童年創傷與網絡成癮關系的三水平元分析

孟現鑫 顏晨 俞德霖 高樹玲 傅小蘭

摘 ?要??本研究運用三水平元分析技術系統探討童年創傷與網絡成癮的關系及其調節因素。對納入的66項研究和152個效應量進行分析， 結果顯示， 童年創傷與網絡成癮存在顯著正相關（r= 0.227）。此外， 童年創傷與網絡成癮的關系受童年創傷類型、創傷程度、童年創傷的測量工具、性別比例、樣本獨生子女比例以及文化背景的調節， 但不受網絡成癮類型及測量工具、被試年齡、數據類型以及數據收集時間的調節。本研究系統比較了不同類型童年創傷與網絡成癮的關系， 厘清了童年創傷與網絡成癮關系的理論爭議， 并為網絡成癮的預防和干預提供了參考依據。

關鍵詞??童年創傷， 創傷程度， 情感虐待， 網絡成癮， 元分析

分類號??R395

1??問題提出

網絡給我們的生活和工作帶來了諸多便利， 但一個人如果過度依賴網絡有可能產生網絡成癮（Internet addiction， IA）。網絡成癮是指個體無法控制地使用互聯網， 進而對身心健康造成損害且導致社會適應困難（Davis， 2001）。對我國青少年群體（12～18歲）的一項調查顯示， 網絡成癮的患病率達到16.8% （Peng et al.， 2022）。鑒于網絡成癮對個體學業、工作、情緒和人際關系的不良影響（Geng et al.， 2023; Gu et al.， 2023; Mérelle et al.， 2017; Peng et al.，?2022）， 諸多研究探討了網絡成癮的形成原因， 發現童年創傷是網絡成癮的最主要的預測因素之一（Dalbudak et al.， 2014; Fan et al.， 2023）。童年創傷指18歲以下的兒童與青少年在發展過程中受到的所有類型的虐待與忽視（World Health Organization，?2022）。目前， 不同理論對童年創傷與網絡成癮之間的關系提出了不同的觀點。與此一致， 國內外關于童年創傷與網絡成癮的研究報告二者相關系數從?0.1到0.56， 結果差異較大。元分析技術能夠有效地整合多項研究成果， 降低單一研究結果中存在的測量誤差和抽樣誤差， 且能夠探索研究間異質性的來源（Harrer et al.， 2021）。為深入探究童年創傷與網絡成癮之間關系， 得出更普遍、更精確的結論， 本研究采用元分析方法（meta-analysis）定量整合和分析童年創傷與網絡成癮的關系以及可能影響二者關系的因素， 從而為減少童年創傷的傷害、預防網絡成癮問題的發生、促進個體健康發展提供科學依據。

最近的一項元分析研究以中國學生為研究對象， 探討了童年創傷與問題性互聯網使用的關系（Wang， Li， & Li， 2023）， 但其具有一定的局限性。首先， 該元分析采用傳統元分析方法， 從每項研究中僅提取一個效應量， 未能克服效應量之間存在的依賴性問題。其次， 該元分析考察了童年創傷與問題性互聯網使用整體間的關聯， 并未探討童年創傷類型與網絡成癮類型對二者之間相關關系的不同影響。此外， 一些重要的潛在調節因素（如文化背景、創傷程度、是否獨生子女等）未進行檢驗， 限制了對童年創傷與網絡成癮異質性來源的考察。因此， 本研究采用三水平元分析方法系統探討童年創傷與網絡成癮的關系及其調節因素。

1.1 ?童年創傷與網絡成癮關系的理論觀點

目前童年創傷與網絡成癮關系的理論主要有自我決定理論（self-determination theory）、補償性互聯網使用模型（compensatory internet use model，?CIU）、人?情感?認知?執行的相互作用（the Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution model， I-PACE）模型、壓力應對理論（stress coping theory）等。

自我決定理論認為人有三種基本的心理需求： 自主需求、歸屬需求和能力需求（Deci & Ryan， 2000）。童年創傷會損害個體基本心理需求的滿足， 進而增加過度使用網絡的風險。Gu等人（2023）的研究發現， 基本心理需求滿足在兒童期創傷與網絡成癮之間起中介作用。

補償性互聯網使用模型認為個體可能會在網絡世界中補償現實生活中未能滿足的需要（Kardefelt-?Winther， 2014）， 童年創傷會破壞個體情緒調節能力的獲得（Dvir et al.， 2014）， 當負面情緒無法在現實生活中得到有效的宣泄， 個體可能會將網絡的使用作為一種逃避或者應對策略， 以減輕負面情緒的影響， 長此以往可能會導致網絡成癮（Kardefelt-?Winther， 2014）。曹華等人（2021）發現， 童年創傷導致個體無法在現實中表達自己， 從而更容易形成網癮。

人?情感?認知?執行的相互作用模型認為， 個人特征、個體情感和認知以及執行功能等多方面因素在網絡成癮的形成中起著重要作用（Brand et al.，?2016， 2019）。童年創傷可能會導致個體形成非適應性的認知圖式（如對網絡世界產生過度的正性觀念和不恰當的期望）， 并且在現實生活中產生較多的負面情緒（Bérubé et al.， 2023; Dannlowski et al.， 2013）。因此， 遭受童年創傷的個體更有可能通過互聯網尋求即時快感， 減輕負面情緒的影響。同時， 童年受創個體執行功能更差， 難以控制對網絡的過度使用， 增加了網絡成癮的可能性。已有研究發現， 情緒調節、非適應性認知、自我控制等因素在童年創傷與網絡成癮之間起中介作用（魏華?等， 2020; Qin et al.， 2022; Wu et al.， 2022）。

壓力應對理論認為， 童年創傷對個體而言是一個壓力源， 會使個體調動心理資源以應對與創傷有關的壓力（Lazarus & Folkman， 1984）。在童年期遭受輕度虐待與忽視的個體傾向于通過網絡平臺轉移注意力、緩解不良情緒， 借助互聯網的幫助走出兒童期的創傷。然而， 過度的童年創傷會對個體的認知、情緒、行為等方面造成嚴重的不良影響（Ford， 2021）， 導致個體無法調動自身的心理資源以應對， 進而表現出嚴重的精神障礙（McKay?et al.， 2021）， 喪失對于網絡的興趣。因此， 嚴重童年創傷預測網絡成癮的能力可能會降低。與此一致， 張江輝等人（2022）的研究發現， 童年創傷低分組中童年創傷與網絡成癮顯著正相關， 而童年創傷高分組中童年創傷與網絡成癮無顯著相關。

綜上， 基于自我決定理論、CIU模型和I-PACE模型， 大量研究發現童年創傷會促進網絡成癮的發生（Gu et al.， 2023; Kircaburun et al.， 2019; Wu?et al.， 2022）。而壓力應對理論提示童年創傷與網絡成癮的關系可能受到創傷程度的調節。

1.2童年創傷與網絡成癮關系的調節變量

童年創傷與網絡成癮的關系存在不一致的結果， 可能與研究變量因素（童年創傷類型、童年創傷程度、網絡成癮類型）、研究的測量因素（測量工具、數據類型）、研究對象的人口學特征（年齡、性別、是否獨生子女）、研究背景特征（文化背景、數據收集時間）有關。

童年創傷可以分為軀體虐待、情感虐待、性虐待、軀體忽視和情感忽視五種類型（Juruena et al.，?2020）。不同類型的童年創傷可能使個體形成不同的依戀風格。例如， Struck等人（2020）發現， 受情感虐待的個體更多形成焦慮型依戀， 而受情感忽視的個體更多形成回避型依戀。不同依戀風格與網絡成癮的關系不一致。最近一項元分析表明， 與回避型依戀相比， 焦慮型依戀與問題性網絡使用的相關更為密切（Niu et al.， 2023）。基于此， 本研究假設童年創傷的類型是童年創傷和網絡成癮關系的調節變量。

根據特定的使用目的， 網絡成癮可以被區分為網絡游戲成癮、網絡社交成癮、網絡購物成癮、網絡色情成癮和網絡信息成癮等（Young， 1998）。其中網絡游戲成癮與網絡社交成癮是最常見的（Mérelle et al.， 2017）。網絡游戲成癮是指持續并經常性地使用互聯網進行游戲， 導致臨床意義上的嚴重損傷或困擾（Su et al.， 2020）; 網絡社交成癮指的是無法控制地使用社交媒體， 導致個體心理、社會功能的損害（Su et al.， 2020）。網絡游戲雖然由多人共同參與， 但強調的是競爭和獲勝， 團隊成員之間的溝通合作是為了達成獲勝的目標（Wong et al.， 2020）， 并不是表達內心真實感受的理想方式。相較于網絡游戲， 網絡社交更容易成為個體宣泄情緒的方式（Wong et al.， 2020）。受到童年創傷的個體往往有較高的羞恥感， 不善于在現實生活中表達不良情緒（Bérubé et al.， 2023; Dannlowski et al.， 2013; Mojallal et al.， 2021）。因此，?他們可能會更傾向于通過網絡社交減輕負面情緒的影響。已有研究表明， 童年創傷與不同網絡成癮類型之間的相關性存在差異（宋悅， 2013）。基于此， 本研究假設網絡成癮的類型是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

創傷程度可能調節童年創傷與網絡成癮的關系。嚴重的童年創傷可能會越過網絡成癮等行為障礙的發展過程， 直接導致更加嚴重的后果（張江輝?等， 2022）。張江輝等人（2022）區分了不同程度的童年創傷， 結果發現， 相較低童年創傷組， 高童年創傷組中創傷預測網絡成癮的能力有所下降。因此， 童年創傷的程度可能是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

童年創傷的測量工具主要有兒童期創傷問卷（Childhood Trauma Questionnaire， CTQ）和兒童心理虐待量表（Child Psychological Maltreatment Scale， CPMS）等。不同的測量工具將創傷劃分為不同的維度。例如， CTQ將童年創傷分為軀體虐待、情感虐待、性虐待、軀體忽視和情感忽視五個維度（Bernstein et al.， 2003）， CPMS將童年創傷分為恐嚇、忽視、貶損、干涉和縱容五個維度（潘辰?等， 2010）。網絡成癮的測量工具主要有網絡成癮測驗（Internet Addiction Test， IAT）、青少年病理性互聯網使用量表（Adolescent Pathological Internet Use Scale， APIUS）、中文版網絡成癮量表（The Chen Internet Addiction Scale， CIAS）、網絡游戲障礙量表（Internet Gaming Disorder Scale， IGDS）等。不同測量工具在診斷標準、測量內容、維度設置、題目數量上往往存在差異。IAT涵蓋網絡成癮的主要核心癥狀， 如耐受性、戒斷反應等， 共包含20個條目（Young， 2004）。APIUS整合了網絡成癮的認知、情緒和行為癥狀， 將網絡成癮劃分為突顯性、耐受性、強迫性上網/戒斷癥狀、心境改變、社交撫慰、消極后果等6個維度， 共38個條目（雷靂， 楊洋， 2007）。CIAS根據網絡成癮的核心癥狀將其劃分為耐受性、戒斷癥狀、時間管理、強迫性上網和人際與健康等5個維度， 共有26個條目（陳淑惠?等， 2003）。IGDS是用于評定網絡游戲障礙傾向的單維度量表， 共9個條目（Pontes & Griffiths， 2015）。不同測量工具的差異導致其所測量的結果也并非完全一致， 這可能影響童年創傷與網絡成癮的關系。基于此， 本研究假設童年創傷的測量工具和網絡成癮的測量工具是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

數據類型可能調節童年創傷與網絡成癮的關系。根據數據收集時間點的差異， 可以將其分為橫斷數據及縱向數據（孟現鑫?等， 2024）。橫斷數據是指同一時間點測量研究變量所獲得的數據， 縱向數據是指不同時間點測量研究變量所獲得的數據（陳春花?等， 2016）。不同數據類型所評估的變量關系可能有所差異（Kim， 2022）。與橫斷數據相比， 變量間的關系在縱向數據中往往呈現衰減或累積效應（孟現鑫?等， 2024）。一項縱向研究結果發現， 創傷造成的影響隨時間推移而逐漸減弱（Spinhoven et al.， 2016）。基于此， 本研究假設效應量的數據類型是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

一些人口統計學特征也可能調節童年創傷與網絡成癮的關系。被試的不同年齡可能會影響童年創傷與網絡成癮的相關性。發展性失補償假說提出， 個體發展過程中的干擾因素會使其產生“心理補償”， 包括建設性補償和病理性補償兩種方式（高文斌， 陳祉妍， 2006; 張亞利?等， 2021）。如果個體的心理資源無法有效應對阻礙因素， 則可能會出現病理性補償過程（如網絡成癮）， 以彌補未滿足的心理需求（吳茜玲?等， 2019）。從畢生心理發展的角度來看， 隨著年齡的增長， 個體的執行功能發展得更加完善（Ferguson et al.， 2021）， 能夠更有效地調節自身的痛苦體驗（Martin & Ochsner， 2016）， 為抵御童年創傷產生的負面影響， 會調動自身的調控機制， 采取建設性的策略， 而不太傾向于逃避或沉浸于網絡營造的虛擬世界中（Wen et al.， 2023）。因此， 年齡越高可能童年創傷與網絡成癮的聯結越弱。綜上， 本研究假設童年創傷與網絡成癮的關系受不同年齡被試群體調節。

目前互聯網領域中女性技術人員較少， 網絡空間的設計常常以男性視角出發， 并以男性的興趣與需求為主導（倪志娟， 2005; Lopez-Fernandez， 2018）。如網絡游戲的獎勵機制和互動體驗設計更能滿足男性的心理需求（Wegmann & Brand， 2020）。因此， 網絡空間可能對男性有更大的吸引力。此外， 研究表明男性對于獎勵刺激更為敏感（Dhingra et al.， 2021）。經歷童年創傷的男性更有可能通過網絡尋求即時快感， 以逃避現實困境， 并在獎勵機制的正反饋作用下更容易形成對于網絡的依賴。基于此， 本研究假設性別是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

有研究發現， 獨生子女的網絡成癮指標得分低于非獨生子女的得分（柯小君， 楊睿， 2021）。獨生子女通常會獲得更多的家庭關注與父母支持（張熙晴， 2022）， 而良好的社會支持可以緩沖童年創傷帶來的負面影響， 減少網絡成癮的發生（Sheng et al.， 2022）。基于此， 本研究假設獨生子女比例是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

此外， 東西方文化下個體使用的情緒調節方式存在差異（劉影?等， 2016）。在現實生活中， 適當的自我展露可以減輕個體的負性情緒， 使其更好地應對童年創傷帶來的負面影響。西方文化強調自由、開放的情緒表達與自我展露， 而東方鼓勵克制過度的情緒以保持人際和諧（劉影?等， 2016; 袁加錦?等， 2014）。因此， 東方文化下遭受童年創傷的個體可能會在現實中抑制情緒的表達， 更傾向于選擇匿名的網絡空間釋放情緒， 進而增加了成癮行為的風險。與此類似， 王潔等人（2013）的元分析發現， 不同文化背景下感覺尋求與網絡成癮的關系不同。基于此， 本研究假設文化背景是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

生態系統理論的時間系統（chronosystem）強調在研究個體心理和行為發展的動態過程時需要結合時間和社會環境。隨著時代的發展， 越來越多的人通過網絡進行娛樂、社交（中國互聯網絡信息中心， 2023）， 這在一定程度上可能增強童年創傷對網絡成癮的助長作用。例如， Wang， Li和Li （2023）發現數據收集時間調節了童年創傷與網絡成癮之間的關聯。基于此， 本研究假設數據收集時間可能是童年創傷與網絡成癮關系的調節變量。

1.3研究目的與研究問題

綜上， 童年創傷與網絡成癮的關系在理論觀點和實證研究的結果上都存在一定的爭議。為此， 通過元分析定量確認童年創傷與網絡成癮關系的強度以及潛在的影響因素十分必要。這不僅有助于澄清理論之間的爭議， 深化對理論適用條件的認識， 而且有助于于了解網絡成癮問題的成因， 為網絡成癮行為的干預提供科學依據。因此， 本研究將運用元分析方法， 檢驗童年創傷與網絡成癮的相關關系， 并探究這一關系在童年創傷的類型、童年創傷的程度、網絡成癮的類型、測量工具、數據類型、性別、年齡、獨生子女比例、文化背景以及數據收集時間上是否存在差異。

2??方法

本研究按照PRISMA 2020聲明的要求進行文獻檢索、篩選、編碼、質量評價以及發表偏倚檢驗， 以保證元分析的系統性和可重復性（Page et al.， 2021）。

2.1??文獻檢索與篩選

本研究全面檢索了中英文文獻， 中文數據庫中（中國知網、萬方期刊數據庫及維普期刊數據庫）以關鍵詞“網絡成癮”、“社交媒體成癮”、“網絡游戲成癮”與“童年創傷”、“童年虐待”、“兒童期創傷”、“兒童期虐待”之間組合的方式進行檢索; 英文數據庫中（Science Direct、EBSCO和Google Scholar）以關鍵詞“internet addiction”、“pathological Internet use”、“cyber addiction”、“online addiction”、“internet gaming addiction/disorder”、“social media addiction”、“social networking addiction”與“childhood maltreatment”和“childhood trauma”之間組合的方式進行檢索。檢索截止日期為2023年11月25日， 共檢索到文獻7084篇。最后， 閱讀相關文獻中的引文進行文獻補充， 避免遺漏。

結合元分析方法和研究主題， 本文按照如下標準篩選納入文獻： （1）文獻類型為量化實證研究; （2）研究結果報告了童年創傷與網絡成癮總分或其各類型分量表得分之間的相關系數（r）， 或者能轉化為r的Cohens?d值、t值以及F值?（根據Fritz等人（2012）的公式轉化效應量）; （3）若與本研究主題一致的原始研究中未報告符合要求的效應量， 但向作者索要后得到r或可以轉化為r的效應量， 也納入分析;?（4）研究需明確測量的童年創傷發生時間為18歲之前; （5）樣本量明確; （6）文獻語言為中文或者英文。

除此之外， 還制定了排除標準： （1）理論綜述、個案研究以及質性研究; （2）研究對象為物質成癮、PTSD或其他精神疾病樣本的實證研究; （3）采用偏相關或協方差分析的結果; （4）數據重復發表的文獻僅選取內容報告最為全面的一篇。文獻篩選流程見圖1。

2.2文獻編碼與質量評價

本研究根據以下特征對納入的每項研究獨立進行編碼： （A）作者; （B）數據收集年份; （C） 樣本大小; （D）研究設計（橫斷/縱向）; （E）性別（女性樣本在總體中所占的百分比）; （F）平均年齡（測量網絡成癮時樣本的平均年齡）; （G）獨生子女比例（獨生子女樣本在總體中所占的百分比）; （H）文化背景（東方/西方）; （I）童年創傷的類型（軀體虐待、情感虐待、性虐待、軀體忽視和情感忽視）; （J）網絡成癮的類型（社交媒體成癮以及網絡游戲成癮）; （K）童年創傷的測量工具（如CTQ， CPMS等）; （L）網絡成癮的測量工具（如IAT， APIUS等）; （M）童年創傷程度組別（考慮到不同量表的測量方式存在差異， 我們僅選取效應數量占比最大的CTQ量表（57.7%）評價創傷程度， 以納入原始研究報告的CTQ總分的平均值作為高分組/低分組的劃分標準）; （N）效應量（相關系數）; （O）效應量數據類型（橫斷/縱向）。編碼時遵循以下原則： （1）每個獨立樣本進行一次編碼， 若研究報告了多個獨立樣本， 則逐個編碼; （2）若研究按被試特征（如男/女）分別報告效應量， 則分別編碼; （3）若研究同時測量了多個變量指標， 則分別針對各個指標進行編碼。

根據美國國立衛生研究院（National Institutes of Health， NIH）提供的縱向和橫斷研究質量評估工具（Quality Assessment Tool for Observational Cohort and Cross-Sectional Studies）， 本研究按照符合記1分、不符合標準記0分的標準對所納入的各項研究進行了質量評分（National Institutes of Health， 2014）， 得到總分介于0～8 （橫斷研究）或介于0～14 （縱向研究）之間。研究質量評分結果見附錄B， 評分越高表明文獻質量越好。

2.3效應量計算

相關系數易于解釋且在各項研究中廣泛使用， 因此， 本研究選取相關系數作為效應量指標， 提取或計算納入文獻中童年創傷或其亞類型與不同類型網絡成癮之間所報告的每個相關系數。然而， 相關系數不符合正態分布， 因此， 本研究將所有相關系數轉為Fishersz分數進行主效應和調節效應的計算（Cooper et al.， 2019）。在解釋相關系數大小時， 再將Fishersz分數轉為相關系數， 并根據Cohen （1992）的標準， 以0.10、0.30和0.50為相關系數的臨界值， 分別確定小、中和大的效應量。

2.4模型選擇

本研究納入的多數原始文獻報告了來自同一樣本的多個效應量， 這些效應量彼此之間是存在依賴性的（Cheung， 2014）。因此采用假定效應量之間彼此獨立的固定效應模型或隨機效應模型可能導致元分析結果被高估（Lipsey & Wilson， 2021）。目前為了克服效應量之間的依賴性問題， 許多研究者選擇三水平元分析方法提取同一研究中報告的多個效應量， 以最大程度保留信息， 提高統計檢驗力（孟現鑫?等， 2023）。因此， 本研究將基于三水平隨機效應模型進行主效應檢驗、異質性檢驗、調節效應檢驗、發表偏倚檢驗以及敏感性分析。

2.5異質性檢驗與調節效應檢驗

在三水平元分析模型中， 共檢驗了三種變異來源： 抽樣誤差引起的效應量變異（水平1方差）;?從同一研究提取的效應量之間的變異（水平2方差）; 以及從不同研究所提取的效應量之間的變異（水平3方差） （Cheung， 2014）。通過Q檢驗評估總體的異質性， 并對水平2和水平3方差進行單側對數似然比檢驗（one tailed log likelihood ratio tests）進一步確定異質性分布（孟現鑫?等， 2023）。若存在異質性， 則根據Higgins （2003）的標準， 將25%、50%、75%的I?值看作異質性低、中、高的界限， 并進一步進行調節效應檢驗以確定異質性的來源（Gao et al.， 2024）。在調節效應檢驗中， 本研究將調節變量分別作為協變量加入三水平元分析模型以估計調節效應大小（Gao et al.， 2024）。本研究的調節變量包括： （1）連續調節變量。包括樣本中女性被試數占總被試數的比例、樣本的平均年齡、樣本中獨生子女比例以及數據收集時間。（2）分類調節變量。包括童年創傷的類型、網絡成癮的類型、童年創傷的程度、測量童年創傷的工具、測量網絡成癮的工具、效應量數據類型、文化背景。為了保證調節效應檢驗結果的代表性， 本研究根據Card （2016）提出的建議， 確保分類調節變量每個水平的效應量個數不少于5。

2.6發表偏倚控制與檢驗

“發表偏倚”是指顯著的研究結果更容易被期刊發表（Rodgers & Pustejovsky， 2021）。這一現象的存在可能導致已出版的文獻無法全面代表該領域已完成的研究總體（Franco et al.， 2014）， 可能降低元分析結果的可靠性（Rothstein， 2008）。為了減少發表偏倚的影響， 本研究納入已出版的期刊論文以及未出版的學位論文和會議論文。在納入分析的效應量之間非獨立的情況下， 相較于傳統的發表偏倚檢驗手段， Egger-MLMA回歸法更能有效地控制I類錯誤（Rodgers & Pustejovsky， 2021）。由于當前元分析納入分析的多數研究報告了多個彼此相關的效應量， 因此選用Egger-MLMA回歸法評估發表偏倚問題。

2.7敏感性分析

當前納入元分析的研究報告的童年創傷與網絡成癮的相關系數從?0.1到0.56， 結果差異較大。這提示元分析結果可能會受到異常值的影響， 導致虛假的統計結論（Kepes & Thomas， 2018）。為了評估異常值對元分析結果影響， 保證結果的穩健性， 本研究中將采用“去一法” （leave-one-out method）進行敏感性分析（Dodell-Feder & Tamir， 2018）。首先， 逐一剔除納入的效應量并重新進行三水平元分析， 評估異常效應量對結果的影響。其次， 逐一剔除納入的原始研究并重新進行三水平元分析， 評估異常研究對結果的影響。

2.8數據處理

本研究使用R4.3.0的metafor包進行元分析（Viechtbauer， 2010）， 并采用限制性極大似然法（restricted maximum likelihood method）進行模型參數的估計（Viechtbauer， 2005）。R代碼來自Assink和Wibbelink （2016）以及Rodgers和Pustejovsky （2021）所發表的程序。雙尾檢驗p值小于0.05的結果界定為顯著。

3??結果

3.1 ?文獻納入

本研究共納入研究66項（含66個獨立樣本， 152個效應值， 106780名被試）， 其中學位論文13篇， 期刊論文51篇， 會議論文2篇; 中文文獻24篇， 英文文獻42篇; 時間跨度為2009～2023年。納入文獻的基本信息見網絡版附錄A。納入的63項橫斷研究的文獻質量評價得分范圍在5分至8分， 均值為5.61分， 高于理論均值（4分）; 納入的3項縱向研究的文獻質量評價得分為9.33分， 高于理論均值（7分）。整體而言， 納入的文獻質量較好（見網絡版附錄B）。

3.2 ?主效應和異質性檢驗

當前元分析采用三水平元分析模型對童年創傷和網絡成癮進行主效應估計。結果顯示， 童年創傷與網絡成癮之間呈顯著正相關（r?= 0.227， df?= 152， p?< 0.001， 95% CI [0.202， 0.252] ）。各效應量及總體效應量森林圖詳細信息可開放獲取（https：//?osf.io/txusr）。基于Cohen （1992）的標準， 該相關系數屬于小效應量。當前元分析采用Q檢驗確定總體方差的異質性。三水平元分析模型Q值為3363.42， （p?< 0.001）， 表明元分析結果存在異質性。進而采用單側對數似然比檢驗法確定異質性的分布。結果顯示， 從同一研究提取的效應量之間的變異（水平2方差） （σ²?= 0.007， p?< 0.001， I? = 54.86%）和從不同研究提取的效應量之間的變異（水平3方差） （σ² = 0.005， p?< 0.001， I? = 40.83%）均顯著。基于Higgins （2003）的標準， 研究內部存在較高異質性， 研究之間存在中等異質性。因此， 有必要分析調節變量以便進一步解釋童年創傷與網絡成癮的關系。

3.3 ?發表偏倚和敏感性檢驗

Egger-MLMA回歸的結果不顯著（t?= 0. 776， df?= 152， p?= 0.439）， Egger-MLMA回歸的截距為0.590， 95% CI [?0.912， 2.091]。Egger-MLMA回歸結果表明當前元分析不存在顯著的發表偏倚。逐一剔除納入的效應量并重新進行三水平元分析， 結果發現， 排除任意一個納入的效果量或納入的原始研究后， 童年創傷與網絡成癮的主效應均顯著， 相關系數r值在0.222～0.231之間浮動。敏感性分析的結果表明當前元分析結果是穩健可靠的。

3.4 ?調節效應檢驗

利用元回歸分析檢驗調節變量對童年創傷與網絡成癮的關系是否存在顯著影響， 結果如表1所示。童年創傷類型的調節效應顯著， F （4， 80） =

CTQ為兒童期虐待問卷（Childhood Trauma Questionnaire）; CPMS為兒童心理虐待量表（Child Psychological Maltreatment Scale）; CTSPC為親子沖突策略量表（Parent-Child Conflict Tactics Scales）;

IAT為網絡成癮測驗（Internet Addiction Test）; APIUS為青少年病理性互聯網使用量表（Adolescent Pathological Internet Use Scale）; CIAS為陳氏網絡成癮量表（the Chen Internet Addiction Scale）; IGDS為互聯網游戲障礙量表（Internet Gaming Disorder Scale）。

*p?< 0.05; **p < 0.01; ***p?< 0.001.

7.198， p?< 0.001。情感虐待（r?= 0.293， df = 80， p?< 0.001）， 軀體虐待（r?= 0.171， df = 80， p?< 0.001）， 性虐待（r?= 0.166， df = 80， p?< 0.001）， 軀體忽視（r?= 0.182， df = 80， p?< 0.001）和情感忽視（r?= 0.154， df = 80， p?< 0.001）與網絡成癮顯著正相關。童年創傷的測量方式的調節效應顯著， F?（2， 121） = 4.327， p?= 0.015。創傷程度存在顯著的調節效應， F?（1， 57） = 7.653， p?= 0.008， 低分組與網絡成癮的正相關（r?= 0.251， df = 57， p?< 0.001）顯著高于高分組與網絡成癮的正相關（r?= 0.164， df = 57， p?< 0.001）。樣本獨生子女比例存在顯著的調節效應， F?（1， 23） = 5.962， p?< 0.05， 童年創傷與網絡成癮的正相關隨獨生子女比例的增加而降低（β?= ?0.271， p?< 0.05）。女性比例存在邊緣顯著的調節效應F?（1， 149） = 3.832， p?= 0.052， 童年創傷與網絡成癮的相關程度可能因被試性別的不同而存在差異（β?= ?0.083， p?= 0.052）。文化背景存在邊緣顯著的調節效應， F?（1， 150） = 3.765， p?= 0.054， 童年創傷與網絡成癮的相關程度可能因被試群體的文化背景不同而存在差異（β?= ?0.056， p?= 0.054）。此外， 沒有發現其他顯著的調節效應。

4??討論

4.1??童年創傷與網絡成癮的關系

以往研究發現童年創傷與網絡成癮之間存在密切關系， 但對其關系的研究結果并不一致。本研究采用三水平元分析技術整合童年創傷與網絡成癮的相關研究， 探討童年創傷對網絡成癮的影響及其調節因素， 從而全面了解童年創傷與網絡成癮的關系。對主效應分析結果發現， 童年創傷與網絡成癮之間存在顯著正相關。該結果說明童年創傷是個體網絡成癮的預測因素， 支持了自我決定理論、CIU模型以及I-PACE模型的觀點。值得注意的是， 本研究發現童年創傷程度調節童年創傷與網絡成癮的關系。具體而言， 相較于高分組， 低分組中童年創傷與網絡成癮的相關系數顯著更大。該結果符合壓力應對理論的觀點。此外， 發表偏倚分析結果顯示， 當前元分析結果穩健可靠， 不存在明顯的發表偏倚。

當前元分析主效應在研究內（水平2）和研究間（水平3）的方差顯著， 表明主效應存在異質性。這提示我們不能孤立地看待主效應的結果（Harrer et al.， 2021）， 童年創傷與網絡成癮的關系可能受到不同情境的影響。因此， 需要分析潛在的調節變量以解釋主效應的異質性， 進一步闡明二者關系。

4.2 ?童年創傷與網絡成癮關系的調節變量

當前元分析結果發現， 童年創傷與網絡成癮的關系受到童年創傷類型的調節。具體來說， 情感虐待與網絡成癮為中等程度的正相關， 并且顯著高于其他類型創傷的正相關。這表明情感虐待是童年創傷影響網絡成癮的主要風險因素， 一定程度上支持了依戀理論。相較于其他類型的創傷， 情感虐待更易使個體形成焦慮型依戀（Struck et al.， 2020）和產生情緒失調（Burns et al.， 2010）， 從而導致更大的網絡成癮風險（Niu et al.， 2023）。這一結果與Dalbudak等人（2014）的發現一致， 在五種特定類型的童年創傷中， 情感虐待與網絡成癮的相關最密切。

與本研究的假設不一致， 當前元分析結果發現， 童年創傷與網絡成癮的關系并未受到網絡成癮類型的調節。對此有兩種可能的解釋： 一是童年創傷對于不同類型網絡成癮具有類似的助長作用。童年時期的虐待和忽視對個體的身心健康和適應能力造成了長期的負面影響， 而不同的網絡成癮類型均能夠滿足個體逃避或者應對負面情緒的需求。二是不同網絡成癮類型的調節作用存在差異， 但僅以網絡游戲成癮與網絡社交成癮區分并不恰當。隨著網絡游戲設計的互動性增強， 用戶可以通過游戲進行在線社交; 而隨著社交媒體的功能的不斷發展， 用戶也可以通過社交網站參與游戲（Pontes， 2017）， 這使得網絡游戲和網絡社交在補償受到童年創傷個體的現實需要有相似之處（Burleigh et al.， 2019; Pontes， 2017）。未來研究可以進一步探究更為合理的網絡成癮類型的劃分方式。

當前元分析結果發現， 創傷程度調節童年創傷與網絡成癮的關系， 與本研究的假設一致， 低分組中童年創傷與網絡成癮的相關系數顯著高于高分組。過于嚴重的童年創傷對個體的心理健康造成了嚴重傷害， 可能使其產生嚴重的社交退縮以及持續的自我封閉， 并減少其對外界刺激的敏感性， 因而降低了網絡成癮的風險。該結果符合壓力應對模型的觀點， 并與先前的研究結果一致（張江輝?等， 2022）。

當前元分析結果發現， 童年創傷的測量工具影響童年創傷與網絡成癮的關系。采用CPMS量表測量童年創傷時， 二者之間的相關系數高于使用其他量表時的相關系數， 且高于本研究的主效應。這說明不同量表的測量結果存在差異（Prevoo et al.， 2017）。CPMS側重于測量童年創傷的心理維度（情感虐待及情感忽視）， 而情感虐待是童年創傷影響網絡成癮的主要風險因素。因此， CPMS測量得到的童年創傷與網絡成癮的關系最為密切。

網絡成癮的測量工具不影響童年創傷與網絡成癮的關系， 與本研究的假設不一致。這可能說明網絡成癮的測量工具有趨同性。雖然不同測量工具在維度設置、判定標準等方面有所差異， 但各量表均涵蓋了成癮的主要核心癥狀等內容。因此， 網絡成癮的測量工具未影響童年創傷與網絡成癮的關系。該結果與主題相近的元分析結果一致， He等人（2023）關于網絡成癮與非自殺性自傷的元分析中未發現網癮測量工具存在調節效應。

當前研究沒有發現數據類型的調節作用。對此有兩種可能的解釋： 一是童年創傷對網絡成癮的影響較為穩定， 對個體的心理健康產生持續的負面影響。二是該結果受到了效應數量的影響。本研究納入的橫斷數據的效應數量為147， 而縱向數據的效應數量僅為5。不同數據類型之間的效應數量分布不均也可能會影響調節效應的檢出。該結果與Geng等人（2023）的研究一致， 童年創傷與網絡成癮的相關系數并未隨著評估間隔的增加而線性增加或減少。這提示未來還需要更多縱向研究探究童年創傷對網絡成癮的長期影響， 以驗證本研究結果的可靠性。

當前元分析結果發現， 年齡對童年創傷與網絡成癮關系的調節不顯著。這表明童年創傷對不同年齡群體網絡成癮的影響具有相似性。雖然隨著年齡的增加， 個體的執行功能逐漸增強（Ferguson et al.， 2021）， 這可能降低童年創傷對網癮的影響; 但與此同時， 兒童期的心理創傷可能會導致個體形成消極的認知方式并在成長過程中不斷累積心理問題（Rosen et al.， 2007）， 這可能抵消了執行功能增強對網絡成癮的降低。該結果與先前的研究一致（Wang， Li， & Li， 2023）。

當前元分析結果發現， 性別調節童年創傷與網絡成癮的關系， 與本研究的假設一致， 童年創傷與網絡成癮的正相關隨女性比例的增加而減小。該結果可能是因為長期以來男性主導的網絡使用文化仍舊存在， 網絡空間可能對男性具有更大的吸引力。經歷童年創傷的男性更有可能通過網絡回避現實和減輕情緒困擾， 進而在網絡提供的即時快感和獎勵下形成對于網絡的長期依賴（Dhingra et al.， 2021）。但值得注意的是， 性別對童年創傷與網絡成癮關系的調節在統計上僅達到邊緣顯著。因此， 對性別調節作用的解釋應更加謹慎。

當前元分析結果發現， 樣本獨生子女比例調節童年創傷與網絡成癮的關系， 與本研究的假設一致， 童年創傷與網絡成癮的正相關隨樣本獨生子女比例的增加而減小。該結果說明童年創傷與網絡成癮的關系在獨生子女群體中更弱。作為家中唯一的孩子， 獨生子女往往受到更多來自父母、長輩的關注與照顧（張熙晴， 2022）。社會支持能夠為創傷后的個體提供資源， 如提供解決問題的策略和方法， 幫助其渡過困境， 促進積極應對方式的習得（吳素梅， 2021）。在有效的社會支持網絡下， 個體能夠進行積極思考， 更有可能將創傷事件視為成長的機會， 并從中發現意義、建構新的信念， 最終實現創傷后成長（葛海艷?等， 2019; 吳素梅， 2021）。此外， 社會支持還可起到緩沖器的作用。良好的社會支持可以抑制受創傷個體的不良認知反應， 緩沖童年創傷帶來的負面影響， 減輕個體的心理痛苦， 進而使其獲得積極改變（金童林?等， 2020; 吳素梅， 2021）， 減少網絡成癮的發生， 符合壓力應對理論的觀點。

當前元分析結果發現， 童年創傷與網絡成癮的關系受到文化背景的調節。東方文化下， 童年創傷與網絡成癮的正相關高于西方文化， 該結果支持CIU模型的觀點。西方文化鼓勵現實生活中的情緒表達， 而東方文化強調情緒的控制（Ramzan & Amjad， 2017; Yeh et al.， 2023）。在西方文化下， 受創傷的個體往往無法在現實生活中很好地宣泄負面情緒， 因此更有可能將網絡使用作為一種應對負面情緒的補償機制。然而， 西方文化下鼓勵的自我展露能夠促進個體對創傷事件的積極認知加工， 進而促進個體正確應對創傷帶來的負面影響， 降低網絡成癮的風險。但值得注意的是， 文化背景對童年創傷與網絡成癮關系的調節在統計上僅達到邊緣顯著。因此， 對文化背景調節作用的解釋應更加謹慎。

當前元分析沒有發現數據收集時間的調節作用， 與本研究的假設不一致。對此可能的解釋是， 雖然隨著時代的發展， 網絡使用越來越普及， 網絡成癮行為可能成為受童年創傷個體容易選擇的應對方式。但與此同時， 社會經濟的發展使得全球文化呈現個人主義增強的趨勢（黃梓航?等， 2018; 張亞利?等， 2021; Santos et al.， 2017）， 個體在現實生活中表達負面情緒的想法及行為受到了更多的包容， 這在一定程度上降低了其創傷后網絡成癮發展的可能性， 從而導致該研究未發現數據收集時間調節童年創傷與網絡成癮的關系。當然， 這一假設仍有待進一步檢驗。值得注意的是， 僅將數據收集時間作為考察時代影響童年創傷與網絡成癮的關系可能有失偏頗。這也提示未來研究者在考察時代變遷和社會發展這兩個因素時應選取多個指標作出分析。

4.3研究意義與啟示

本研究采用三水平元分析方法整合了國內外童年創傷與網絡成癮關系實證研究， 探討童年創傷與網絡成癮的關系及其可能的調節因素（圖2）。理論意義如下： 首先， 本研究不僅發現童年創傷與網絡成癮呈正相關， 而且發現創傷程度調節童年創傷與網絡成癮的關系， 這澄清了自我決定理論、CIU模型、I-PACE模型以及壓力應對理論之間的不同看法。其次， 本研究首次系統比較不同的童年創傷類型與網絡成癮關系的研究， 發現其中情感虐待是影響網絡成癮的最主要風險因素， 符合依戀理論的觀點。此外， 本研究發現童年創傷與網絡成癮的關系受到性別的調節而且受到獨生子女比例和和文化的調節， 這表明童年創傷與網絡成癮的關系不僅受個人特征與家庭結構這些微觀系統要素的影響， 而且受到文化等宏觀系統要素的影響。該結果符合生態系統理論的觀點， 這啟發研究者運用復雜系統觀理解童年創傷與網絡成癮關系， 并提示未來研究在進一步探索童年創傷影響網絡成癮的機制時應重視性別、獨生子女、地域等人口統計學變量的調節作用。

同時， 本研究也具有實踐意義： 首先， 本研究結果提示了情感虐待在網絡成癮問題形成中的重要作用提示心理工作者應關注有早期創傷經歷， 尤其是受情感虐待學生的網絡成癮風險， 并采取相應措施促進其情緒調節能力的提升， 預防網絡成癮的發生。未來研究可以進一步探索情緒調節在童年創傷與網絡成癮之間的作用機制， 為網絡成癮的干預提供更針對性的方案。其次， 本研究結果為自我決定理論、CIU模型和I-PACE模型提供了證據， 提示社會、學校、家庭及政府在對受早期創傷個體網絡成癮行為的干預中， 可以通過以下三個方面緩解童年創傷帶來的負面影響： 第一， 提供更多的社會支持（Lee et al.， 2020; Ning et al.，?2023）， 為其創造積極良好的外部環境。第二， 引導個體正確看待、積極應對創傷， 鼓勵現實生活中的情緒表達。第三， 加強對于個體執行功能的訓練， 增強其自我控制的能力， 合理使用互聯網。最后， 雖然本研究發現隨著創傷程度的提高， 童年創傷與網絡成癮的相關系數顯著減小， 但是這并非提示為了解決網絡成癮問題而特意讓個體在童年遭受嚴重創傷。嚴重的童年創傷可能會越過網絡成癮這類行為障礙的發展過程， 直接導致更為嚴重的后果， 比如心理疾病、自殺行為等。因此未來在評估個體的網絡成癮時應該尤其關注童年創傷程度。

4.4研究局限與展望

本研究可能存在以下幾個局限， 有待后續研究進一步完善。第一， 網絡成癮不僅包括網絡游戲成癮與網絡社交成癮， 還包括網絡購物成癮、網絡色情成癮、網絡信息成癮等（Young， 1998）， 這些類型的網絡成癮同樣會受到童年創傷的影響（賀金波?等， 2010; Greenberg et al.， 2022）。由于納入分析的文獻沒有報告童年創傷與網絡購物成癮等其他類型網癮的關系， 本研究未對其進行分析。未來元分析研究在考察童年創傷與網絡成癮的關系時， 不僅需要關注網絡游戲成癮與網絡社交成癮， 還應關注網絡購物成癮、網絡色情成癮、網絡信息成癮等其他類型的網絡成癮。第二， 網絡成癮的維度、父母的受教育程度、個體的心理彈性等因素（Bashir et al.， 2021; Evren， 2019; Liu et al.， 2023）可能是童年創傷和網絡成癮關系的調節變量， 但是本研究納入分析的大部分文獻并未報告這些相關信息， 因此無法進行調節變量分析。未來研究在考察童年創傷與網絡成癮的關系時可以進一步探討這些調節變量， 進而更好地歸納童年創傷影響網絡成癮的條件。

5??結論

本研究采用三水平元分析方法， 發現童年創傷與網絡成癮之間存在顯著正相關。童年創傷與網絡成癮的關系受到童年創傷類型的調節， 情感虐待與網絡成癮的正相關顯著高于其他類型的正相關。此外， 童年創傷與網絡成癮的關系受到創傷程度、創傷測量工具、樣本獨生子女比例、性別以及文化背景的調節。相較于高分組， 低分組中童年創傷與網絡成癮的相關系數顯著更大; CTQ測得童年創傷與網絡成癮的相關顯著高于其他量表; 童年創傷與網絡成癮的正相關隨樣本女性比例增加、獨生子女比例增加而減小。東方文化中童年創傷與網絡成癮的相關大于西方文化中二者的相關。網絡成癮的類型及測量工具、數據類型、年齡以及數據收集時間均未能調節童年創傷與網絡成癮的關系。當前研究不僅能夠幫助人們更好地理解早期創傷經歷對網絡成癮的影響， 而且可以為網絡成癮問題的預防及干預提供參照依據。

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The association between childhood maltreatment and internet addiction： A three-level meta-analysis

MENG Xianxin^1，2，3， YAN Chen¹， YU Delin¹， GAO Shuling⁴， FU Xiaolan²

（¹?School of Psychology， Fujian Normal University， Fuzhou 350117， China）

（²?State Key Laboratory of Brain and Cognitive Science， Institute of Psychology， Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China）（³?Sichuan Key Laboratory of Psychology and Behavior of Discipline Inspection and Supervision， Sichuan Normal University， Chengdu?610066， China）

（⁴ School of Sociology and Political Science， Shanghai University， Shanghai 200444，China）

Abstract： Existing research on the association between childhood maltreatment and internet addiction has yielded conflicting results. To clarify this association and identify the influential factors， the current review conducted a comprehensive three-level meta-analysis encompassing 66 studies. The results indicated a significant positive association between childhood maltreatment and internet addiction， with a small correlation coefficient （r= 0.227）. Furthermore， the association was shown to be moderated by various factors， such as the type and severity of childhood maltreatment， the measurement of childhood maltreatment， gender， the proportion of only children， and cultural background. However， no significant moderating effects were found for the type of internet addiction， how internet addiction was measured， data type， age， or the timing of data collection. These results not only deepen our understanding of the association between childhood maltreatment and internet addiction， but also provide valuable insights for future research and intervention of internet addiction.

Keywords：?childhood maltreatment， severity of maltreatment， emotional abuse， internet addiction， meta-?analysis

附錄

附錄A：納入分析的原始研究的基本信息

附錄B：納入分析的原始研究質量評價表

附錄C.1：童年創傷的測量工具總結

附錄C.2：網絡成癮的測量工具總結

附錄D：數據處理中使用到的計算公式

附圖A：森林圖

附圖B：研究結果及理論與實踐貢獻框架圖