童年创伤与网络成瘾关系的三水平元分析

孟现鑫 颜晨 俞德霖 高树玲 傅小兰

摘  要  本研究运用三水平元分析技术系统探讨童年创伤与网络成瘾的关系及其调节因素。对纳入的66项研究和152个效应量进行分析， 结果显示， 童年创伤与网络成瘾存在显著正相关（r= 0.227）。此外， 童年创伤与网络成瘾的关系受童年创伤类型、创伤程度、童年创伤的测量工具、性别比例、样本独生子女比例以及文化背景的调节， 但不受网络成瘾类型及测量工具、被试年龄、数据类型以及数据收集时间的调节。本研究系统比较了不同类型童年创伤与网络成瘾的关系， 厘清了童年创伤与网络成瘾关系的理论争议， 并为网络成瘾的预防和干预提供了参考依据。

关键词  童年创伤， 创伤程度， 情感虐待， 网络成瘾， 元分析

分类号  R395

1  问题提出

网络给我们的生活和工作带来了诸多便利， 但一个人如果过度依赖网络有可能产生网络成瘾（Internet addiction， IA）。网络成瘾是指个体无法控制地使用互联网， 进而对身心健康造成损害且导致社会适应困难（Davis， 2001）。对我国青少年群体（12～18岁）的一项调查显示， 网络成瘾的患病率达到16.8% （Peng et al.， 2022）。鉴于网络成瘾对个体学业、工作、情绪和人际关系的不良影响（Geng et al.， 2023; Gu et al.， 2023; Mérelle et al.， 2017; Peng et al.， 2022）， 诸多研究探讨了网络成瘾的形成原因， 发现童年创伤是网络成瘾的最主要的预测因素之一（Dalbudak et al.， 2014; Fan et al.， 2023）。童年创伤指18岁以下的儿童与青少年在发展过程中受到的所有类型的虐待与忽视（World Health Organization， 2022）。目前， 不同理论对童年创伤与网络成瘾之间的关系提出了不同的观点。与此一致， 国内外关于童年创伤与网络成瘾的研究报告二者相关系数从?0.1到0.56， 结果差异较大。元分析技术能够有效地整合多项研究成果， 降低单一研究结果中存在的测量误差和抽样误差， 且能够探索研究间异质性的来源（Harrer et al.， 2021）。为深入探究童年创伤与网络成瘾之间关系， 得出更普遍、更精确的结论， 本研究采用元分析方法（meta-analysis）定量整合和分析童年创伤与网络成瘾的关系以及可能影响二者关系的因素， 从而为减少童年创伤的伤害、预防网络成瘾问题的发生、促进个体健康发展提供科学依据。

最近的一项元分析研究以中国学生为研究对象， 探讨了童年创伤与问题性互联网使用的关系（Wang， Li， & Li， 2023）， 但其具有一定的局限性。首先， 该元分析采用传统元分析方法， 从每项研究中仅提取一个效应量， 未能克服效应量之间存在的依赖性问题。其次， 该元分析考察了童年创伤与问题性互联网使用整体间的关联， 并未探讨童年创伤类型与网络成瘾类型对二者之间相关关系的不同影响。此外， 一些重要的潜在调节因素（如文化背景、创伤程度、是否独生子女等）未进行检验， 限制了对童年创伤与网络成瘾异质性来源的考察。因此， 本研究采用三水平元分析方法系统探讨童年创伤与网络成瘾的关系及其调节因素。

1.1  童年创伤与网络成瘾关系的理论观点

目前童年创伤与网络成瘾关系的理论主要有自我决定理论（self-determination theory）、补偿性互联网使用模型（compensatory internet use model， CIU）、人?情感?认知?执行的相互作用（the Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution model， I-PACE）模型、压力应对理论（stress coping theory）等。

自我决定理论认为人有三种基本的心理需求：
自主需求、归属需求和能力需求（Deci & Ryan， 2000）。童年创伤会损害个体基本心理需求的满足， 进而增加过度使用网络的风险。Gu等人（2023）的研究发现， 基本心理需求满足在儿童期创伤与网络成瘾之间起中介作用。

补偿性互联网使用模型认为个体可能会在网络世界中补偿现实生活中未能满足的需要（Kardefelt- Winther， 2014）， 童年创伤会破坏个体情绪调节能力的获得（Dvir et al.， 2014）， 当负面情绪无法在现实生活中得到有效的宣泄， 个体可能会将网络的使用作为一种逃避或者应对策略， 以减轻负面情绪的影响， 长此以往可能会导致网络成瘾（Kardefelt- Winther， 2014）。曹华等人（2021）发现， 童年创伤导致个体无法在现实中表达自己， 从而更容易形成网瘾。

人?情感?认知?执行的相互作用模型认为， 个人特征、个体情感和认知以及执行功能等多方面因素在网络成瘾的形成中起着重要作用（Brand et al.， 2016， 2019）。童年创伤可能会导致个体形成非适应性的认知图式（如对网络世界产生过度的正性观念和不恰当的期望）， 并且在现实生活中产生较多的负面情绪（Bérubé et al.， 2023; Dannlowski et al.， 2013）。因此， 遭受童年创伤的个体更有可能通过互联网寻求即时快感， 减轻负面情绪的影响。同时， 童年受创个体执行功能更差， 难以控制对网络的过度使用， 增加了网络成瘾的可能性。已有研究发现， 情绪调节、非适应性认知、自我控制等因素在童年创伤与网络成瘾之间起中介作用（魏华 等， 2020; Qin et al.， 2022; Wu et al.， 2022）。

压力应对理论认为， 童年创伤对个体而言是一个压力源， 会使个体调动心理资源以应对与创伤有关的压力（Lazarus & Folkman， 1984）。在童年期遭受轻度虐待与忽视的个体倾向于通过网络平台转移注意力、缓解不良情绪， 借助互联网的帮助走出儿童期的创伤。然而， 过度的童年创伤会对个体的认知、情绪、行为等方面造成严重的不良影响（Ford， 2021）， 导致个体无法调动自身的心理资源以应对， 进而表现出严重的精神障碍（McKay et al.， 2021）， 丧失对于网络的兴趣。因此， 严重童年创伤预测网络成瘾的能力可能会降低。与此一致， 张江辉等人（2022）的研究发现， 童年创伤低分组中童年创伤与网络成瘾显著正相关， 而童年创伤高分组中童年创伤与网络成瘾无显著相关。

综上， 基于自我决定理论、CIU模型和I-PACE模型， 大量研究发现童年创伤会促进网络成瘾的发生（Gu et al.， 2023; Kircaburun et al.， 2019; Wu et al.， 2022）。而压力应对理论提示童年创伤与网络成瘾的关系可能受到创伤程度的调节。

1.2童年创伤与网络成瘾关系的调节变量

童年创伤与网络成瘾的关系存在不一致的结果， 可能与研究变量因素（童年创伤类型、童年创伤程度、网络成瘾类型）、研究的测量因素（测量工具、数据类型）、研究对象的人口学特征（年龄、性别、是否独生子女）、研究背景特征（文化背景、数据收集时间）有关。

童年创伤可以分为躯体虐待、情感虐待、性虐待、躯体忽视和情感忽视五种类型（Juruena et al.， 2020）。不同类型的童年创伤可能使个体形成不同的依恋风格。例如， Struck等人（2020）发现， 受情感虐待的个体更多形成焦虑型依恋， 而受情感忽视的个体更多形成回避型依恋。不同依恋风格与网络成瘾的关系不一致。最近一项元分析表明， 与回避型依恋相比， 焦虑型依恋与问题性网络使用的相关更为密切（Niu et al.， 2023）。基于此， 本研究假设童年创伤的类型是童年创伤和网络成瘾关系的调节变量。

根据特定的使用目的， 网络成瘾可以被区分为网络游戏成瘾、网络社交成瘾、网络购物成瘾、网络色情成瘾和网络信息成瘾等（Young， 1998）。其中网络游戏成瘾与网络社交成瘾是最常见的（Mérelle et al.， 2017）。网络游戏成瘾是指持续并经常性地使用互联网进行游戏， 导致临床意义上的严重损伤或困扰（Su et al.， 2020）; 网络社交成瘾指的是无法控制地使用社交媒体， 导致个体心理、社会功能的损害（Su et al.， 2020）。网络游戏虽然由多人共同参与， 但强调的是竞争和获胜， 团队成员之间的沟通合作是为了达成获胜的目标（Wong et al.， 2020）， 并不是表达内心真实感受的理想方式。相较于网络游戏， 网络社交更容易成为个体宣泄情绪的方式（Wong et al.， 2020）。受到童年创伤的个体往往有较高的羞耻感， 不善于在现实生活中表达不良情绪（Bérubé et al.， 2023; Dannlowski et al.， 2013; Mojallal et al.， 2021）。因此， 他们可能会更倾向于通过网络社交减轻负面情绪的影响。已有研究表明， 童年创伤与不同网络成瘾类型之间的相关性存在差异（宋悦， 2013）。基于此， 本研究假设网络成瘾的类型是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

创伤程度可能调节童年创伤与网络成瘾的关系。严重的童年创伤可能会越过网络成瘾等行为障碍的发展过程， 直接导致更加严重的后果（张江辉 等， 2022）。张江辉等人（2022）区分了不同程度的童年创伤， 结果发现， 相较低童年创伤组， 高童年创伤组中创伤预测网络成瘾的能力有所下降。因此， 童年创伤的程度可能是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

童年创伤的测量工具主要有儿童期创伤问卷（Childhood Trauma Questionnaire， CTQ）和儿童心理虐待量表（Child Psychological Maltreatment Scale， CPMS）等。不同的测量工具将创伤划分为不同的维度。例如， CTQ将童年创伤分为躯体虐待、情感虐待、性虐待、躯体忽视和情感忽视五个维度（Bernstein et al.， 2003）， CPMS将童年创伤分为恐吓、忽视、贬损、干涉和纵容五个维度（潘辰 等， 2010）。网络成瘾的测量工具主要有网络成瘾测验（Internet Addiction Test， IAT）、青少年病理性互联网使用量表（Adolescent Pathological Internet Use Scale， APIUS）、中文版网络成瘾量表（The Chen Internet Addiction Scale， CIAS）、网络游戏障碍量表（Internet Gaming Disorder Scale， IGDS）等。不同测量工具在诊断标准、测量内容、维度设置、题目数量上往往存在差异。IAT涵盖网络成瘾的主要核心症状， 如耐受性、戒断反应等， 共包含20个条目（Young， 2004）。APIUS整合了网络成瘾的认知、情绪和行为症状， 将网络成瘾划分为突显性、耐受性、强迫性上网/戒断症状、心境改变、社交抚慰、消极后果等6个维度， 共38个条目（雷雳， 杨洋， 2007）。CIAS根据网络成瘾的核心症状将其划分为耐受性、戒断症状、时间管理、强迫性上网和人际与健康等5个维度， 共有26个条目（陈淑惠 等， 2003）。IGDS是用于评定网络游戏障碍倾向的单维度量表， 共9个条目（Pontes & Griffiths， 2015）。不同测量工具的差异导致其所测量的结果也并非完全一致， 这可能影响童年创伤与网络成瘾的关系。基于此， 本研究假设童年创伤的测量工具和网络成瘾的测量工具是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

数据类型可能调节童年创伤与网络成瘾的关系。根据数据收集时间点的差异， 可以将其分为横断数据及纵向数据（孟现鑫 等， 2024）。横断数据是指同一时间点测量研究变量所获得的数据， 纵向数据是指不同时间点测量研究变量所获得的数据（陈春花 等， 2016）。不同数据类型所评估的变量关系可能有所差异（Kim， 2022）。与横断数据相比， 变量间的关系在纵向数据中往往呈现衰减或累积效应（孟现鑫 等， 2024）。一项纵向研究结果发现， 创伤造成的影响随时间推移而逐渐减弱（Spinhoven et al.， 2016）。基于此， 本研究假设效应量的数据类型是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

一些人口统计学特征也可能调节童年创伤与网络成瘾的关系。被试的不同年龄可能会影响童年创伤与网络成瘾的相关性。发展性失补偿假说提出， 个体发展过程中的干扰因素会使其产生“心理补偿”， 包括建设性补偿和病理性补偿两种方式（高文斌， 陈祉妍， 2006; 张亚利 等， 2021）。如果个体的心理资源无法有效应对阻碍因素， 则可能会出现病理性补偿过程（如网络成瘾）， 以弥补未满足的心理需求（吴茜玲 等， 2019）。从毕生心理发展的角度来看， 随着年龄的增长， 个体的执行功能发展得更加完善（Ferguson et al.， 2021）， 能够更有效地调节自身的痛苦体验（Martin & Ochsner， 2016）， 为抵御童年创伤产生的负面影响， 会调动自身的调控机制， 采取建设性的策略， 而不太倾向于逃避或沉浸于网络营造的虚拟世界中（Wen et al.， 2023）。因此， 年龄越高可能童年创伤与网络成瘾的联结越弱。综上， 本研究假设童年创伤与网络成瘾的关系受不同年龄被试群体调节。

目前互联网领域中女性技术人员较少， 网络空间的设计常常以男性视角出发， 并以男性的兴趣与需求为主导（倪志娟， 2005; Lopez-Fernandez， 2018）。如网络游戏的奖励机制和互动体验设计更能满足男性的心理需求（Wegmann & Brand， 2020）。因此， 网络空间可能对男性有更大的吸引力。此外， 研究表明男性对于奖励刺激更为敏感（Dhingra et al.， 2021）。经历童年创伤的男性更有可能通过网络寻求即时快感， 以逃避现实困境， 并在奖励机制的正反馈作用下更容易形成对于网络的依赖。基于此， 本研究假设性别是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

有研究发现， 独生子女的网络成瘾指标得分低于非独生子女的得分（柯小君， 杨睿， 2021）。独生子女通常会获得更多的家庭关注与父母支持（张熙晴， 2022）， 而良好的社会支持可以缓冲童年创伤带来的负面影响， 减少网络成瘾的发生（Sheng et al.， 2022）。基于此， 本研究假设独生子女比例是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

此外， 东西方文化下个体使用的情绪调节方式存在差异（刘影 等， 2016）。在现实生活中， 适当的自我展露可以减轻个体的负性情绪， 使其更好地应对童年创伤带来的负面影响。西方文化强调自由、开放的情绪表达与自我展露， 而东方鼓励克制过度的情绪以保持人际和谐（刘影 等， 2016; 袁加锦 等， 2014）。因此， 东方文化下遭受童年创伤的个体可能会在现实中抑制情绪的表达， 更倾向于选择匿名的网络空间释放情绪， 进而增加了成瘾行为的风险。与此类似， 王洁等人（2013）的元分析发现， 不同文化背景下感觉寻求与网络成瘾的关系不同。基于此， 本研究假设文化背景是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

生态系统理论的时间系统（chronosystem）强调在研究个体心理和行为发展的动态过程时需要结合时间和社会环境。随着时代的发展， 越来越多的人通过网络进行娱乐、社交（中国互联网络信息中心， 2023）， 这在一定程度上可能增强童年创伤对网络成瘾的助长作用。例如， Wang， Li和Li （2023）发现数据收集时间调节了童年创伤与网络成瘾之间的关联。基于此， 本研究假设数据收集时间可能是童年创伤与网络成瘾关系的调节变量。

1.3研究目的与研究问题

综上， 童年创伤与网络成瘾的关系在理论观点和实证研究的结果上都存在一定的争议。为此， 通过元分析定量确认童年创伤与网络成瘾关系的强度以及潜在的影响因素十分必要。这不仅有助于澄清理论之间的争议， 深化对理论适用条件的认识， 而且有助于于了解网络成瘾问题的成因， 为网络成瘾行为的干预提供科学依据。因此， 本研究将运用元分析方法， 检验童年创伤与网络成瘾的相关关系， 并探究这一关系在童年创伤的类型、童年创伤的程度、网络成瘾的类型、测量工具、数据类型、性别、年龄、独生子女比例、文化背景以及数据收集时间上是否存在差异。

2  方法

本研究按照PRISMA 2020声明的要求进行文献检索、筛选、编码、质量评价以及发表偏倚检验， 以保证元分析的系统性和可重复性（Page et al.， 2021）。

2.1  文献检索与筛选

本研究全面检索了中英文文献， 中文数据库中（中国知网、万方期刊数据库及维普期刊数据库）以关键词“网络成瘾”、“社交媒体成瘾”、“网络游戏成瘾”与“童年创伤”、“童年虐待”、“儿童期创伤”、“儿童期虐待”之间组合的方式进行检索; 英文数据库中（Science Direct、EBSCO和Google Scholar）以关键词“internet addiction”、“pathological Internet use”、“cyber addiction”、“online addiction”、“internet gaming addiction/disorder”、“social media addiction”、“social networking addiction”与“childhood maltreatment”和“childhood trauma”之间组合的方式进行检索。检索截止日期为2023年11月25日， 共检索到文献7084篇。最后， 阅读相关文献中的引文进行文献补充， 避免遗漏。

结合元分析方法和研究主题， 本文按照如下标准筛选纳入文献：
（1）文献类型为量化实证研究; （2）研究结果报告了童年创伤与网络成瘾总分或其各类型分量表得分之间的相关系数（r）， 或者能转化为r的Cohens d值、t值以及F值 （根据Fritz等人（2012）的公式转化效应量）; （3）若与本研究主题一致的原始研究中未报告符合要求的效应量， 但向作者索要后得到r或可以转化为r的效应量， 也纳入分析; （4）研究需明确测量的童年创伤发生时间为18岁之前; （5）样本量明确; （6）文献语言为中文或者英文。

除此之外， 还制定了排除标准：
（1）理论综述、个案研究以及质性研究; （2）研究对象为物质成瘾、PTSD或其他精神疾病样本的实证研究; （3）采用偏相关或协方差分析的结果; （4）数据重复发表的文献仅选取内容报告最为全面的一篇。文献筛选流程见图1。

2.2文献编码与质量评价

本研究根据以下特征对纳入的每项研究独立进行编码：
（A）作者; （B）数据收集年份; （C） 样本大小; （D）研究设计（横断/纵向）; （E）性别（女性样本在总体中所占的百分比）; （F）平均年龄（测量网络成瘾时样本的平均年龄）; （G）独生子女比例（独生子女样本在总体中所占的百分比）; （H）文化背景（东方/西方）; （I）童年创伤的类型（躯体虐待、情感虐待、性虐待、躯体忽视和情感忽视）; （J）网络成瘾的类型（社交媒体成瘾以及网络游戏成瘾）; （K）童年创伤的测量工具（如CTQ， CPMS等）; （L）网络成瘾的测量工具（如IAT， APIUS等）; （M）童年创伤程度组别（考虑到不同量表的测量方式存在差异， 我们仅选取效应数量占比最大的CTQ量表（57.7%）评价创伤程度， 以纳入原始研究报告的CTQ总分的平均值作为高分组/低分组的划分标准）; （N）效应量（相关系数）; （O）效应量数据类型（横断/纵向）。编码时遵循以下原则：
（1）每个独立样本进行一次编码， 若研究报告了多个独立样本， 则逐个编码; （2）若研究按被试特征（如男/女）分別报告效应量， 则分别编码; （3）若研究同时测量了多个变量指标， 则分别针对各个指标进行编码。

根据美国国立卫生研究院（National Institutes of Health， NIH）提供的纵向和横断研究质量评估工具（Quality Assessment Tool for Observational Cohort and Cross-Sectional Studies）， 本研究按照符合记1分、不符合标准记0分的标准对所纳入的各项研究进行了质量评分（National Institutes of Health， 2014）， 得到总分介于0～8 （横断研究）或介于0～14 （纵向研究）之间。研究质量评分结果见附录B， 评分越高表明文献质量越好。

2.3效应量计算

相关系数易于解释且在各项研究中广泛使用， 因此， 本研究选取相关系数作为效应量指标， 提取或计算纳入文献中童年创伤或其亚类型与不同类型网络成瘾之间所报告的每个相关系数。然而， 相关系数不符合正态分布， 因此， 本研究将所有相关系数转为Fishersz分数进行主效应和调节效应的计算（Cooper et al.， 2019）。在解释相关系数大小时， 再将Fishersz分数转为相关系数， 并根据Cohen （1992）的标准， 以0.10、0.30和0.50为相关系数的临界值， 分别确定小、中和大的效应量。

2.4模型选择

本研究纳入的多数原始文献报告了来自同一样本的多个效应量， 这些效应量彼此之间是存在依赖性的（Cheung， 2014）。因此采用假定效应量之间彼此独立的固定效应模型或随机效应模型可能导致元分析结果被高估（Lipsey & Wilson， 2021）。目前为了克服效应量之间的依赖性问题， 许多研究者选择三水平元分析方法提取同一研究中报告的多个效应量， 以最大程度保留信息， 提高统计检验力（孟现鑫 等， 2023）。因此， 本研究将基于三水平随机效应模型进行主效应检验、异质性检验、调节效应检验、发表偏倚检验以及敏感性分析。

2.5异质性检验与调节效应检验

在三水平元分析模型中， 共检验了三种变异来源：
抽样误差引起的效应量变异（水平1方差）; 从同一研究提取的效应量之间的变异（水平2方差）; 以及从不同研究所提取的效应量之间的变异（水平3方差） （Cheung， 2014）。通过Q检验评估总体的异质性， 并对水平2和水平3方差进行单侧对数似然比检验（one tailed log likelihood ratio tests）进一步确定异质性分布（孟现鑫 等， 2023）。若存在异质性， 则根据Higgins （2003）的标准， 将25%、50%、75%的I?值看作异质性低、中、高的界限， 并进一步进行调节效应检验以确定异质性的来源（Gao et al.， 2024）。在调节效应检验中， 本研究将调节变量分别作为协变量加入三水平元分析模型以估计调节效应大小（Gao et al.， 2024）。本研究的调节变量包括：
（1）连续调节变量。包括样本中女性被试数占总被试数的比例、样本的平均年龄、样本中独生子女比例以及数据收集时间。（2）分类调节变量。包括童年创伤的类型、网络成瘾的类型、童年创伤的程度、测量童年创伤的工具、测量网络成瘾的工具、效应量数据类型、文化背景。为了保证调节效应检验结果的代表性， 本研究根据Card （2016）提出的建议， 确保分类调节变量每个水平的效应量个数不少于5。

2.6发表偏倚控制与检验

“发表偏倚”是指显著的研究结果更容易被期刊发表（Rodgers & Pustejovsky， 2021）。这一现象的存在可能导致已出版的文献无法全面代表该领域已完成的研究总体（Franco et al.， 2014）， 可能降低元分析结果的可靠性（Rothstein， 2008）。为了减少发表偏倚的影响， 本研究纳入已出版的期刊论文以及未出版的学位论文和会议论文。在纳入分析的效应量之间非独立的情况下， 相较于传统的发表偏倚检验手段， Egger-MLMA回归法更能有效地控制I类错误（Rodgers & Pustejovsky， 2021）。由于当前元分析纳入分析的多数研究报告了多个彼此相关的效应量， 因此选用Egger-MLMA回归法评估发表偏倚问题。

2.7敏感性分析

当前纳入元分析的研究报告的童年创伤与网络成瘾的相关系数从?0.1到0.56， 结果差异较大。这提示元分析结果可能会受到异常值的影响， 导致虚假的统计结论（Kepes & Thomas， 2018）。为了评估异常值对元分析结果影响， 保证结果的稳健性， 本研究中将采用“去一法” （leave-one-out method）进行敏感性分析（Dodell-Feder & Tamir， 2018）。首先， 逐一剔除纳入的效应量并重新进行三水平元分析， 评估异常效应量对结果的影响。其次， 逐一剔除纳入的原始研究并重新进行三水平元分析， 评估异常研究对结果的影响。

2.8数据处理

本研究使用R4.3.0的metafor包进行元分析（Viechtbauer， 2010）， 并采用限制性极大似然法（restricted maximum likelihood method）进行模型参数的估计（Viechtbauer， 2005）。R代码来自Assink和Wibbelink （2016）以及Rodgers和Pustejovsky （2021）所发表的程序。双尾检验p值小于0.05的结果界定为显著。

3  结果

3.1  文献纳入

本研究共纳入研究66项（含66个独立样本， 152个效应值， 106780名被试）， 其中学位论文13篇， 期刊论文51篇， 会议论文2篇; 中文文献24篇， 英文文献42篇; 时间跨度为2009～2023年。纳入文献的基本信息见网络版附录A。纳入的63项横断研究的文献质量评价得分范围在5分至8分， 均值为5.61分， 高于理论均值（4分）; 纳入的3项纵向研究的文献质量评价得分为9.33分， 高于理论均值（7分）。整体而言， 纳入的文献质量较好（见网络版附录B）。

3.2  主效应和异质性检验

当前元分析采用三水平元分析模型对童年创伤和网络成瘾进行主效应估计。结果显示， 童年创伤与网络成瘾之间呈显著正相关（r = 0.227， df = 152， p < 0.001， 95% CI [0.202， 0.252] ）。各效应量及总体效应量森林图详细信息可开放获取（https：// osf.io/txusr）。基于Cohen （1992）的标准， 该相关系数属于小效应量。当前元分析采用Q检验确定总体方差的异质性。三水平元分析模型Q值为3363.42， （p < 0.001）， 表明元分析结果存在异质性。进而采用单侧对数似然比检验法确定异质性的分布。结果显示， 从同一研究提取的效应量之间的变异（水平2方差） （σ² = 0.007， p < 0.001， I? = 54.86%）和从不同研究提取的效应量之间的变异（水平3方差） （σ² = 0.005， p < 0.001， I? = 40.83%）均显著。基于Higgins （2003）的标准， 研究内部存在较高异质性， 研究之间存在中等异质性。因此， 有必要分析调节变量以便进一步解释童年创伤与网络成瘾的关系。

3.3  发表偏倚和敏感性检验

Egger-MLMA回归的结果不显著（t = 0. 776， df = 152， p = 0.439）， Egger-MLMA回归的截距为0.590， 95% CI [?0.912， 2.091]。Egger-MLMA回归结果表明当前元分析不存在显著的发表偏倚。逐一剔除纳入的效应量并重新进行三水平元分析， 结果发现， 排除任意一个纳入的效果量或纳入的原始研究后， 童年创伤与网络成瘾的主效应均显著， 相关系数r值在0.222～0.231之间浮动。敏感性分析的结果表明当前元分析结果是稳健可靠的。

3.4  调节效应检验

利用元回归分析检验调节变量对童年创伤与网络成瘾的关系是否存在显著影响， 结果如表1所示。童年创伤类型的调节效应显著， F （4， 80） =

CTQ为儿童期虐待问卷（Childhood Trauma Questionnaire）; CPMS为儿童心理虐待量表（Child Psychological Maltreatment Scale）; CTSPC为亲子冲突策略量表（Parent-Child Conflict Tactics Scales）;

IAT为网络成瘾测验（Internet Addiction Test）; APIUS为青少年病理性互联网使用量表（Adolescent Pathological Internet Use Scale）; CIAS为陈氏网络成瘾量表（the Chen Internet Addiction Scale）; IGDS为互联网游戏障碍量表（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）， 躯体虐待（r = 0.171， df = 80， p < 0.001）， 性虐待（r = 0.166， df = 80， p < 0.001）， 躯体忽视（r = 0.182， df = 80， p < 0.001）和情感忽视（r = 0.154， df = 80， p < 0.001）与网络成瘾显著正相关。童年创伤的测量方式的调节效应显著， F （2， 121） = 4.327， p = 0.015。创伤程度存在显著的调节效应， F （1， 57） = 7.653， p = 0.008， 低分组与网络成瘾的正相关（r = 0.251， df = 57， p < 0.001）显著高于高分组与网络成瘾的正相关（r = 0.164， df = 57， p < 0.001）。样本独生子女比例存在显著的调节效应， F （1， 23） = 5.962， p < 0.05， 童年创伤与网络成瘾的正相关随独生子女比例的增加而降低（β = ?0.271， p < 0.05）。女性比例存在边缘显著的调节效应F （1， 149） = 3.832， p = 0.052， 童年创伤与网络成瘾的相关程度可能因被试性别的不同而存在差异（β = ?0.083， p = 0.052）。文化背景存在边缘显著的调节效应， F （1， 150） = 3.765， p = 0.054， 童年创伤与网络成瘾的相关程度可能因被试群体的文化背景不同而存在差异（β = ?0.056， p = 0.054）。此外， 没有发现其他显著的调节效应。

4  讨论

4.1  童年创伤与网络成瘾的关系

以往研究发现童年创伤与网络成瘾之间存在密切关系， 但对其关系的研究结果并不一致。本研究采用三水平元分析技术整合童年创伤与网络成瘾的相关研究， 探讨童年创伤对网络成瘾的影响及其调节因素， 从而全面了解童年创伤与网络成瘾的关系。对主效应分析结果发现， 童年创伤与网络成瘾之间存在显著正相关。该结果说明童年创伤是个体网络成瘾的预测因素， 支持了自我决定理论、CIU模型以及I-PACE模型的观点。值得注意的是， 本研究发现童年创伤程度调节童年创伤与网络成瘾的关系。具体而言， 相较于高分组， 低分组中童年创伤与网络成瘾的相关系数显著更大。该结果符合压力应对理论的观点。此外， 发表偏倚分析结果显示， 当前元分析结果稳健可靠， 不存在明显的发表偏倚。

当前元分析主效应在研究内（水平2）和研究间（水平3）的方差显著， 表明主效应存在异质性。这提示我们不能孤立地看待主效应的结果（Harrer et al.， 2021）， 童年创伤与网络成瘾的关系可能受到不同情境的影响。因此， 需要分析潜在的调节变量以解释主效应的异质性， 进一步阐明二者关系。

4.2  童年创伤与网络成瘾关系的调节变量

当前元分析结果发现， 童年创伤与网络成瘾的关系受到童年创伤类型的调节。具体来说， 情感虐待与网络成瘾为中等程度的正相关， 并且显著高于其他类型创伤的正相关。这表明情感虐待是童年创伤影响网络成瘾的主要风险因素， 一定程度上支持了依恋理论。相较于其他类型的创伤， 情感虐待更易使个体形成焦虑型依恋（Struck et al.， 2020）和产生情绪失调（Burns et al.， 2010）， 从而导致更大的网络成瘾风险（Niu et al.， 2023）。这一结果与Dalbudak等人（2014）的发现一致， 在五种特定类型的童年创伤中， 情感虐待与网络成瘾的相关最密切。

与本研究的假设不一致， 当前元分析结果发现， 童年创伤与网络成瘾的关系并未受到网络成瘾类型的调节。对此有两种可能的解释：
一是童年创伤对于不同类型网络成瘾具有类似的助长作用。童年时期的虐待和忽视对个体的身心健康和适应能力造成了长期的负面影响， 而不同的网络成瘾类型均能够满足个体逃避或者应对负面情绪的需求。二是不同网络成瘾类型的调节作用存在差异， 但仅以网络游戏成瘾与网络社交成瘾区分并不恰当。随着网络游戏设计的互动性增强， 用户可以通过游戏进行在线社交; 而随着社交媒体的功能的不断发展， 用户也可以通过社交网站参与游戏（Pontes， 2017）， 这使得网络游戏和网络社交在补偿受到童年创伤个体的现实需要有相似之处（Burleigh et al.， 2019; Pontes， 2017）。未来研究可以进一步探究更为合理的网络成瘾类型的划分方式。

当前元分析结果发现， 创伤程度调节童年创伤与网络成瘾的关系， 与本研究的假设一致， 低分组中童年创伤与网络成瘾的相关系数显著高于高分组。过于严重的童年创伤对个体的心理健康造成了严重伤害， 可能使其产生严重的社交退缩以及持续的自我封闭， 并减少其对外界刺激的敏感性， 因而降低了网络成瘾的风险。该结果符合压力应对模型的观点， 并与先前的研究结果一致（张江辉 等， 2022）。

当前元分析结果发现， 童年创伤的测量工具影响童年创伤与网络成瘾的关系。采用CPMS量表测量童年创伤时， 二者之间的相关系数高于使用其他量表时的相关系数， 且高于本研究的主效应。这说明不同量表的测量结果存在差异（Prevoo et al.， 2017）。CPMS侧重于测量童年创伤的心理维度（情感虐待及情感忽视）， 而情感虐待是童年创伤影响网络成瘾的主要风险因素。因此， CPMS测量得到的童年创伤与网络成瘾的关系最为密切。

网络成瘾的测量工具不影响童年创伤与网络成瘾的关系， 与本研究的假设不一致。这可能说明网络成瘾的测量工具有趋同性。虽然不同测量工具在维度设置、判定标准等方面有所差异， 但各量表均涵盖了成瘾的主要核心症状等内容。因此， 网络成瘾的测量工具未影响童年创伤与网络成瘾的关系。该结果与主题相近的元分析结果一致， He等人（2023）关于网络成瘾与非自杀性自伤的元分析中未发现网瘾测量工具存在调节效应。

当前研究没有发现数据类型的调节作用。对此有两种可能的解释：
一是童年创伤对网络成瘾的影响较为稳定， 对个体的心理健康产生持续的负面影响。二是该结果受到了效应数量的影响。本研究纳入的横断数据的效应数量为147， 而纵向数据的效应数量仅为5。不同数据类型之间的效应数量分布不均也可能会影响调节效应的检出。该结果与Geng等人（2023）的研究一致， 童年创伤与网络成瘾的相关系数并未随着评估间隔的增加而线性增加或减少。这提示未来还需要更多纵向研究探究童年创伤对网络成瘾的长期影响， 以验证本研究结果的可靠性。

当前元分析结果发现， 年龄对童年创伤与网络成瘾关系的调节不显著。这表明童年创伤对不同年龄群体网络成瘾的影响具有相似性。虽然随着年龄的增加， 个体的执行功能逐渐增强（Ferguson et al.， 2021）， 这可能降低童年创伤对网瘾的影响; 但与此同时， 儿童期的心理创伤可能会导致个体形成消极的认知方式并在成长过程中不断累积心理问题（Rosen et al.， 2007）， 这可能抵消了执行功能增强对网络成瘾的降低。该结果与先前的研究一致（Wang， Li， & Li， 2023）。

当前元分析结果发现， 性别调节童年创伤与网络成瘾的关系， 与本研究的假设一致， 童年创伤与网络成瘾的正相关随女性比例的增加而减小。该结果可能是因为长期以来男性主导的网络使用文化仍旧存在， 网络空间可能对男性具有更大的吸引力。经历童年创伤的男性更有可能通过网络回避现实和减轻情绪困扰， 进而在网络提供的即时快感和奖励下形成对于网络的长期依赖（Dhingra et al.， 2021）。但值得注意的是， 性别对童年创伤与网络成瘾关系的调节在统计上仅达到边缘显著。因此， 对性别调节作用的解释应更加谨慎。

当前元分析结果发现， 样本独生子女比例调节童年创伤与网络成瘾的关系， 与本研究的假设一致， 童年创伤与网络成瘾的正相关随样本独生子女比例的增加而减小。该结果说明童年创伤与网络成瘾的关系在独生子女群体中更弱。作为家中唯一的孩子， 独生子女往往受到更多来自父母、长辈的关注与照顾（张熙晴， 2022）。社会支持能够为创伤后的个体提供资源， 如提供解决问题的策略和方法， 帮助其渡过困境， 促进积极应对方式的习得（吴素梅， 2021）。在有效的社会支持网络下， 个体能够进行积极思考， 更有可能将创伤事件视为成长的机会， 并从中发现意义、建构新的信念， 最终实现创伤后成长（葛海艳 等， 2019; 吴素梅， 2021）。此外， 社会支持还可起到缓冲器的作用。良好的社会支持可以抑制受创伤个体的不良认知反应， 缓冲童年创伤带来的负面影响， 减轻个体的心理痛苦， 进而使其获得积极改变（金童林 等， 2020; 吴素梅， 2021）， 减少网络成瘾的发生， 符合压力应对理论的观点。

当前元分析结果发现， 童年创伤与网络成瘾的关系受到文化背景的调节。东方文化下， 童年创伤与网络成瘾的正相关高于西方文化， 该结果支持CIU模型的观点。西方文化鼓励现实生活中的情绪表达， 而东方文化强调情绪的控制（Ramzan & Amjad， 2017; Yeh et al.， 2023）。在西方文化下， 受创伤的个体往往无法在现实生活中很好地宣泄负面情绪， 因此更有可能将网络使用作为一种应对负面情绪的补偿机制。然而， 西方文化下鼓励的自我展露能够促进个体对创伤事件的积极认知加工， 进而促进个体正确应对创伤带来的负面影响， 降低网络成瘾的风险。但值得注意的是， 文化背景对童年创伤与网络成瘾关系的调节在统计上仅达到边缘显著。因此， 对文化背景调节作用的解释应更加谨慎。

当前元分析没有发现数据收集时间的调节作用， 与本研究的假设不一致。对此可能的解释是， 虽然随着时代的发展， 网络使用越来越普及， 网络成瘾行为可能成为受童年创伤个体容易选择的应对方式。但与此同时， 社会经济的发展使得全球文化呈现个人主义增强的趋势（黄梓航 等， 2018; 张亚利 等， 2021; Santos et al.， 2017）， 个体在现实生活中表达负面情绪的想法及行为受到了更多的包容， 这在一定程度上降低了其创伤后网络成瘾发展的可能性， 从而导致该研究未发现数据收集时间调节童年创伤与网络成瘾的关系。当然， 这一假设仍有待进一步检验。值得注意的是， 仅将数据收集时间作为考察时代影响童年创伤与网络成瘾的关系可能有失偏颇。这也提示未来研究者在考察时代变迁和社会发展这两个因素时应选取多个指标作出分析。

4.3研究意义与启示

本研究采用三水平元分析方法整合了国内外童年创伤与网络成瘾关系实证研究， 探讨童年创伤与网络成瘾的关系及其可能的调节因素（图2）。理论意义如下：
首先， 本研究不仅发现童年创伤与网络成瘾呈正相关， 而且发现创伤程度调节童年创伤与网络成瘾的关系， 这澄清了自我决定理论、CIU模型、I-PACE模型以及压力应对理论之间的不同看法。其次， 本研究首次系统比较不同的童年创伤类型与网络成瘾关系的研究， 发现其中情感虐待是影响网络成瘾的最主要风险因素， 符合依恋理论的观点。此外， 本研究发现童年创伤与网络成瘾的关系受到性别的调节而且受到独生子女比例和和文化的调节， 这表明童年创伤与网络成瘾的关系不仅受个人特征与家庭结构这些微观系统要素的影响， 而且受到文化等宏观系统要素的影响。该结果符合生态系统理论的观点， 这启发研究者运用复杂系统观理解童年创伤与网络成瘾关系， 并提示未来研究在进一步探索童年创伤影响网络成瘾的机制时应重视性别、独生子女、地域等人口统计学变量的调节作用。

同时， 本研究也具有实践意义：
首先， 本研究结果提示了情感虐待在网络成瘾问题形成中的重要作用提示心理工作者应关注有早期创伤经历， 尤其是受情感虐待学生的网络成瘾风险， 并采取相应措施促进其情绪调节能力的提升， 预防网络成瘾的发生。未来研究可以进一步探索情绪调节在童年创伤与网络成瘾之间的作用机制， 为网络成瘾的干预提供更针对性的方案。其次， 本研究结果为自我决定理论、CIU模型和I-PACE模型提供了证据， 提示社会、学校、家庭及政府在对受早期创伤个体网络成瘾行为的干预中， 可以通过以下三个方面缓解童年创伤带来的负面影响：
第一， 提供更多的社会支持（Lee et al.， 2020; Ning et al.， 2023）， 为其创造积极良好的外部环境。第二， 引导个体正确看待、积极应对创伤， 鼓励现实生活中的情绪表达。第三， 加强对于个体执行功能的训练， 增强其自我控制的能力， 合理使用互联网。最后， 虽然本研究发现随着创伤程度的提高， 童年创伤与网络成瘾的相关系数显著减小， 但是这并非提示为了解决网络成瘾问题而特意让个体在童年遭受严重创伤。严重的童年创伤可能会越过网络成瘾这类行为障碍的发展过程， 直接导致更为严重的后果， 比如心理疾病、自杀行为等。因此未来在评估个体的网络成瘾时应该尤其关注童年创伤程度。

4.4研究局限与展望

本研究可能存在以下几个局限， 有待后续研究进一步完善。第一， 网络成瘾不仅包括网络游戏成瘾与网络社交成瘾， 还包括网络购物成瘾、网络色情成瘾、网络信息成瘾等（Young， 1998）， 这些类型的网络成瘾同样会受到童年创伤的影响（贺金波 等， 2010; Greenberg et al.， 2022）。由于纳入分析的文献没有报告童年创伤与网络购物成瘾等其他类型网瘾的关系， 本研究未对其进行分析。未来元分析研究在考察童年创伤与网络成瘾的关系时， 不仅需要关注网络游戏成瘾与网络社交成瘾， 还应关注网络购物成瘾、网络色情成瘾、网络信息成瘾等其他类型的网络成瘾。第二， 网络成瘾的维度、父母的受教育程度、个体的心理弹性等因素（Bashir et al.， 2021; Evren， 2019; Liu et al.， 2023）可能是童年创伤和网络成瘾关系的调节变量， 但是本研究纳入分析的大部分文献并未报告这些相关信息， 因此无法进行调节变量分析。未来研究在考察童年创伤与网络成瘾的关系时可以进一步探讨这些调节变量， 进而更好地归纳童年创伤影响网络成瘾的条件。

5  结论

本研究采用三水平元分析方法， 发现童年创伤与网络成瘾之间存在显著正相关。童年创伤与网络成瘾的关系受到童年创伤类型的调节， 情感虐待与网络成瘾的正相关显著高于其他类型的正相关。此外， 童年创伤与网络成瘾的关系受到创伤程度、创伤测量工具、样本独生子女比例、性别以及文化背景的调节。相较于高分组， 低分组中童年创伤与网络成瘾的相关系数显著更大; CTQ测得童年创伤与网络成瘾的相关显著高于其他量表; 童年创伤与网络成瘾的正相关随样本女性比例增加、独生子女比例增加而减小。东方文化中童年创伤与网络成瘾的相关大于西方文化中二者的相关。网络成瘾的类型及测量工具、数据类型、年龄以及数据收集时间均未能调节童年创伤与网络成瘾的关系。当前研究不仅能够帮助人们更好地理解早期创伤经历对网络成瘾的影响， 而且可以为网络成瘾问题的预防及干预提供参照依据。

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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

附录

附录A：纳入分析的原始研究的基本信息

附录B：纳入分析的原始研究质量评价表

附录C.1：童年创伤的测量工具总结

附录C.2：网络成瘾的测量工具总结

附录D：数据处理中使用到的计算公式

附图A：森林图

附图B：研究结果及理论与实践贡献框架图

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