中国疾病预防控制中心最新发布的烟草调查结果显示，我国15~24岁青少年人群吸烟率已上升到18.6%^[1]，青少年吸烟问题不容忽视。青少年的饮酒率也一直居高不下，我国一项六城市青少年饮酒状况调查发现，12岁以上青少年的曾饮酒率高达51%，过去一年的饮酒率为38.2%，而在曾饮酒的学生中10岁以前开始饮酒的占28%^[2]，青少年吸烟和饮酒率逐年上升，且表现出越来越低龄化的趋势。吸烟和饮酒行为会损害青少年的身心健康，既可能诱发呼吸系统疾病、恶性肿瘤等生理疾病，还可能引起认知功能紊乱和负性情绪体验，并伴随着逃学、成瘾(如吸毒等)、违法犯罪甚至自伤自杀等行为问题^[3-4]。因此，有必要探明青少年吸烟和饮酒问题的影响因素和发生机制，以实现科学、具体地预防和干预。

无聊作为近年来备受关注的个性和社会性问题，被认为是吸烟和饮酒的心理关联因素之一^[5-8]。无聊是指个体渴望但无法融入环境或不能从事令人满意的活动时的消极体验，是个体内部标准与外部刺激不匹配所致，表现为不满、烦躁、疲倦以及注意失调、时间知觉过慢等^[9]。有研究认为无聊倾向是吸烟和饮酒行为的风险因素，个体会通过吸烟和饮酒缓解内心的无聊^{[8, 10]}；部分研究认为长期吸烟和饮酒会导致个体兴奋阈值和唤醒水平升高，从而使个体更容易感到无聊^[11]；还有研究者认为无聊倾向与吸烟和饮酒行为是相互影响的^[12-13]。由于既往研究多为横断面设计，且将吸烟和饮酒行为合并为烟酒使用行为进行研究^[14]。因此，本研究拟采用纵向设计，在青少年群体中分别探讨无聊倾向与吸烟和饮酒行为的作用机制，揭示其发展变化的路径关系。

1.   对象与方法

1.1   对象

采用方便取样方法，抽取内蒙古自治区1所高中和1所本科院校学生，进行两次问卷调查。第一次测试(T1)时间为2020年6月，收回有效数据448份；第二次测试(T2)为间隔12个月后，收回有效数据416份，被试脱落率为7.14%。有效追踪被试中，男生197名，女生219名；高一学生89名，高二学生115名，大一学生108名，大二学生104名。首次施测时，被试的年龄为15~22岁，平均年龄(18.73±2.15)岁。本研究获得呼伦贝尔学院教育学院学术伦理道德委员会批准(批准号：20200012)，以及参与调查学校的许可；学生在调查前填写了知情同意书，并被告知本调查结果仅用于科学研究。

1.2   调查工具

1.2.1   单维短式无聊倾向量表

该量表用于评估个体的无聊倾向程度，在国内应用较好^[15]。共8个条目，采用从1(完全不同意)~7(完全同意)7点计分，以量表总分反映被试的无聊倾向程度。第1次测量的结构效度为χ²/df=4.34，GFI=0.90，CFI=0.92，TLI=0.91，RMSEA=0.06；Cronbach α系数为0.88。第2次测量的结构效度为χ²/df=4.16，GFI=0.92，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.06；Cronbach α系数为0.86。

1.2.2   吸烟和饮酒行为量表

该量表由叶宝娟等^[16]编制。主要测量青少年过去30 d内吸烟和饮酒的频率和数量。共4个条目，采用6点计分测量频率的条目为1个月内吸烟或饮酒天数(从1=没有，到6=20~30 d)；测量数量的条目为在过去1个月内吸烟的日子里每天吸烟的数量(从1=没有，到6=10支以上)，过去1个月内饮酒的日子里每天喝酒的数量(从1=没有，到6=10杯以上)。2个条目测量吸烟行为水平(频率和数量)，2个条目测量饮酒行为水平，得分越高说明青少年近期吸烟或饮酒行为水平越高。其中，依据吸烟或饮酒频率的条目还可以得出被试的吸烟或饮酒检出率^[10]。第1次测量结构效度为χ²/df=3.08，GFI=0.95，CFI=0.93，TLI=0.95，RMSEA=0.05；Cronbach α系数为0.74。第2次测量结构效度为χ²/df=3.31，GFI=0.94，CFI=0.92，TLI=0.93，RMSEA=0.05；Cronbach α系数为0.78。

1.3   统计学方法

采用SPSS 25.0进行均值、标准差和百分率检验，以及Pearson积差相关、重复方差分析等描述性分析。共同方法偏差检验采用Harman单因素分析。考虑到偏差行为不方便使用实验法(如青少年的吸烟和饮酒行为)，采用交叉滞后设计，以充分考察变量之间的关系随时间的变化性，用AMOS 24.0建模，T1无聊倾向、吸烟和饮酒行为为预测变量，T2无聊倾向、吸烟和饮酒行为为结果变量，用Wald test检验限定与非限定模型的差异，检验水准α=0.05。

2.   结果

2.1   共同方法偏差检验

施测程序上严格遵循问卷测量的相关规定，尽量减少误差。对收集的数据进行Harman单因素分析，前后两次测量数据得出第1个因子的方差解释率仅为16.37%，15.65%，明显低于40%的判定标准。据此可认为，本研究所收集的数据不受共同方法偏差的影响。

2.2   描述性分析

结果如表 1所示，无聊倾向和吸烟、饮酒行为无论是在相同时间点还是间隔12个月的测量中均呈现正相关；同时，前后测无聊倾向和吸烟、饮酒行为均呈正相关(P值均 < 0.05)。重复方差分析得出，无聊倾向在12个月内无显著变化(3.08±1.20，3.12±1.24)(F=2.17，P>0.05)，吸烟行为和饮酒行为水平(1.19±0.42，1.60±0.43)在12个月后(1.28±0.45，1.79±0.47)均显著增加(F值分别为5.83，9.16，P值均 < 0.05)。在第1次调查中，吸烟学生为80名，吸烟率为17.86%；饮酒学生249名，饮酒率为55.58%。第2次调查中，吸烟学生94名，吸烟率为22.59%；饮酒学生274名，饮酒率为65.86%。

表  1  无聊倾向、吸烟和饮酒行为的相关性分析(r值，n=416)

Table  1.  Correlation analysis of boredom proneness, smoking and drinking behavior(r, n=416)

变量	无聊倾向T1	无聊倾向T2	吸烟行为T1	吸烟行为T2	饮酒行为T1
无聊倾向T2	0.55
吸烟行为T1	0.30	0.14
吸烟行为T2	0.28	0.24	0.58
饮酒行为T1	0.34	0.23	0.39	0.32
饮酒行为T2	0.41	0.45	0.30	0.36	0.43
注： P值均 < 0.01。

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2.3   无聊倾向与吸烟和饮酒行为的交叉滞后分析

结果表明，无聊倾向与吸烟、饮酒行为模型拟合良好(χ²/df=3.68，GFI=0.90，CFI=0.92，TLI=0.91，RMSEA=0.06)。对无聊倾向与吸烟、饮酒行为模型路径系数显著性检验得出，自回归路径中，T1的无聊倾向能够正向预测T2的无聊倾向，T1的吸烟行为能够正向预测T2的吸烟行为，T1的饮酒行为能够正向预测T2的饮酒行为。交叉滞后回归路径中，T1的无聊倾向能够正向预测T2的吸烟行为，而T1的吸烟行为对T2的无聊倾向预测无统计学意义；T1的无聊倾向能够正向预测T2的饮酒行为，T1的饮酒行为能够正向预测T2的无聊倾向(见图 1)。进一步检验交叉滞后模型是否存在性别差异，采用多群组方法进行比较。首先建立一个非限定模型，允许参数在不同性别间实现自由估计。然后，建立一个限定模型(结构权重相等)，假定自回归路径系数和交叉滞后回归路径系数在性别间均相等。Wald test检验结果显示，Δχ²=12.94，P＞0.05，表明青少年无聊倾向与吸烟、饮酒行为的交叉滞后模型不存在性别差异。

图  1  青少年无聊倾向与吸烟、饮酒行为的交叉滞后模型(标准化)

Figure  1.  A cross-lag model of boredom proneness and smoking and drinking behavior (Standardized)

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为了展现无聊倾向对吸烟和饮酒行为结果的影响，将T2的吸烟和饮酒行为按照是否发生分别进行二分变量编码后(0=无吸烟、饮酒行为，1=有吸烟、饮酒行为)进行Logistic回归分析(控制了T1的吸烟和饮酒行为)，结果显示，无聊倾向总分每增加1分，出现吸烟和饮酒行为的概率分别增加14%和31%(β=0.12，OR=1.14；β=0.21，OR=1.31，P值均＜0.01)。采用同样方法进行T1的饮酒行为对T2无聊倾向的Logistic回归分析，得出饮酒行为得分每增加1分，无聊倾向程度增加的概率为9%(β=0.09，OR=1.09，P＜0.05)。

3.   讨论

本研究发现，青少年无聊倾向和吸烟、饮酒行为水平在前后12个月两次测量间各自均表现出正相关，且初始水平能够正向预测后续发展水平，符合时间上的风险累积效应后果，且研究结果同前人研究类似。就相关性而言，采用同一量表评估的无聊倾向，有研究测出间隔4周的相关系数为0.88^[15]，间隔8个月后的相关系数为0.58^[17]，本研究中间隔12个月后r=0.55，表明虽然随着时间的增加其相关性下降，但关系仍较强且趋于稳定，说明在这一期间内无聊倾向的初始水平对随后的影响是较为明显。对吸烟和饮酒行为水平的前后比较得出，均表现出显著上升的趋势，严重程度不断增加，提示吸烟和饮酒行为具有时间延续效应，如果缺乏控制将可能发展至成瘾。但这种时间风险累积效应究竟能持续多久，未来研究仍需要进一步探讨。

交叉滞后分析表明，无聊倾向单向影响吸烟行为，而无聊倾向与饮酒行为是交互影响的，前者支持了无聊倾向是吸烟行为风险因素的观点^{[8, 10]}，后者支持了无聊倾向与饮酒行为互为风险因素的观点^[12-13]。进一步Logistic回归分析也显示，无聊倾向的增加会显著影响之后吸烟和饮酒行为的变化，且饮酒行为的加剧会导致无聊倾向程度提升。对于无聊倾向影响吸烟和饮酒行为的关系，有研究发现，个体吸烟主要是为了愉悦、调节负性情绪、应对压力和缓解无聊等^{[8, 18]}。根据需求满足理论和行为补偿理论的观点，人们有不同的心理需求，个体可能会通过诉诸物质或非物质使用行为满足这些需求^[19-20]。可见，当个体感到无聊时，内心需要降低这种不利体验，可能借助于吸烟或饮酒进行刺激寻求，获得心理和生理上的愉悦感，以逃脱当前引起无聊的环境或活动^[21-22]。所以，无聊引发的吸烟和饮酒行为，从一定程度上来说既是无聊释放的过程也是心理需求满足的过程，这一结果支持了需求满足理论和行为补偿理论观点。

无聊倾向对吸烟和饮酒行为都具有明显的影响(引发或增强作用)，但本研究仅发现饮酒行为反作用于无聊倾向，支持了烟草和酒精的使用本质上是不同的问题行为。从烟草和酒精使用对生理上的影响来看，尼古丁和酒精均能对大脑和神经系统等造成功能和结构上的损害，但酒精对认知、情绪功能的影响似乎是更快速、更明显的，已有研究也证实了这种作用机制^[23]。基于烟草和酒精所提供的刺激性方面，酒精能在短暂时间内提供更强的刺激，能够快速满足无聊个体的刺激寻求。同时，饮酒在中国文化背景下常被认为是社交礼仪所具备的一部分，增加了人们的饮酒概率和频率，而长期饮酒会导致个体兴奋阈值升高，越来越难以满足兴奋和刺激需求，因此会更容易感到无聊。这一作用模式符合消极因素间的“强化螺旋”理论，表现出“恶性循环”的作用模式^[24]。当然，本研究未能发现吸烟行为对无聊倾向的显著作用，由于只考察了前后12个月的变化情况，也可能存在吸烟行为对无聊倾向的影响是更为缓慢的过程，要更长的时间才能观察到明显的变化，这需要采用更长时程的动态纵向设计来进一步验证。

综上，本研究得出：(1)无聊倾向、吸烟和饮酒行为基线水平分别能够正向预测12个月后的发展水平，表现出时间上的风险累积效应；(2)无聊倾向单向预测12个月后的吸烟行为，但吸烟行为不能预测12个月后的无聊倾向；(3)无聊倾向与饮酒行为在12个月内能够互相预测，表现出强化螺旋效应。但同时，两阶段的交叉滞后分析仅能初步揭示变量间的作用方向，后续研究可以在更长时间段内进行多阶段的动态追踪，得到更精准的结果，以全面揭示无聊倾向与吸烟和饮酒行为作用机制的时间变化特点。此外，未来研究还可以纵向探讨无聊倾向与吸烟、饮酒行为之间的中介或调节机制，这样更能够阐释变量间关系随时间变化的实质。