−焦虑−压力量表(DASS-21)测量青少年的负性情绪(Lovibond & Lovibond, 1995)。DASS-21包含21个题项(如“我觉得很难让自己安静下来”)，分为抑郁、焦虑和压力三个维度。量表采用4点计分，从0(“从不”)到3(“总是”)，得分越高表明负性情绪越严重。该量表在中国青少年群体中显示出良好的信效度(Wang et al., 2016)。在本研究中，焦虑、抑郁、压力分量表及总量表的Cronbach’s α系数分别为0.89、0.88、0.91和0.96，表明其具有良好的内部一致性。
2.2.3 短视频成瘾量表
采用智能手机成瘾量表简版的改良版(Kwon et al., 2013)测量青少年的短视频成瘾。以往研究通过将“智能手机”一词替换成特定的应用程序，以探讨特定应用的成瘾行为(Rozgonjuk et al., 2020)。例如Sindermann等(2020)将量表中的“智能手机”替换为“Facebook应用”研究用户的Facebook成瘾；Chao等(2023)则将其替换为短视频应用，研究短视频成瘾。本研究同样将“智能手机”替换为“短视频应用”来评估短视频成瘾症状。该量表包含10个项目(如“我由于使用短视频软件而耽误了原定的学习计划或事情”)，采用6点计分，评分范围从1分(“非常不同意”)到6分(“非常同意”)，得分越高说明短视频成瘾程度越高。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.95。
2.3 数据分析
本研究使用SPSS26.0进行描述性统计分析和相关分析，使用Mplus8.0构建结构方程模型。将焦虑(T1)、抑郁(T1)、压力(T1)作为负性情绪的潜变量，情感忽视(T1)、短视频成瘾(T2)作为显变量，以探讨情感忽视(T1)、负性情绪(T1)与短视频成瘾(T2)之间的纵向关系。已有研究发现，男性、年龄较大、家庭经济状况较差的青少年更容易出现网络成瘾和手机成瘾现象(周楠 等, 2024; Chi et al., 2020)。因此，研究将性别、年龄、家庭经济状况作为控制变量纳入结构方程模型。最后，通过多组比较探讨是否留守对这一关系的影响。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验，结果显示，特征根大于1的因子有6个，单一成分的方差解释百分比最大为31.9%，小于40%的临界标准，说明本研究不存在严重的共同方法偏差(Podsakoff et al., 2003)。
3.2 描述统计与相关分析
各变量的均值、标准差及相关分析结果见表1 。结果显示，情感忽视与两个时间点上的负性情绪以及短视频成瘾之间均存在显著正相关。此外，负性情绪在两个时间点上与短视频成瘾也表现出显著的正相关。
表1 各变量描述统计与相关分析(n=417) |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
| 1.T1情感忽视 | 33.86 | 7.64 | ||||||||||
| 2.T1抑郁 | 5.78 | 4.26 | 0.48** | |||||||||
| 3.T1焦虑 | 6.53 | 4.37 | 0.43** | 0.83** | ||||||||
| 4.T1压力 | 7.08 | 4.28 | 0.42** | 0.85** | 0.88** | |||||||
| 5.T1负性情绪 | 19.40 | 12.23 | 0.47** | 0.94** | 0.95** | 0.96** | ||||||
| 6.T1短视频成瘾 | 27.14 | 10.52 | 0.22** | 0.27** | 0.35** | 0.35** | 0.34** | |||||
| 7.T2抑郁 | 5.61 | 4.03 | 0.36** | 0.56** | 0.53** | 0.52** | 0.56** | 0.33** | ||||
| 8.T2焦虑 | 6.02 | 4.26 | 0.32** | 0.53** | 0.59** | 0.55** | 0.59** | 0.34** | 0.86** | |||
| 9.T2压力 | 6.68 | 4.28 | 0.31** | 0.49** | 0.56** | 0.56** | 0.57** | 0.36** | 0.86** | 0.89** | ||
| 10.T2负性情绪 | 18.31 | 12.07 | 0.34** | 0.55** | 0.58** | 0.57** | 0.60** | 0.36** | 0.95** | 0.97** | 0.97** | |
| 11.T2短视频成瘾 | 27.03 | 10.65 | 0.21** | 0.30** | 0.29** | 0.31** | 0.31** | 0.53** | 0.43** | 0.43** | 0.45** | 0.46** |
注：**p<0.01，以下同。 |
3.3 负性情绪在情感忽视和短视频成瘾之间的中介作用
在控制性别、年龄、家庭经济状况的情况下，建立了一项线性回归模型，以考察T1时期的情感忽视对T2时期短视频成瘾的预测作用。回归分析结果显示，T1时期的情感忽视对T2时期的短视频成瘾具有显著的预测效应(β=0.24, t=4.21, p<0.01)。
进一步构建了结构方程模型，以探讨T1时期的负性情绪在T1时期情感忽视与T2时期短视频成瘾之间的中介作用。在控制性别、年龄及家庭经济状况的前提下，模型的拟合度良好：χ²/df=2.15，CFI=0.98，TLI=0.98，SRMR=0.03，RMSEA=0.05，90%CI=[0.03, 0.08]。标准化路径分析结果如图1 所示。
在引入T1负性情绪后，T1情感忽视对T2短视频成瘾的直接效应不再显著。结果表明，T1负性情绪在T1情感忽视与T2短视频成瘾之间起到了完全中介作用，其中介效应值为0.13。
3.4 是否留守的多组比较
首先，对留守儿童与非留守儿童各变量的差异进行检验。结果显示(表2 )，T1情感忽视(t=0.93, p=0.350)、T1负性情绪(t=1.37, p=0.168)，及T2短视频成瘾(t=0.39, p=0.697)得分均无显著差异。仅在家庭经济状况(t=−2.91, p=0.004)上存在显著差异。
表2 留守儿童与非留守儿童各变量差异检验 |
| 变量 | 留守儿童(n=188) | 非留守儿童(n=229) | t | p | |||
| M | SD | M | SD | ||||
| T1情感忽视 | 34.11 | 7.72 | 33.41 | 7.71 | 0.93 | 0.350 | |
| T1抑郁 | 6.18 | 4.15 | 5.46 | 4.09 | 1.76 | 0.077 | |
| T1焦虑 | 6.76 | 4.27 | 6.34 | 4.38 | 1.19 | 0.324 | |
| T1压力 | 7.36 | 4.56 | 6.84 | 4.21 | 1.21 | 0.228 | |
| T1负性情绪 | 20.31 | 12.39 | 18.65 | 12.06 | 1.37 | 0.168 | |
| T2短视频成瘾 | 27.26 | 10.55 | 26.85 | 10.74 | 0.39 | 0.697 | |
| 家庭经济状况 | 2.49 | 0.63 | 2.68 | 0.69 | 2.91 | 0.004 | |
在现有中介模型的基础上，针对留守与非留守儿童进行差异检验，构建了自由估计模型(M0)和约束模型(M1)。两模型的拟合参数见表3 。结果显示模型差异显著(Δχ²/Δdf=3.08, p<0.05)，表明两组存在差异，因此接受自由估计模型(M0)。根据自由估计模型，留守儿童中T1情感忽视对T2短视频成瘾的直接预测作用不显著，T1负性情绪在情感忽视与短视频成瘾之间起完全中介作用，中介效应值为0.17。在非留守儿童中，T1情感忽视对T2的短视频成瘾的直接预测作用显著(β=0.21, p<0.01)，T1负性情绪起到部分中介作用(β=0.24, p<0.01)，中介效应值为0.11。标准化路径见图2 。
4 讨论
本研究基于补偿性网络使用模型，探讨了情感忽视对农村青少年短视频成瘾的纵向影响及负性情绪的中介作用，并考察了留守与非留守儿童在这一过程中的差异性。结果发现，农村青少年负性情绪中介了情感忽视对短视频成瘾的影响，且在留守儿童中负性情绪起完全中介作用，在非留守儿童中起部分中介作用。
4.1 情感忽视与农村青少年短视频成瘾的关系
本研究发现情感忽视显著纵向预测农村青少年短视频成瘾，支持研究假设1，与Liu等(2022)发现的父母忽视会正向影响青少年的短视频成瘾一致。对于经历情感忽视的农村青少年，短视频可能成为一种应对策略，用以弥补现实中的情感支持缺失。他们通过点赞、评论等互动方式来增强与外部世界的联系(Meng & Leung, 2021)。此外，借助短视频的拍摄、发布与分享功能，以及个性化推荐功能，他们能够结识志同道合的伙伴，获得额外的情感支持(Li et al., 2023)。相较于城市青少年，农村青少年的娱乐活动和社交机会有限，生活方式较为单调，网络和智能手机的普及使得短视频平台成为他们获得情感支持和社交互动的重要渠道。情感忽视水平高的农村青少年通过短视频满足情感需求，导致其对短视频的依赖加深，进而加剧短视频成瘾。
4.2 负性情绪的中介作用
本研究发现，负性情绪在情感忽视和短视频成瘾的纵向关系中起完全中介作用。支持研究假设2，并与现有研究一致(De Bérail et al., 2019; Dong et al., 2023)。遭受情感忽视的青少年更容易产生负性情绪，这一结果支持了依恋理论(Bowlby, 1982)。长期情感忽视会妨碍亲子之间建立安全的情感联结，影响青少年自尊并产生负性自我评价，进而引发悲伤、焦虑等情绪(Gong & Chan, 2018)。负性情绪与短视频成瘾的关系可以通过补偿性网络使用模型(Kardefelt-Winther, 2014)解释。当青少年在现实生活中经历负性情绪时，他们可能通过短视频寻求情感补偿，如发布分享或观看愉悦内容以缓解情绪(Kwak et al., 2018)。然而，情感忽视带来的负性情绪可能促使青少年频繁使用短视频应用，导致依赖性增强并增加成瘾风险。
4.3 留守和非留守儿童差异
本研究发现，留守儿童群体中，情感忽视通过负性情绪完全中介短视频成瘾，而非留守儿童群体中，负性情绪仅起到部分中介作用，支持研究假设3。这一结果说明，相比非留守儿童，负性情绪对于留守儿童起到更大的负面影响。可能的原因是父母长期外出务工，缺席了孩子的成长关键期，导致留守儿童难以获得充分的家庭关爱与情感支持。这种家庭关怀的缺失可能限制了留守儿童心理韧性的正常发展，导致其心理韧性水平较低(白慧慧 等, 2022)。心理韧性作为重要的心理资源，其在情感忽视等负性压力下的作用尤为关键。由于心理韧性水平较低，留守儿童在遭遇情感忽视等负性压力事件时更容易产生焦虑、抑郁等负性情绪(Lee et al., 2018)，同时更容易采用不健康的情绪调节方式(如网络游戏、短视频等)。这种不健康的调节方式增加了他们短视频成瘾的可能性。
在非留守儿童中，负性情绪起部分中介作用。这表明在非留守儿童群体中，情感忽视与短视频成瘾之间可能存在其他中介机制。已有研究也支持了这一观点。例如，在一项关于中国青少年童年期情感忽视与问题性社交媒体使用的研究中，研究者发现未来消极时间洞察力在情感忽视与问题性社交媒体使用之间起到了中介作用(Wang et al., 2022)。此外，另一项针对中国青少年的横断研究表明，述情障碍在父母忽视与短视频成瘾之间起到了中介作用(Li et al., 2023)。
4.4 意义和局限
本研究表明，情感忽视对农村青少年短视频成瘾具有显著的直接效应和间接效应，负性情绪在其中起到中介作用。结果验证了情感忽视对青少年问题行为的负面影响，并将补偿性网络使用模型应用于短视频成瘾研究，体现了该模型的广泛适用性。研究还表明，留守儿童与非留守儿童在情感忽视与短视频成瘾的关系上存在差异。具体而言，负性情绪在留守儿童中完全中介了该关系，而在非留守儿童中为部分中介。这一发现为干预农村儿童，特别是留守儿童的短视频成瘾提供了科学依据。建议家长加强与留守儿童的沟通，关注其情感需求，减少负性情绪；同时，社会组织应提供情感支持，学校应加强情绪管理教育，帮助儿童通过健康的方式调节情绪，减少对短视频的依赖。
本研究仍然存在一定的局限性。首先，研究仅收集了两个时间点的数据，未来的研究可以增加数据收集的时间点，采用三个及以上时间点的数据，以更全面地探讨变量间的纵向中介效应。其次，研究采用自陈式量表对青少年进行测量，可能会存在一定的偏差。未来的研究应收集父母或者抚养者报告的数据以得出更客观的结论。最后，本研究的样本仅限于广西壮族自治区三所乡镇中学的农村青少年，且存在一定的性别比例失衡问题。虽然当前研究在分析中控制了性别、年龄及家庭经济状况，未来研究还应扩展样本来源，涵盖更多地域、平衡性别比例，以提高研究结果的外部效度和普适性。
5 结论
(1)情感忽视正向预测农村青少年短视频成瘾；(2)负性情绪在情感忽视对短视频成瘾的影响中起到了中介作用；(3)负性情绪在留守儿童群体中完全中介了情感忽视与短视频成瘾之间的关系，而在非留守儿童群体中则呈现部分中介效应。这一发现提示需重视农村青少年是否留守及其情感忽视经历，并针对不同群体开发相应的短视频成瘾干预策略。