自我控制對手機依賴的影響

摘 要：采用問卷調查的方法對100名被試的情緒智力、自我控制能力和手機依賴程度進行了調查。并使用AMOS軟件建立結構方程模型，模型擬合良好。結果發現，情緒智力各維度與自我控制各維度都存在中等強度的顯著相關。中介效應檢驗發現，模型中不存在中介效應，只有遮掩效應。效應值是0.82。遮掩效應意味著后續研究應著手處理自我控制為什么不會影響手機依賴這一問題。

關鍵詞：自我控制；手機依賴；情緒智力；中介效應；遮掩效應

一、 引言

時代的進步就是技術進步的過程，自從智能手機普及以來，人們使用手機的時間和頻率正逐漸增加。由于智能手機中新奇和有趣信息的吸引，人們控制自己使用手機的能力會變低。多數人的手機是全天24小時都在身邊的，而且即使在飯局上也會因為沒話題而玩起手機來。研究者提出手機成癮或手機依賴等術語來描述這一現象。表現為手機不在身邊會出現焦慮感。多數研究者更依據這一現象編訂了很多量表，如韓永佳在2012年編制的手機依賴量表。對于手機成癮或手機依賴這一現象，學術界的定義顯然各有不同。主要分為兩種觀點，一派認為手機的不恰當使用是一種行為成癮問題，而另一派認為過度使用手機僅是一種社會現象而非心理疾病。顯然后者更為恰當。

影響手機使用時間的因素多種多樣，如自尊、社會支持、生活滿意度等等。自我控制在手機成癮行為上也有著自身獨特的影響機制。多數研究者已經有共識，認為自控力較高的個體手機依賴或手機成癮行為較少，自我控制能力低的個體手機依賴問題會更加嚴重。但并沒有更深入的探討自我控制對手機成癮影響機制的細節性探討。在閱讀相關材料后研究者提出，自我控制對手機依賴的影響也可能存在著情緒智力的中介作用。也即自我控制可能通過情緒智力這一中介變量影響著手機成癮行為。另外，情緒智力概念是由Salovey和Mayer（1990）首次正式提出的，來表示人們處理自己情緒的能力。1995年Goleman在Salovey和Mayer定義的基礎上進一步指出，情緒智力包括認識自己情緒的能力、妥善管理自己情緒的能力、自我激勵的能力、理解他人情緒的能力和人際關系管理五個方面的能力。王曉鈞（2002）認為情緒智力分四個維度：自我情緒認知能力、社會情緒認知能力、情緒思維能力、情緒成熟監察能力。Wong和Law（2002）以Salovey和Mayer（1997）情緒智力定義為基礎，借用Gross的情緒調節理論模型對情緒智力的作用進行了探討。在以往文獻研究的基礎上編制了情緒智力量表WLEIS。

綜上所述，研究假設情緒智力在自我控制對手機依賴的影響上起著中介作用。

二、 研究方法

（一） 研究對象

采取方便取樣的方法，隨機發放問卷100份，回收問卷95份，有效問卷91份。后期統計分析時發現多數問卷的年齡項漏填，因此將年齡變量刪除。

（二） 研究工具

1. 情緒智力量表

情緒智力量表英文版由Wong和Law（2002）編制。由中南大學王葉飛（2010）進行了修訂，形成了包括16個條目的中文版情緒智力量表WLEIS—C。WLEIS—C屬于自我報告測驗，采用七點計分，“0”代表“非常不贊同”，“6”代表“非常贊同”。得分越高表明情緒智力越高。最終得到了16個條目測量四個因素的正式量表，四個維度各包括4個條目，四個不同維度的內部一致性系數在0.83至0.90之間。

2. 自我控制量表

量表由重慶大學陳和平（2009）編制共三個維度。問卷采用李克特5點量表計分（1=完全不符合，2=比較不符合，3=不能確定，4=比較符合，5=完全符合）。分為三個維度，自我監察、自我評價和自我強化。各因素內部一致性系數在 0.735～0.805 之間，重測信度在 0.812～0.897 之間。

3. 大學生手機依賴問卷

手機依賴量表由韓永佳（2012）編制，三個維度包括強迫性、戒斷性、沖突性三個維度，共13題，采用5級評分，得分越高，說明越具有依賴傾向。問卷內部一致性系數為0.84，各維度的內部一致性系數在0.70～0.81之間。

（三） 統計方法

采用SPSS18.0與AMOS18.0進行錄入與研究。

三、 結果

（一） 各變量的描述與相關性

由表一可以看出，情緒智力量表的四個維度、自我控制三個維度均呈顯著的正相關。而手機依賴三個因素幾乎不與情緒智力量表和自我控制量表各個因素成相關，說明手機依賴量表所測心理行為特質與其他兩個量表不同。

（二） 自我控制對手機依賴的掩蔽效應

考慮到自我控制量表中自我評價維度與情緒智力量表中自我情緒評價維度的構念相似，因此在建立模型前刪除了自我評價維度的觀測值。建立結構方程模型（如圖1）后得到如下指標，χ2/df=1.17，CFI=0.984，NNFI=0.904，GFI=0.938，RMSEA=0.044。根據溫忠麟，候杰泰，馬什赫伯特（2004）提出的良好模型標準，卡方與自由度的比值小于5，NNFI、CFI、GFI的指標都大于0.90，RMSEA小于0.08。由此可看出，模型擬合良好，可以進行中介效應檢驗。

按溫忠麟、葉寶娟（2014）的方法，先檢驗無中介變量下的模型c的顯著性。自我控制對手機依賴的路徑系數不顯著（β=-0.15，SE=0.25，t=-0.62，p=0.54）。遮掩效應成立，但仍檢驗系數a與b。結果表明，自我控制對情緒智力的路徑系數顯著（β=0.83，p<0.0001）。情緒智力對手機依賴的路徑系數不顯著（β=-0.62，p=0.13）。又因為樣本容量較小，無法代表總體，因此無法滿足Bootstrap法的使用條件。因此，本結構方程模型只存在掩蔽效應，即c/ab=0.82。

四、 討論endprint

結構方程模型確實恰當的擬合了調查數據，但是由于自我控制對手機依賴的影響不顯著，所以在該模型中只存在掩蔽效應，效應值是0.82。在描述性統計中，手機依賴各個維度與其他兩個量表的相關不顯著就已經部分的預示了此結果。當然，樣本容量較小也可能會導致此結果。

五、 結論

自我控制不能顯著影響手機依賴的程度。

參考文獻：

[1]陳和平.重慶市大學生自我控制研究[D].重慶大學，2009.

[2]韓永佳.大學生手機依賴與自尊、社會支持的關系及干預研究[J].漳州師范學院，2012.

[3]王曉鈞.情緒智力：理論及問題[J].華東師范大學學報（教育科學版），2002，20（2）：59-65.

[4]王葉飛.情緒智力量表中文版的信效度研究[D].中南大學，2010.

[5]溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特.結構方程模型檢驗：擬合指數與卡方準則[J].心理學報，2004，36（2）：186-194.

[6]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

[7]Goleman， D. Emotional intelligence.why it can matter more than iq.Learning，1995，24（6）：217-236.

[8]Mayer， J.D.， &Salovey， P. What is Emotional Intelligence. Emotional development and emotional intelligence： Educational implications. 1997.

[9]Salovey， P.， &Mayer， J.D. Emotional intelligence. Imagination Cognition&Personality，1990，9（6）：217-236.

[10]Wong， C.S.， &Law， K.S. The effects of leader and follower emotional intelligence on performance and attitude： an exploratory study.Leadership Quarterly，2002，13（3）：243-274.

作者簡介：

肖旭，云南省昆明市，云南師范大學。endprint