- Przybylski, A. K., & Weinstein, N. (2017). A Large-Scale Test of the Goldilocks Hypothesis: Quantifying the Relations Between Digital-Screen Use and the Mental Well-Being of Adolescents. Psychological Science, 28(2), 204–215. https://doi.org/10.1177/0956797616678438
要旨
青少年がデジタル技術と過ごす時間は、その使用が精神的健康に悪影響を及ぼす可能性について広範な懸念を引き起こしているが、こうした潜在的な有害な影響は厳密に研究されてこなかった。英国の青少年を代表するサンプル（n = 120,115）から収集したデータを分析するための事前登録計画を用いて、デジタル画面時間と精神的健康の関連性は二次関数で説明されるという証拠を得た。さらに、これらの関連性はデジタル技術の使用時期（平日対週末）によって変化することが示され、こうした娯楽活動の影響を完全に理解するには、他の日常活動との機能性を検討する必要があることを示唆している。全体として、デジタル技術の中程度な使用は本質的に有害ではなく、つながった世界においては有益である可能性を示す証拠が得られた。本知見は青少年の技術使用制限に関する提言の根拠となり、デジタル技術と児童・青少年の健康との関連性を厳密に調査するための枠組みを提供するものである。
はじめに
デジタル機器の普及は、人間の働き方、遊び方、交流の仕方を根本的に変えた。高速インターネット、フラットパネルディスプレイ、モバイルコンピューティング能力における急速な技術発展は、現代の子ども時代を定義し形作る機器を生み出した（Lenhart, Smith, Anderson, Duggan, & Perrin, 2015）。例えば、青少年のオンライン利用時間は、2005年の週平均8時間から現在では週18.9時間へと倍増以上している（Ofcom, 2015）。特に児童期・青年期におけるこうした技術との接触時間は、精神的・社会的幸福度への悪影響が懸念されている（この論争の総括についてはBell, Bishop, & Przybylski, 2015を参照）。実際、米国小児科学会は子どものスクリーンタイムに制限を設けるよう推奨している（Council on Communications and Media, 2013）。これは子どもの健康にとってスクリーンタイムには限界費用が存在することを示唆しているが、この制限重視のアプローチの価値については発達心理学（Linebarger & Vaala, 2010）および臨床心理学（Ferguson & Donnellan, 2014）の研究者から疑問が呈されている。
本研究の目的は、スクリーンタイムと精神的健康の関連性を理解する異なる方法を評価し、デジタル活動における適度な関与を実証的に定量化・定義することである。これまでの文献では、スクリーンタイムの影響に関する一つの見解が主流となっている：置換仮説（Neuman, 1988）である。これは、テクノロジーの有害性は曝露量に正比例すると主張する。デジタル活動が、仲間や家族との交流、読書、運動といった代替活動を置き換えるため、その影響は否定的なものとされる。我々は、文献に暗黙的に存在するものの明示的に研究されていない代替理論を検証した。これをデジタル・ゴルディロックス仮説と呼ぶ。この仮説によれば、適度なレベルの技術利用は本質的に有害ではなく（Etchells, Gage, Rutherford, & Munafò, 2016; Parkes, Sweeting, Wight, & Henderson, 2013; Przybylski, 2014）であり、つながりのある世界では有益であり得る。一方、「過剰使用」は実際に代替活動を置き換える可能性があり、例えば学業や課外活動、その他の社会的活動に支障をきたす（Valkenburg & Peter, 2009）。童話『ゴルディロックス』では、適度さ（お粥やベッドにおいて）が「ちょうどいい」と認識される。同様に、テクノロジー利用が「少なすぎると」若者は重要な社会的情報や仲間との交流機会を喪失し、「多すぎると」他の有意義な活動を置き換える可能性がある。我々のゴルディロックス仮説は、最適に接続された若者にとって「ちょうどいい」実証的に導出可能な均衡点、すなわち適度な水準が存在すると提唱する。
デジタル活動が青少年の生活を豊かにするか、より充実した活動を置き換えるかによって、それらは青少年の精神的幸福（ポジティブな感情、効果的な機能（心理社会的機能を含む）、人生満足感によって特徴づけられる繁栄と定義される）に対して、それぞれ正または負の影響を与えるはずである（Ryan & Deci, 2000; Tennant et al., 2007）。置換仮説によれば、スクリーンタイムとウェルビーイングの関係は負かつ単調であり、スクリーンタイムの「摂取量」が増えるほど、より満足度の高い代替活動が置き換えられる。しかし最近の研究は、この説明が日常生活におけるデジタル技術の役割を正確に描写していない可能性を示唆している。実際、青少年は自己同一性を発達させ、生活スキルや社会スキルを構築する必要があり、こうした過程が幸福感を育む（Luyckx, Soenens, Goossens, Beckx, & Wouters, 2008; Yarcheski, Mahon, & Yarcheski, 2001）。テクノロジーは、こうした発達課題に満足のいく形で取り組む機会を提供している可能性がある。例えば、ゲームは社会的孤立を招く活動と考えられがちだが、研究によれば、オンラインゲームのハンドルネームは、友人になりたい相手と出会った際に38%の少年が最初に共有する情報の一つである（Lenhart et al., 2015）。同様に、83%の青少年がソーシャルメディアによって友人とのつながりを強く感じると回答し、68%が困難な時期にデジタル技術を通じて社会的支援を受けたと述べている（Lenhart et al., 2015）。したがって、適度なデジタル関与は発達を妨げるどころか、むしろ支援し得るという見解には十分な根拠がある。
スクリーンタイムの影響に関する既知の知見の多くは、若年層における座位活動と非座位活動の比較研究に基づいている。置換仮説に基づき、既存研究では身体活動と身体的健康指標（体格指数（Anderson, Economos, & Must, 2008; Boone, Gordon-Larsen, Adair, & Popkin, 2007）、高強度運動量（Anderson et al., 2008; Sisson, Broyles, Baker, & Katzmarzyk, 2010）、エネルギー消費量（Lanningham-Foster et al., 2006）などの身体的健康指標を比較対象として行われてきた。活動への没入を構成する要素の定義と操作化は様々だが、ほとんどの研究は対象活動の量と身体的・心理的結果の関連性を検証している。ほぼ全てが座位活動と非座位活動の間に統計的に有意な差を見出し、前者を有害と特定しているが、文献に明らかなパターンは置換説が示唆するよりも豊かな動態を示唆している。
第一に、これらの研究はスクリーン時間と健康の間に弱い関連性しか確認しておらず、より強力な代替理論的可能性を示唆している（Anderson et al., 2008; Boone et al., 2007; Iannotti, Kogan, Janssen, & Boyce, 2009）。第二に、スクリーン時間が身体的健康に及ぼす有害な影響はデジタル活動の種類に依存し、一部のスクリーン活動は実際に身体活動を促進する可能性があることが研究で示されている（Lanningham-Foster et al., 2006）。第三に、身体的結果を検証した研究（Anderson et al., 2008; Boone et al., 2007; Sisson et al., 2010）や心理的結果を検証した予備的研究では、一貫性のない線形関係が示されたり（Kremer et al., 2014）、事後的に分類された予測変数が用いられたりしており、同種のデジタル技術に対する効果推定値には大きなばらつきが見られる（Cao et al., 2011; Hamer, Stamatakis, & Mishra, 2009, 2010）。最近の数件の大規模研究では、低～中程度のレベル（すなわち1日あたり2～3時間未満）のビデオゲームプレイ（Etchells et al., 2016; Przybylski, 2014）や映画鑑賞（Parkes et al., 2013）が感情的・社会的機能とほとんど、あるいは全く関連せず、こうした活動が若年層に悪影響を及ぼすのは高い関与レベルでのみである可能性を示唆している。
本報告の研究は、幸福度と連続的に測定されたスクリーンタイムとの間の曲線的関係を、異なるデジタル活動および曜日ごとに個別に体系的に検証した初めての試みである。ゴルディロックス仮説が予測するように、我々は曲線的関連性を発見すると予想した。すなわち、中程度のスクリーンタイムでは精神的幸福度に悪影響はなく、高レベルでは何らかの弊害が生じるというものである。本研究領域において初めて、画面時間の低レベルと高レベルを実証的に定義した。具体的には、画面時間と幸福度の関係を示す傾きがゼロに近づいた後、符号が反転する局所最大値（変曲点）を操作化して測定した。これにより、各メディア利用形態が精神的幸福度との無関係または正の関係から、有害な影響を示す負の関係へ移行する転換点を特定した。
方法
参加者
参加者は、英国の教育省が管理する全国生徒データベースを用いて特定された。フィールドワークはイングランド全土の150の地方自治体を対象とし、95%信頼区間において±0.3%の誤差範囲を達成するために、15歳の英語圏の生徒を十分に観察することを目的とした。潜在的な参加者の保護者または養育者には通知書が送付され、調査への参加を辞退する機会が与えられた。また、参加者全員から直接書面による同意が得られた。本調査の当初の標本枠には15歳が298,080名含まれていた。このうち、調査票が配達不能であった場合や、データ収集前に参加を辞退した青少年が2,835名存在した。紙面（n = 100,850）またはオンライン（n = 19,265）の質問票に回答した120,115名の参加者から利用可能なデータが得られた。
倫理審査
データ収集に関する包括的な倫理審査は英国国立児童局により実施され、データ分析に関する倫理審査はオックスフォード大学研究倫理委員会により実施された。
測定方法
基準変数：精神的ウェルビーイング
参加者の幸福感、生活満足度、心理的機能、社会的機能を測定するために、13歳以上の一般人口サンプルでの使用が検証された14項目の自己報告式尺度であるWarwick-Edinburgh Mental Well-Being Scale（Tennant et al., 2007）が用いられた。若年層を対象とした過去の研究（Stewart-Brown et al., 2009）と同様に、本尺度では高い内部一貫性（Cronbach’s α = .90）が確認された。スコア範囲は14～70点（平均値 = 47.52、標準偏差 = 9.55）。
説明変数：デジタル・スクリーン時間
参加者は自由時間における様々なデジタル活動への関与について4つの質問に回答した。具体的には、映画やその他のメディア（例：テレビ番組）の視聴、ゲーム（例：コンピューターやコンソールでのプレイ）、コンピューター使用（例：インターネット、電子メール）、スマートフォン使用（例：ソーシャルネットワーキング、オンラインチャット）について尋ねられた。
制御変数および交絡変数
過去の研究では、説明変数と基準変数の両方が性別・民族性（Clarke et al., 2011）および経済的要因（Eynon & Helsper, 2015; Tennant et al., 2007）と関連していることが示されている。これらは統計的モデリングの目的で制御変数として扱われた。調査における自己申告の性別は、男性を1、その他を0とコード化した。郵便番号データから導出された集計情報を使用し、参加者が比較的困窮した地方自治体区域（Department for Communities and Local Government, 2015）に居住しているかどうかを特定した。多重貧困指数の上位2分位（すなわち失業率・犯罪率・公共サービス水準・住宅取得障壁が高い地域）に居住する者は1、下位2分位に居住する者は0とコード化された。少数派の地位は、調査において参加者に自身の民族的背景について質問することで評価された。参加者は、民族的帰属は肌の色、文化、言語、家族の祖先など、多くの要素に基づいて判断できると説明を受けた。英国国家統計局（2012年）のアプローチに従い、自らを白人と認識した参加者にはコード0を、その他の民族であると報告した参加者にはコード1を割り当てた。
結果
分析戦略
事前登録した分析戦略はOpen Science Framework（osf.io/b4cgq）で公開されている。計画から3点逸脱があった。第一に、統計モデルに含める予定だった2つの制御変数が利用できなかった：(a) 参加者の両親が結婚しているかどうか、(b) 参加者が英国で生まれたかどうか。次に、プロットされたデータ（図1参照）から、デジタル画面使用時間と精神的ウェルビーイングの間に負の単調関係が存在しないことが明らかであった。技術的には負の線形傾向をデータに当てはめることは可能だが、説明変数の水準が上がるにつれて結果値が増加した後で減少するため、適合度は低い。したがって、回帰モデルでは線形および二次項を含む傾向を考察した。最後に、推定値の合計である総デジタル画面時間の分布を検証したところ、多くの参加者が複数の画面を同時に使用していると報告していることが明らかになった。サンプルの約20％が平日に12時間以上、35％が週末に12時間以上の合計使用時間を報告していた。これらの値は、デジタルメディアがしばしば並行して使用されることを示した先行研究（Eynon & Helsper, 2015）と一致していたため、当初の計画通りこれらの合計スクリーンタイム推定値を検証することは理論的にも実践的にも意味をなさない。
図1. 平日と週末における1日あたりのデジタル画面使用時間と精神的健康状態の関係。結果は(a)テレビ・映画視聴時間、(b)ビデオゲームプレイ時間、(c)コンピューター使用時間、(d)スマートフォン使用時間ごとに別々に示されている。エラーバーは観測された平均値の95%信頼区間を示す。
探索的分析
デジタル活動への関与は本調査対象において非常に一般的であり、参加者の99.9%以上が毎日少なくとも1つのデジタル技術に何らかの時間を割いていると報告した。男女の回答を比較した探索的 t 検定では、女子はスマートフォン使用、コンピューター使用、動画視聴に費やす時間が長く、男子はコンピューターゲームやコンソールゲームに費やす時間が長いことが示された（すべて p < .001; 図 2）。4種類の活動すべてにおいて、週末のスクリーンタイムは平日より25分から1時間5分長く、対応のあるt検定ではこれらの差が有意であることが示された（すべてp < .001）。被験者内比較を用いた反復測定分散分析により、スマートフォン使用時間が他の3種類のスクリーンベース活動よりも長いことが示された（すべてp<.001）（図2）。なお、男子は女子と比較して平日・週末を問わずゲームに圧倒的に多くの時間を費やしていた。
図2. 男性と女性参加者を別々に示した、(a) 平日および (b) 週末の日における1日あたりのデジタル画面使用時間。誤差棒は観測された平均値の95%信頼区間を示す。
確認的分析
一連の回帰モデルを用いて、平日および週末におけるデジタル画面の利用が、ウォーリック・エディンバラ精神健康尺度で評価した精神的健康とどのように関連しているかを検証した。線形および非線形成分の両方を含むこれらの分析は、図1で明らかになった二次関数的な傾向が、4種類のデジタル活動すべてにおいて統計的に有意であることを示した。凹下二次関数は、平日・週末の映画・テレビ視聴、平日・週末のゲームプレイ、平日・週末のコンピューター使用、および平日のスマートフォン使用において確認された（回帰モデルの結果は表1参照）。平日と週末の両方、および4種類の異なるデジタル活動にわたり一貫性が認められたことは、ゴルディロックス仮説を支持する結果となった。要約すると、低レベルと高レベルのスクリーンタイムにおけるスクリーンタイムと精神的ウェルビーイングの関係を直接比較した結果（我々の知る限り、これまでの研究では行われていなかった比較）、この関係は実際にスクリーンタイムのレベルによって異なることが明らかになった。性別、経済的要因・技術アクセス、民族性をモデル内の制御変数として扱った場合、観察された効果サイズの半分は顕著に縮小したが、効果の方向性と有意性は変化しなかった（表2）。
表1. 制御変数を調整しない、精神的ウェルビーイングと日常的なデジタル画面接触を関連付けるモデルの結果
| 活動・曜日 | 効果の種類 | 回帰係数 b | 標準誤差 SE | 95%信頼区間 CI | p値 | 効果量 |d| |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 映画・テレビ等の視聴（平日） | 線形 | 0.98 | 0.1 | [0.79, 1.17] | <.001 | 0.06 |
| 映画・テレビ等の視聴（平日） | 二次 | -0.14 | 0.01 | [-0.16, -0.12] | <.001 | 0.09 |
| 映画・テレビ等の視聴（休日） | 線形 | 1.53 | 0.09 | [1.36, 1.71] | <.001 | 0.1 |
| 映画・テレビ等の視聴（休日） | 二次 | -0.17 | 0.01 | [-0.18, -0.15] | <.001 | 0.13 |
| ゲームプレイ（平日） | 線形 | 3.56 | 0.11 | [3.34, 3.77] | <.001 | 0.19 |
| ゲームプレイ（平日） | 二次 | -0.33 | 0.01 | [-0.35, -0.31] | <.001 | 0.17 |
| ゲームプレイ（休日） | 線形 | 3.16 | 0.08 | [3.00, 3.32] | <.001 | 0.22 |
| ゲームプレイ（休日） | 二次 | -0.26 | 0.01 | [-0.28, -0.25] | <.001 | 0.2 |
| コンピュータ利用（平日） | 線形 | 1.32 | 0.09 | [1.13, 1.50] | <.001 | 0.08 |
| コンピュータ利用（平日） | 二次 | -0.17 | 0.01 | [-0.18, -0.15] | <.001 | 0.11 |
| コンピュータ利用（休日） | 線形 | 1.61 | 0.08 | [1.45, 1.78] | <.001 | 0.11 |
| コンピュータ利用（休日） | 二次 | -0.18 | 0.01 | [-0.19, -0.16] | <.001 | 0.14 |
| スマートフォン利用（平日） | 線形 | -0.5 | 0.08 | [-0.65, -0.35] | <.001 | 0.04 |
| スマートフォン利用（平日） | 二次 | -0.02 | 0.01 | [-0.03, -0.01] | 0.019 | 0.01 |
| スマートフォン利用（休日） | 線形 | 0.5 | 0.08 | [0.35, 0.65] | <.001 | 0.04 |
| スマートフォン利用（休日） | 二次 | -0.1 | 0.01 | [-0.11, -0.09] | <.001 | 0.09 |
表2. 制御変数を調整した精神的な幸福感と日常的なデジタル画面接触を関連付けるモデルの結果
| 活動・曜日 | 効果の種類 | 回帰係数 b | 標準誤差 SE | 95%信頼区間 CI | p値 | 効果量 |d| |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 映画・テレビ等の視聴（平日） | 線形 | 0.95 | 0.09 | [0.77, 1.13] | <.001 | 0.06 |
| 映画・テレビ等の視聴（平日） | 二次 | -0.13 | 0.01 | [-0.15, -0.11] | <.001 | 0.09 |
| 映画・テレビ等の視聴（休日） | 線形 | 1.65 | 0.09 | [1.48, 1.82] | <.001 | 0.11 |
| 映画・テレビ等の視聴（休日） | 二次 | -0.17 | 0.01 | [-0.19, -0.16] | <.001 | 0.13 |
| ゲームプレイ（平日） | 線形 | 0.21 | 0.11 | [-0.01, 0.43] | 0.059 | — |
| ゲームプレイ（平日） | 二次 | -0.06 | 0.01 | [-0.09, -0.04] | <.001 | 0.03 |
| ゲームプレイ（休日） | 線形 | 0.57 | 0.09 | [0.41, 0.74] | <.001 | 0.04 |
| ゲームプレイ（休日） | 二次 | -0.08 | 0.01 | [-0.10, -0.07] | <.001 | 0.06 |
| コンピュータ利用（平日） | 線形 | 1.43 | 0.09 | [1.25, 1.61] | <.001 | 0.09 |
| コンピュータ利用（平日） | 二次 | -0.17 | 0.01 | [-0.18, -0.15] | <.001 | 0.11 |
| コンピュータ利用（休日） | 線形 | 1.64 | 0.08 | [1.48, 1.79] | <.001 | 0.09 |
| コンピュータ利用（休日） | 二次 | -0.18 | 0.01 | [-0.19, -0.16] | <.001 | 0.11 |
| スマートフォン利用（平日） | 線形 | 0.23 | 0.08 | [0.08, 0.38] | 0.003 | 0.02 |
| スマートフォン利用（平日） | 二次 | -0.06 | 0.01 | [-0.07, -0.05] | <.001 | 0.05 |
| スマートフォン利用（休日） | 線形 | 0.98 | 0.08 | [0.83, 1.12] | <.001 | 0.07 |
| スマートフォン利用（休日） | 二次 | -0.12 | 0.01 | [-0.13, -0.10] | <.001 | 0.1 |
経験的に導出された変曲点
データに存在する二次パターンをさらに定義するため、潜在的な交絡因子に関連する分散を統計的に制御したモデルについて局所極値を算出した。精神的ウェルビーイングとデジタル画面時間との関係が非線形であるならば、関与が無害から有害へ移行する点を体系的に定量化することが重要である（Nelson & Simonsohn, 2014）。これらの分析結果から、スクリーン時間とウェルビーイングの関係を示す明確な変曲点が明らかになった（表3、図3）。局所極値は、平日のビデオゲームプレイでは1時間40分、平日のスマートフォン使用では1時間57分であった。対照的に、動画視聴や娯楽目的のコンピューター使用は、平日における局所極値がそれぞれ3時間41分と4時間17分と、これらのレベルでは潜在的な悪影響が比較的少ないようであった。実際、一部のデジタル活動は他の活動よりも平日に適している可能性がある。例えば、コンピューターでは異なるタスク間の切り替えが比較的容易であるのに対し、ビデオゲームのような活動はより集中した注意力を必要とする。週末については、導出された変曲点はビデオゲームプレイの3時間35分から動画視聴の4時間50分まで範囲が広がった。したがって、適度なスクリーンタイムと潜在的に有害なスクリーンタイムの分岐点は、平日と比べて週末の方が著しく高く変動も少ない。これは、デジタルスクリーンタイムと精神的健康の関係を理解する上で、関与の性質と量が重要であることを示唆している。
表3. 観察された極値以下のエンゲージメントレベルとそれ以上のエンゲージメントレベルにおける精神的ウェルビーイングの傾向
| 活動・曜日 | 極値（エクストリマ） | 水準 | 回帰係数 b | 標準誤差 SE | 95%信頼区間 CI | p値 | 効果量 |d| |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 映画・テレビ等の視聴（平日） | 3時間41分 | 極値未満 | -0.04 | 0.03 | [-0.11, 0.02] | 0.183 | — |
| 映画・テレビ等の視聴（平日） | 3時間41分 | 極値超過 | -0.9 | 0.05 | [-1.00, -0.80] | <.001 | 0.2 |
| 映画・テレビ等の視聴（休日） | 4時間50分 | 極値未満 | 0.09 | 0.03 | [0.04, 0.15] | 0.001 | 0.02 |
| 映画・テレビ等の視聴（休日） | 4時間50分 | 極値超過 | -1.09 | 0.06 | [-1.20, -0.98] | <.001 | 0.2 |
| ゲームプレイ（平日） | 1時間40分 | 極値未満 | 0 | 0.09 | [-0.18, 0.18] | 0.984 | — |
| ゲームプレイ（平日） | 1時間40分 | 極値超過 | -0.6 | 0.04 | [-0.67, -0.53] | <.001 | 0.19 |
| ゲームプレイ（休日） | 3時間35分 | 極値未満 | -0.02 | 0.03 | [-0.09, 0.05] | 0.519 | — |
| ゲームプレイ（休日） | 3時間35分 | 極値超過 | -0.63 | 0.05 | [-0.72, -0.53] | <.001 | 0.17 |
| コンピュータ利用（平日） | 4時間17分 | 極値未満 | 0.01 | 0.02 | [-0.04, 0.06] | 0.665 | — |
| コンピュータ利用（平日） | 4時間17分 | 極値超過 | -0.89 | 0.11 | [-1.11, -0.67] | <.001 | 0.15 |
| コンピュータ利用（休日） | 4時間39分 | 極値未満 | 0.15 | 0.02 | [0.10, 0.19] | <.001 | 0.04 |
| コンピュータ利用（休日） | 4時間39分 | 極値超過 | -0.93 | 0.08 | [-1.09, -0.77] | <.001 | 0.16 |
| スマートフォン利用（平日） | 1時間57分 | 極値未満 | 0.8 | 0.11 | [0.58, 1.01] | <.001 | 0.07 |
| スマートフォン利用（平日） | 1時間57分 | 極値超過 | -0.53 | 0.02 | [-0.56, -0.49] | <.001 | 0.2 |
| スマートフォン利用（休日） | 4時間10分 | 極値未満 | -0.1 | 0.02 | [-0.15, -0.05] | <.001 | 0.03 |
| スマートフォン利用（休日） | 4時間10分 | 極値超過 | -0.83 | 0.06 | [-0.94, -0.74] | <.001 | 0.14 |
図3. デジタル画面の1日あたりの使用時間が局所最大値を下回る場合と上回る場合における、使用時間と精神的健康状態の関係の線形傾向。結果は平日と週末において、(a)テレビ・映画視聴、(b)ビデオゲームプレイ、(c)コンピューター使用、(d)スマートフォン使用のそれぞれについて別々に示されている。誤差棒は観測された傾きの95%信頼区間を示す。アスタリスクは傾きが有意にゼロと異なることを示す（*p = .001, **p < .001）。
これらの閾値以下では、スクリーン時間と精神的健康状態の関係は、週末のスマートフォン使用における負の関連（図3、表3）を除き、正（p ≤ .001）または横ばい（ps > .183）であった。これらの閾値を超えると、あらゆる形態のデジタル画面時間において一貫した負の単調関係（bs ≤ −0.53, ps < .001, |d|s = 0.14–0.20）が確認され、画面時間と精神的健康の間に有害な関係が示された。これらの知見は「ジャスト・ライト仮説」をさらに支持するものである。報告された変曲点で定義される適度なデジタル活動は、週末のスマートフォン使用を除き、青少年の精神的ウェルビーイングに不可欠な他のより豊かな活動を置き換えないようだ。週末のスマートフォン画面への時間割当てが例外となる可能性があるのは、時間的制約のない状況での仮想的交流が特に調節障害を受けやすかったり、実際に他の有益な週末の社会的活動を置き換える可能性があるためである（Ryan, Bernstein, & Brown, 2010）。
観察された効果量
デジタル活動の影響に関する論文では、これらの娯楽活動が説明する変動量の割合を報告して統計的有意差を限定することは一般的ではないが、画面時間の潜在的影響範囲を理解するにはこれが不可欠である。本研究では、転機点を超える関与の平均効果量（Cohenのd）が－0.18であることを確認した。言い換えれば、これらの負の傾きは、サンプル内の若年層の精神的ウェルビーイングにおける観察された変動性の1.0%以下しか説明していなかった。データセット内の個人差指標と幸福感の関連性を検討した探索的分析は、これらの微弱な関係を解釈する文脈を提供する。これらの分析は、過剰なスクリーンタイムの潜在的な負の影響が、幸福感と定期的な朝食摂取（d = 0.54）または規則的な睡眠（d = 0.58）との正の関連性の大きさの3分の1未満であることを示した。報告した係数は統計的に有意であるが、注目すべきは、制御要因を考慮すると、画面時間と幸福感の線形および二次関係の両方の大きさが半数のケースで顕著に減少し、中程度以上の画面時間の漸増が観察された精神的幸福感の変動性をほとんど説明できなかった点である。
議論
本研究では、デジタル画面使用時間と精神的ウェルビーイングの関係は非線形であり、デジタル活動への適度な関与は有害ではないことを明らかにした。一貫して観察された凹状の二次関数関係と実証的に導出された変曲点は、我々の「ゴルディロックス仮説」を支持する証拠を提供する。これは、過去の研究で用いられた事後的な画面使用時間のグループ分けが、デジタル画面使用時間と思春期のウェルビーイングの関係の本質を過度に単純化していることを示唆している。適度なスクリーン利用を定量化した結果、調査対象のデジタル活動カテゴリーは、高レベルの利用が測定可能な（ただし小さい）負の影響をもたらす可能性があるものの、適度なレベルでは精神的ウェルビーイングに重大なリスクをもたらす可能性は低いことが判明した。これらの知見はいずれも初めてのものです。おそらく、これまでの研究では、さまざまな種類のデジタルスクリーン使用を区別しない包括的な測定方法（Sisson et al., 2010）が使用され、スクリーン時間の測定は恣意的なカットオフ値に基づいて行われていたためでしょう（Hamer et al., 2009）。このようなアプローチは、有益な変動を排除し、効果を推定する際に非有害な使用量と潜在的に有害な使用量をまとめてしまうため、限界がある。
本研究は複数の点で分野に貢献する。ここでは2点を論じる。第一に、デジタル画面使用を取り巻くより広範な社会的・発達的文脈を考慮することの価値を示唆している。画面時間と幸福度の関係は、活動が平日か週末かによって部分的に依存した。否定的な影響の証拠が認められる前に、青少年は平日よりも週末に22分から2時間13分長くデジタル活動に従事できた。第二に、全てのデジタル活動が「同等に創出される」わけではないという証拠が得られた。浸透性の高い活動（例：スマートフォン使用）や、労力を要するタスク切り替えを必要とする活動（例：ビデオゲームプレイ）は、他のデジタル活動と比較して、平日における顕著に低い転折点を示した。一部の技術的活動は、平日の他の構造化された活動を妨げる可能性がある。例えば、青少年が平日にある種のメディアを過剰使用している場合、学業に取り組む可能性が低くなる（Junco, 2012）可能性が高く、また、こうした青少年は、自己内面および社会的発達を支え、結果として幸福感を促進する構造化された放課後活動への関与も低い可能性がある（Fletcher, Nickerson, & Wright, 2003）。こうした可能性にもかかわらず、我々の統計モデルは、相関データが直接的な因果関係を示していると仮定しても、スクリーンタイムが若者に及ぼす有害な影響はかなり小さいことを示唆している。
今後の研究課題
もしデジタル活動への適度な関与が幸福度にほとんど悪影響を与えず、むしろ何らかの正の相関関係があるならば、デジタル技術は節度を持って使用される場合、青少年に測定可能な利点をもたらす可能性がある。こうした利点には、コミュニケーション、創造性、発達のための経路が含まれるかもしれない（Granic, Lobel, & Engels, 2014）。今後の研究では、デジタル技術に内在する特定の機能性が、様々な関与レベルにおける利益とどのように関連するかについて、より詳細に検討すべきである。同時に、何が置き換えられ、何が増幅されているかを体系的に分析する必要がある。例えば、Minecraftのような多くの人気ゲームは社交と創造性の場を提供し、ジオキャッシングのようなスマートフォンベースの活動は身体活動や発見への動機付けとなる（O’Hara, 2008）。こうしたゲームや活動への関与は発達にとって意味あるものを置き換えない可能性がある一方、チャンネルサーフィンや孤独な読書は置き換える可能性がある。これらの知見に基づく研究では、時間経過に伴う非線形効果を検証し、調査対象の青年期より若い層や年長層への影響も考慮すべきである。最後に、今後の研究では、保護者と仲間、教師からの収束的データ源を用いて、スクリーン時間とウェルビーイングの線形・非線形関係を評価すべきである。このアプローチにより、極端な「悪意のある回答」（Robinson-Cimpian, 2014）による悪影響を最小限に抑えられる。特に非現実的に高い技術使用レベルを報告した回答者において、画面時間と幸福感の関連性を誇張した可能性がある。さらに重要なのは、他のデータ源を活用することで、ゴルディロックス仮説に対するより強固な検証が可能となる点である。
結び
これらの知見は、置換仮説（Brown, Shifrin, & Hill, 2015）に基づく大まかな推奨事項を見直す必要性を浮き彫りにするとともに、それらの推奨事項を正当化する既存研究を理解する新たな方法を提供する。我々の結果は、メディア利用と幸福度の間の潜在的な有害な関係が、一部の研究者が主張するほど実践的に重要ではない可能性を示唆している（Strasburger, Donnerstein, & Bushman, 2014）。また、利用可能な証拠を超える研究主張を批判的に再評価し続ける必要性を強調している（詳細はFerguson & Donnellan, 2014を参照）。また、小児科医の貴重な診察時間をメディア利用に関する保護者との対話に充てることを現在推奨している専門的助言について、慎重な費用便益分析が必要であることを示唆している。ゴールドイルックス仮説に基づく今後の研究と提言は、メディア利用の多様な形態や文脈に配慮し、幸福感のピークと低下、および体系的に特定されたその他の有意な成果に基づいて構築されるべきである。統計解析の事前登録など、研究者の自由度を制限するオープンサイエンス実践（Simmons, Nelson, & Simonsohn, 2011）と組み合わせることで、我々の分析手法はこの分野における新たな堅牢な研究の基盤となり得る（Morey et al., 2016）。保護者がデジタル画面時間に関する既存のガイドラインを徹底させるのが極めて困難であると考えられる十分な根拠がある（Houghton et al., 2015）。また、保護者がテクノロジー活動中に積極的に子どもと関わるかどうかといった他の要因が、精神的ウェルビーイングにとってはるかに重要である可能性がある。
