青少年的在线交流和幸福:2018年学龄儿童健康行为(HBSC)研究的结果

简介

数字转型影响了青少年生活的各个领域(1，2)，包括他们如何建立和维持友谊(3.)。社交媒体平台带来了与他人联系的新机会，人际交流是在线时最常见的活动之一。4)。在互联网上，青少年可以与熟悉的人(例如，朋友)和陌生人互动。有些青少年甚至觉得网上交流比面对面交流更容易(5)。网上活动为青少年提供了扩大社会交往的机会，但这些接触可能是有风险的，特别是在网上与陌生人交流时(6)。本研究旨在补充目前对青少年网络传播行为的理解，并阐明不同形式的网络传播行为与青少年幸福感之间的关系。

此前的研究发现，女孩和男孩，以及不同年龄段的年轻人在社交媒体使用和在线活动方面既有相似之处，也有不同之处。在Pujazon-Zazik和Park (7)，青春期的女孩和男孩使用互联网的程度相似，但女孩比男孩更有可能访问和/或拥有社交媒体档案，使用即时消息，创建博客和发布照片。此外，男孩及年龄较大的青少年也会在网上透露个人资料(8)，以及在电子设备上过度玩游戏的人数多于女生(9)。另一方面，女孩比男孩更有可能发布“自拍”，以及关于自己情绪和感受、家庭和宗教信仰的内容(10)，以及过度使用社交媒体(9)。根据欧盟儿童在线2020年报告(5)，在9-16岁的欧洲青少年中，近三分之一的人报告说，他们经常或总是发现在网上比与人面对面时更容易做自己，这一点在男孩中更为常见。此外，就年龄差异而言，在大多数参与调查的国家，14-16岁的青少年上网时间几乎是9-10岁儿童的两倍，年龄较大的青少年也更倾向于在网上(而不是线下)谈论一系列问题(5)。另一项研究发现，年龄较大的青少年比年龄较小的青少年更有可能在网上与陌生人互动。11)。

由于青少年越来越多地使用社交媒体(5)的情况下，人们对其与健康的关系感到担忧。Castellacci和Tveito (12)强调了四种将互联网使用与幸福感联系起来的机制，这些机制被认为对幸福感有积极和消极的影响:互联网影响个人的时间使用模式，使新的活动(例如在线游戏和数字社交网络)成为可能，提供了方便的信息获取途径，并提供了新的交流工具。社交媒体的使用可能包含积极的方面，如增加社会支持，减少社会焦虑，增加自尊，减少孤独。据报道，那些认为自己的线下友谊质量较高的年轻人有更大的优势。另一方面，使用社交媒体的潜在危害也已被注意到，包括更容易患上抑郁症和网络欺凌(13)，以及对个人外貌的不满(14)。较高的社交媒体使用率也与较低的自尊、较高的孤独感和较高的抑郁有关(15- - - - - -18)。此外，更多地参与在线活动，在社交媒体档案中添加更多个人信息，与网络欺凌有关(19)。

大量使用社交媒体也与有问题的社交媒体使用有关(20.)，即过度及强迫性地使用社交平台(21)。有问题的社交媒体用户更有可能遇到心理健康问题，如抑郁、孤独和生活满意度较低(22)。社交媒体使用问题的定义符合网络游戏障碍的诊断成瘾标准;另请参阅最新版的《精神疾病诊断与统计手册》(DSM-5) (23)。然而，这种现象并没有被正式承认为一种精神障碍。

例如，在某些群体中，社交媒体的使用可能与幸福感更密切相关通过性别或年龄，尽管证据是矛盾的。例如，社交媒体只在女孩中与较差的幸福感有关(24)，或男孩的幸福感较高(25）;相比之下，网络交流与男孩的幸福感较差有关，但与女孩无关(26)。此外，社交媒体平台的使用与幸福感之间的关系在年轻人中呈正相关，而在老年参与者中呈负相关(27)。社交媒体使用和幸福感之间的年龄差异可能可以用人们对技术的生活经历来解释(28，29)，因为年轻人在成长过程中使用了各式各样的数码技术。在系统综述中，发现了儿童和青少年社交媒体使用与抑郁症状之间的性别差异的混合证据。较高的使用频率、社会攀比倾向以及对网络交流的较高投入与抑郁情绪有关，尤其是在女孩中[例如，(30.)]。此外，纵向证据表明，较高的社交媒体参与度(在评论和点赞他人的状态更新和照片方面)与女孩的自尊心较低有关，但男孩没有这种情况。31)。对这些发现的一个潜在解释可能与社交媒体产生的理想有关，因为与男孩相比，女孩已经被证明在更大程度上内化了媒体对身体的理想，并且感受到更多来自媒体的压力(32)。最后，在Saiphoo等人的元分析中(18)的调查结果显示，就较低的自尊心而言，使用社交网站与幸福感之间的关系既不受性别也不受年龄的影响。

在研究青少年使用社交媒体与幸福感之间的联系时，一个重要的问题是，某些能力(或能力不足)是否会使青少年处于幸福感较低的脆弱境地。特别是在过去十年中，公共卫生研究的重点是卫生素养，将其作为在不同卫生环境(包括数字环境)中发挥作用所需的一套能力。卫生素养包括"通过日常活动、社会互动和代代相传积累起来的个人知识和能力"，这些"使人们能够以促进和维护自己和周围人的良好健康和福祉的方式获取、理解、评价和使用信息和服务" (33)。健康素养与青少年的各种健康指标呈正相关，包括有问题的社交媒体使用(34)，自评健康状况(34，35)，以及生活满意度(36)。还有一些证据表明，在成年人中，较高的电子卫生素养(即，既包括健康素养，也包括使人们能够将数字技术用于健康目的的数字技能)与更好的数字隐私保护技能(37)。在青少年中，更关注个人在线隐私与采取隐私保护行为(如删除个人信息和在社交媒体网站上屏蔽他人)的可能性较高有关(38)。反过来，个人的隐私设置与在线信息的披露/不披露有关，例如，将Facebook个人资料设置为“隐私”与披露个人信息(即不敏感信息和联系信息)的可能性较小相关(8)。因此，可以假设，报告健康素养水平较低的青少年在网上分享个人信息的风险更高。到目前为止，还没有研究报告不同健康素养水平的青少年在其在线交流行为上是否存在差异，或者青少年在线活动与幸福感之间的潜在关联是否因其健康素养水平而不同。

由于社交媒体平台和网络传播工具不断变化，有必要对青少年在特定网络传播行为中的参与度进行更详细的分析。如上所述，青少年使用社交媒体和在线活动可能既有好处也有坏处。以往关于青少年网络行为与幸福感之间关系的研究包含的在线交流质量信息非常有限，而本研究收集了几种类型的在线交流行为和幸福感指标的数据。目前的研究还通过检查在线交流行为的差异及其与性别、年龄和健康素养水平之间的联系，对现有文献进行了补充，从而有可能确定青少年的弱势亚群体。

本研究的目的

本研究旨在补充目前对青少年网络传播行为的理解，并阐明不同形式的网络传播行为与青少年幸福感之间的关系。研究问题如下:

1.不同形式的在线交流行为(密集的在线交流，对个人事务在线交流的偏好超过面对面的交流，以及每天使用互联网寻找同伴)在青少年中有多普遍，这些与个人因素(性别、年龄或健康素养水平)有何关联?

2.不同形式的在线交流和幸福指标(自评健康状况、生活满意度、孤独感、有问题的社交媒体使用和网络欺凌行为)之间存在什么联系?

3.在线交流行为和幸福指数之间的关联是否因个体因素而异?

材料与方法

研究设计

数据收集自芬兰青少年，是2018年学龄儿童健康行为(HBSC)研究的一部分。HBSC研究是世界卫生组织的一项国际合作研究，采用每四年对11岁、13岁和15岁的学生进行一次横断面调查。为了确保目标人群的全国代表性样本，样本取自芬兰学校登记册通过采用国际HBSC协议的整群抽样方法(39，40)。主要抽样单位是学校，在每个学校内随机选择一个班级。学校一级的回复率为57%。参与是自愿的，学生们在学校上课期间按照老师的指示完成一份标准化问卷。学生们匿名回答并完成了网上问卷通过Webropol软件(Webropol Oy，赫尔辛基，芬兰)。Jyväskylä大学伦理委员会批准了伦理问题。

参与者

参与者是3140名11岁的芬兰青少年(n= 946)， 13年(n= 1,118)，以及15年(n= 1076)。样本中包括数目相近的男孩(n= 1557)及女生(n= 1594)。年龄和性别在样本中无相关性[χ²(2) = 0.177，p= 0.915]，这意味着在每个年龄组中，男孩和女孩的比例相似。

措施

个人因素

学生被要求自我报告他们的年龄和性别(1 =男孩，2 =女孩)。

健康素养(HL)采用学龄儿童健康素养(HLSAC)量表(36，41，其中包括10个项目，衡量做出健康相关决策的5项核心能力(理论知识、实践知识、批判性思维、自我意识和公民意识)。学生们被要求用四分制来评估每个项目(1 =完全不正确，2 =不完全正确，3 =有点正确，4 =绝对正确)。根据量表和评分(低=和评分10-25分，中=和评分26-25分，高=和评分36-40分)，回答被重新编码为三个类别(HL水平)。Cronbach的alpha值为0.96。

在线交流行为

在线交流的强度由四个项目衡量，这些项目来自欧盟儿童在线调查(42)，询问受访者与(i)“亲密的朋友”，(ii)“来自更大朋友群体的朋友”，(iii)“你通过互联网认识但以前不认识的朋友”(网友)，(iv)“未知的人”(芬兰国家项目)进行在线联系的频率。通过5种回答选项评估沟通频率(1 =从不或几乎从不，2 =至少每周，3 =每天或几乎每天，4 =每天几次，5 =几乎一整天)。回答选项“每天几次”和“一整天几乎所有时间”结合在一起，表明在线交流密集。下面的结构方程建模项目“亲密的朋友”和“来自更大朋友群体的朋友”被结合起来，包括与线下认识的朋友的在线交流。“你通过互联网认识但以前不认识的朋友”和“未知的人”两项结合起来，包括与只在网上交流的人的在线交流(另见“统计分析”一节)。Cronbach的alpha值为0.75。

通过三个问题来衡量学生对公开个人信息的看法:“在互联网上，我比面对面更容易谈论……(I)秘密，(ii)我的内心感受，(iii)担忧”;（43)。回答选项为:1 =非常不同意，2 =不同意，3 =既不同意也不同意，4 =同意，5 =非常同意。回答选项“同意”和“非常同意”结合在一起，表明偏好在个人事务中进行在线交流。Cronbach的alpha值为0.92。

在互联网上寻找公司的行为是由互联网活动量表中的两个项目衡量的(44):“结识新朋友”和“寻找志同道合的伙伴”。青少年回答了6个选项(1 =从不，2 =一周少于一次，3 =一周一次，4 =一周几天，5 =每天一次，6 =每天几次)。回答选项“每天一次”和“每天几次”结合起来表示每天上网。Cronbach的alpha值为0.85。

健康指标

自我评估健康(SRH)通过一个问题来评估个体对自己健康的感知和评价(45）通过4个回答选项(4 =优秀，3 =良好，2 =一般，1 =差)。为了进行分析，量表被反向评分。

生活满意度，也被称为坎特里尔阶梯，是一种简单的视觉量表来评估一般的生活满意度(46)。这梯子有十级台阶。上面的步骤10代表了最好的生活状况，而下面的步骤0代表了最坏的生活状况。

孤独感是通过一个关于全球孤独感的问题来评估的:“你曾经感到孤独吗?”4个选项(1 =否，2 =是，有时，3 =是，经常，4 =是，非常经常)。关于全球孤独感的问题包括在芬兰国家HBSC问卷中。

有问题的社交媒体使用(PSMU)由9个项目衡量(47)，使用二分(否/是)回答选项。这些项目涵盖了以下维度:专注、容忍、退缩、流离失所、逃避、问题、欺骗、流离失所和冲突。有问题使用组别的分界值为6个或以上的“是”答案(34，48）;中等风险组回答2-5个“是”，无风险组回答0-1个“是”(34)。Cronbach的alpha值为0.83。

“网络欺凌受害情况”采用一项评估方法，评估过去两个月在网上受欺凌的频率(49)。这个问题有五个回答选项(1 =没有，2 =一次或两次，3 =每月两到三次，4 =一周一次，5 =一周几次)。

统计分析

使用描述性分析来检查不同形式的在线传播行为(密集在线传播、在线传播偏好、公司寻求行为)在总样本中的频率，以及基于个体因素(性别、年龄和健康素养)的子组内的频率。分组变量和数字通信行为之间的关联分析使用X²检验和95%置信区间。所有描述性分析均由Stata(版本16)进行。

采用结构方程模型分析青少年网络传播行为对青少年幸福感指标差异的解释程度。首先，分析了网络传播行为的结构，得出了一个四因素模型。因素1包括与亲密朋友和更大的朋友群体进行密集的在线交流，因素2与只在网上交流的人(网友和不认识的人)进行密集的在线交流，因素3在网上分享个人内容的偏好，因素4寻找公司的行为。这是对总样本和按性别、年龄和HL组成的每个亚组分别进行的。

其次，使用结构方程模型来确定不同的在线交流因素在多大程度上解释了幸福感指标(自评健康状况、生活满意度、孤独感、有问题的社交媒体使用和网络欺凌受害)的差异。这是通过估计从四个潜在因素(测量在线交流行为)到五个幸福指标的路径(回归系数)来完成的。

多组不变性分析用于分析性别、年龄和HL水平在因素结构和回归系数方面的差异，方法是同时估计每个亚组的模型(构型不变性，M1)，并向因素负荷(度量不变性，M2)和回归系数(标量不变性，M3)添加约束。采用卡方检验、均方根近似误差(RMSEA)、比较拟合指数(CFI)、塔克-刘易斯指数(TLI)和标准化均方根残差(SRMR)对模型拟合进行评价。由于卡方对大样本量高度敏感，除了卡方检验(50)。采用以下分界值:RMSEA < 0.06;SRMR < 0.08;Cfi > 0.95;Tli > 0.95 (51)。通过ΔCFI和ΔRMSEA对不变性检验的拟合优度进行分析，CFI和RMSEA的差值分别小于-0.010和0.015，说明嵌套模型具有相等的因子结构(M1, M2)和相似的回归系数(M2, M3)强度(52)。

使用最大似然稳健(MLR)估计器和随机缺失(MAR)数据程序估计参数。分析采用Mplus 7.0 (53)。

结果

不同形式的网络传播行为的流行程度及其与个体因素的关联(RQ1)

总体而言，60%的青少年报告与亲密的朋友进行了频繁的交流，女孩报告的频繁交流比例更高(女孩69.0%，男孩49.1%，p< 0.001)，高年龄组(15岁70.8%，13岁63.5%，11岁41.1%，p< 0.001)，高健康素养组(高HL 73.1%，中等HL 64.7%，低HL 59.9%，p< 0.001) (表1)。此外，与女孩相比，男孩更普遍地很少与亲密的朋友交流(男孩5.4%，女孩1.7%，补充表1)。与更大的朋友群体进行密集交流在年龄较大的人群中(13岁和15岁分别为36.0%和42.3%)比在11岁人群中(23.8%)更普遍。p< 0.001)，高健康素养组的青少年患病率(44.9%)高于中等健康素养组(36.7%)或低健康素养组(30.8%)。p< 0.001)。

根据我们的分析，22%的青少年报告与他们通过互联网认识的朋友(网友)有密切的交流，这在年龄较大的群体中更为常见(表1)。13%的青少年报告了与陌生人进行密集的在线交流，其中男孩的患病率更高(男孩16.1%，女孩9.5%，p< 0.001)。尽管在密集交流方面没有发现年龄差异，但11岁儿童(71%)报告“很少”与陌生人接触的比例高于13岁和15岁儿童(分别为48%和53%)(补充表2)。同样，就健康素养而言，尽管在密集沟通方面没有差异，但健康素养中等的人(51%)报告“很少”与陌生人沟通的比例高于健康素养较低的人(38%)(补充表3)。

总体而言，约四分之一的青少年更喜欢在网上分享个人事务，而不是面对面的交流。女生更喜欢分享感受(女生30.9%，男生24.3%)和关心(女生25.8%，男生20.6%)。此外，年龄较大的青少年(13岁和15岁)比11岁的青少年更喜欢在线交流(例如，关于秘密:11岁13.3%，15岁27.0%，p< 0.001)。健康素养较高的人更有可能报告不喜欢在网上分享感受、担忧或秘密(补充表3)。

在整个样本中，10%的青少年报告每天使用互联网来认识新朋友，寻找志同道合的伙伴，男孩比女孩更经常使用互联网(男孩12.9%，女孩7.3%)。p< 0.001)。此外，使用互联网结识新朋友的比例在年龄较大的青少年中更高，15岁的青少年比11岁的青少年更频繁地在网上寻找志同道合的公司(15岁为11.3%，11岁为6.8%)(表1)。

在线交流行为与幸福感指标之间的关联(RQ2)

一个含有四个在线交流潜在变量的结构方程模型解释了五个幸福指标(自评健康、生活满意度、孤独、PSMU、网络欺凌受害)的方差，显示出极好的拟和[X²(46) = 187.25;Cfi = 0.99;Tli = 0.98;Rmsea = 0.03, SRMR = 0.02] (图1)。

与朋友频繁的在线交流与较高的生活满意度相关(0.20;p< 0.001)，自我评价健康更好(0.18，p< 0.001)，孤独程度较低(−0.19，p< 0.001)。与朋友的密集交流与有问题的社交媒体使用无关，与网络欺凌受害呈负相关(−0.07，p= 0.043)。此外，网上寻公司行为与生活满意度呈正相关(0.12，p< 0.001)和自评健康状况(0.07，p< 0.01)，而且有问题的社交媒体使用比例也更高(0.13，p< 0.001)和被网络欺凌(0.15，p< 0.001) (图1)。

与只在网上互动的人(网友、不认识的人)进行密集交流与较低的生活满意度相关(−0.33，p< 0.001)，自评健康状况较差(−0.23，p< 0.001)，更常感到孤独(0.17，p= 0.003)，以及有问题的社交媒体使用(0.15，p= 0.008)。喜欢在网上交流分享个人感受和秘密等个人事务的人生活满意度较低(0.17，p< 0.001)，自评健康状况较差(−0.20，p< 0.001)，孤独的比例更高(0.17，p< 0.001)，社交媒体使用问题(0.20，p< 0.001)，被网络欺凌(0.10，p< 0.001) (图1)。

不同形式的在线交流与按性别、年龄和健康素养划分的幸福指标之间的多群体不变性和相关性(RQ3)

多组比较用于分析在线交流在多大程度上解释了性别、年龄和健康素养对幸福指标的影响。采用多组模型，同时估计所有子组的模型。这首先是在没有因素负荷约束的情况下(模型M1)，其次是通过设置相似的因素负荷(模型M2)。模型比较结果(ΔCFI值在0.000和0.002之间;ΔRMSEA值在0.000和0.002之间)表明各性别、年龄和健康素养子群体的因素负荷相同。此外，模型M2和M3之间的模型比较(ΔCFI值在0.002和0.004之间;ΔRMSEA值0.002性别、年龄和HL不变性)表明回归系数可以设置为在各个子组中相等，这意味着在线交流变量解释幸福指标方差的强度在性别、年龄和健康素养水平之间是相似的(表2)。

在线交流变量与幸福感指标之间的回归系数为表3对于所有子组。孤独感较低的原因是与朋友进行密集的在线交流(β在−0.06到−0.31之间变化)，而与只在网上互动的人进行密集的在线交流似乎表现出相反的效果，与更高的孤独感相关(β在0.05到0.35之间变化)。此外，在个人事务上喜欢在线交流的人，孤独程度更高。密集的网络交流与孤独之间的关联在女孩中尤其强烈(与朋友的密集交流:β =−0.31;与仅在线互动的人进行密集交流:β = 0.35);总的来说，14%的孤独感方差是由四个在线交流变量解释的。

自我评估的健康和生活满意度与在线交流变量相似。与朋友的频繁交流解释了较高的SRH (β在0.09到0.28之间变化)和生活满意度(β在0.09到0.32之间变化)。与仅在线互动的人进行密集交流，对SRH产生负面影响(SRH: β在−0.04至−0.36之间变化;生活满意度:β在−0.19到−0.55之间变化)和在线交流的偏好(SRH: β在−0.09到−0.24之间变化;生活满意度:β在−0.10到−0.25之间变化)。在线交流变量解释了女孩性生殖健康的最大方差(R²= 0.17)。在女孩和低HL组中，17%的生活满意度方差可以用在线交流变量来解释。

网络欺凌受害的原因是男女、13- 15岁以及中等和高HL组(β从0.07到0.15不等)都倾向于在网上分享个人事务。每天使用互联网结识新朋友和志同道合的同伴与女孩、11岁和15岁儿童(β = 0.24， β = 0.19)和中度HL组(β = 0.14)更频繁的网络欺凌受害相关。最高R²在11岁儿童中观察到价值:网络欺凌受害的11%的方差可以用在线交流变量来解释。

在所有亚组中，有问题的社交媒体使用与个人事务在线交流的偏好相关(β在0.16至0.24之间变化)。在男孩(β = 0.19)和女孩(β = 13)、15岁(β = 0.24)以及中度(β = 0.12)和高(β = 0.16) HL组中，寻求公司行为与PSMU相关。在PSMU方面，在线交流变量解释的最大方差在女孩中发现(R²= 0.19)。

讨论

数字转型影响了青少年生活的所有领域，因为年轻人是第一批大规模采用数字通信技术的人(1，2)。本研究使用具有全国代表性的横断面数据调查了青少年在线交流与幸福感之间的关系。结果表明，青少年的在线交流解释了积极和消极幸福感的差异，这取决于交流伙伴(另见(54)及沟通的目的。总的来说，大多数人受益于在线交流，而一小部分人则受到了负面影响。

这项研究的结果表明，与线下朋友保持在线联系与所有测量的幸福指标的积极结果有关，而与只在网上交流的人进行密集交流与负面幸福指标相关(较低的自我评估健康状况，较低的生活满意度，孤独，有问题的社交媒体使用)。这表明在线交流对那些已经有线下朋友的人，以及被同龄人和/或同学接受的人是有好处的。网上友谊通常被认为是脆弱的、不频繁的、肤浅的、容易破裂的。55，56)]，而且他们可能不会持续足够长的时间来提供亲密和支持(57)。因此，仅仅依赖网友可能会导致抑郁情绪(58)，以及更多的孤独体验和生活满意度的下降，尤其是在女孩和更年轻的群体中，正如这项研究发现的那样。然而，网络友谊可能是缓解其他幸福感指标的重要手段，这些指标在这项研究中没有被衡量，比如社交焦虑(59)或身份发展(60)。

在我们的结果中，大多数青少年(60%)报告与亲密的朋友进行密集的在线交流，三分之一报告与更大的朋友群体进行密集的在线交流。女孩、年龄较大的青少年和高健康素养组的人更频繁地与亲密朋友进行密集的在线交流。与更大的朋友群体进行密集的在线交流在年龄较大的青少年中更为普遍，在健康素养高的群体中也是如此。与现有的线下朋友(“亲密朋友”)和朋友群体(“来自更大朋友群体的朋友”)进行密集的在线交流，表明对青少年的健康有益。例如，与朋友和朋友圈的在线联系与较高的自我健康和生活满意度有关，同时也与较少的孤独感和网络欺凌受害有关。青少年社会行为研究[例如，(61)表明，青少年面对面互动的核心品质和组成部分(包括互动性、社会奖励、社会支持和信息披露)在他们在线交流时仍然存在。这些发现强化了这样一种观点，即在线互动可能具有补充面对面交流的功能。因此，在对社会福利刺激高度敏感的青春期(62) -与现有朋友群的在线交流可以增强自然社会过程，并支持幸福。此外，频繁使用网络空间与朋友交流的青少年报告称，网络交流有助于他们理解朋友的感受;因此，他们觉得与朋友之间的联系更紧密，这对友谊的质量和亲密度产生了积极的影响。62)。因此，在网络空间之外拥有良好友谊的年轻人似乎是数字通信提供的机会中受益最多的人。然而，还需要进一步的研究，以检验不同的线上和线下资产的积累是否以及如何带来更大的健康和福祉[见(63)]。

对于社交能力差的青少年来说，与陌生人交谈可以弥补在线社交的困难(60)。此外，在线交流敏感问题可能会让人感觉更舒服(57)。在这项研究中，大约八分之一的青少年报告说，他们经常与陌生人交流，五分之一的青少年只与网上认识的“朋友”交流。在男孩中，与陌生人进行密集的在线交流更为普遍，在年龄较大的青少年中，与网上“朋友”进行密集的交流更为普遍。此外，四分之一的青少年更喜欢在网上谈论担忧和感受，五分之一的青少年更喜欢在网上谈论秘密。在年龄较大的群体中患病率更高，分享感受和担忧的女孩比男孩更普遍8，10)。健康素养较高的青少年不太可能喜欢在网上分享感受、担忧或秘密。尽管有许多积极因素，但我们的研究结果表明，喜欢在网上分享个人内容以及与网友(和陌生人)交流，会使青少年陷入孤独的脆弱境地。64)、网络暴力(65)、有问题的社交媒体使用、糟糕的自我健康评估和低生活满意度。然而，请注意，孤独也可能是在网上分享个人问题的一个诱因(60)。与网上陌生人互动和在网上分享个人内容的一个主要问题是，儿童或青少年可能会受到性侵害(66)。

目前的研究有几个优点。例如，我们利用了一个具有全国代表性的大型数据库和验证仪器，并对不同形式的数字通信进行了概念上的区分。然而，需要注意的是，尽管这项研究是基于11岁、13岁和15岁芬兰青少年的全国代表性样本，但在将研究结果推广到(例如)非白人和低收入国家时，仍需谨慎。此外，由于数据是2018年的，所以并不能完全反映青少年目前的在线交流方式。研究的其他一些局限性也应该得到承认。我们研究的横断面设计没有考虑到因果推论。因此，目前的研究不能确定观察到的结果是数字通信的影响，还是潜在的倾向、个性特征或社会因素的影响。此外，所有的测量都是基于自我报告工具，这可能会有偏差。Parry等人(67)得出的结论是，媒体使用、数量或持续时间的自我报告测量不应被视为更客观的测量的有效替代品。因此，对于未来，我们建议有必要进行纵向研究，以验证数字通信和福祉之间关联的方向。此外，应该对数字传播(包括社交媒体应用)进行客观测量，以验证数字传播行为的强度。

总之，在线交流变量解释了总样本中测量的幸福感指标的变化，从6%(孤独和网络欺凌受害)到13%(有问题的社交媒体使用)。此外，一项群体层面的调查显示，差异从3%(例如，与男孩中的网络欺凌受害有关)到19%(与女孩中有问题的社交媒体使用有关)。这里的一个关键问题是，如果人们试图将一个因素定义为青少年幸福的关键决定因素，那么决定系数应该有多大，以至于需要进行干预。根据我们先前关于卫生知识普及在解决卫生差距方面的作用的讨论(68)，我们会声称“有助于缩小健康[和幸福]差距的所有因素都很重要”，包括在线交流。在这方面，值得注意的是，(例如)已发现自评健康状况可预测死亡率(69)。

我们的研究结果进一步表明，在解决青少年数字通信问题时，在最好的情况下，就与社交媒体使用相关的负面幸福感而言，应努力确保干预措施对处于弱势地位的青少年的影响按比例更大(70)。因此，为了解决与陌生人频繁交流与较低生活满意度之间的关联，人们可能希望针对女孩、较年轻群体和健康素养较低的人采取行动。然而，考虑到“女孩”身份更多地解释了与朋友/朋友群体的密集交流与更高的生活满意度之间的联系，在社交媒体交流干预中只关注女孩可能会产生增加女孩和男孩之间差距的不受欢迎的结果。总而言之，在研究、预防和干预计划中考虑到个人特定的影响是很重要的(71)。

数据可用性声明

支持本文结论的原始数据将由作者提供，毫无保留地提供。

道德声明

涉及人类参与者的研究由Jyväskylä大学审查和批准。根据国家立法和机构要求，本研究不需要参与者的法定监护人/近亲的书面知情同意。

作者的贡献

LP, NL, HL, NJ:概念化。NL, NJ和LP:方法论。NL和NJ:形式分析。LP, HL, JG, NL:调查和写作(初稿准备)。JG, HL, LP, NJ和NL:审查和编辑。问:可视化。LP:资金获取和资源。所有作者都对这篇文章做出了贡献，并批准了提交的版本。

资金

这项研究由Juho Vainio基金会和芬兰社会事务和卫生部资助。

利益冲突

作者声明，这项研究是在没有任何商业或财务关系的情况下进行的，这些关系可能被解释为潜在的利益冲突。

出版商的注意

本文中所表达的所有主张仅代表作者，并不代表他们的附属组织，也不代表出版商、编辑和审稿人。任何可能在本文中评估的产品，或可能由其制造商提出的声明，都不得到出版商的保证或认可。

补充材料

本文的补充资料可在以下网址找到://www.gosselinpr.com/articles/10.3389/fpsyt.2022.976404/full#supplementary-material

参考文献